Tipo de Cambio Real Mercy

5/12/2018 Tipo de Cambio Real Mercy - slidepdf.com

http://slidepdf.com/reader/full/tipo-de-cambio-real-mercy 1/44

“ Tipo de cambio real de equilibrio de Ecuador:

Evidencia empírica para el período 2000-2009”

Mercy Orellana Bravo**1

Universidad de Cuenca

Resumen

Este trabajo presenta estimaciones del Tipo de Cambio Real de Equilibrio (TCRE) de

Ecuador, este se aproximó mediante dos de los métodos más utilizados: el enfoque

uniecuacional conocido como BEER (Behavioral Equilibrium Exchange Rate) el cual

calcula el TCRE con base a sus fundamentos económicos y el enfoque FEER (Fundamental

Equilibrium Exchange Rate) que aproxima la trayectoria de equilibrio bajo condiciones de

equilibrio macroeconómico. En las estimaciones realizadas por el método BEER se

confirma la influencia negativa de los términos de intercambio, del gasto del gobierno y de

los activos externos netos sobre el TCR, pero, además se encuentra evidencia robusta de la

presencia del efecto Balassa-Samuelson. En contraste, se descarta la existencia de un

impacto de la remesas sobre el TCR. Bajo el modelo FEER se busca establecer una relación

entre las ecuaciones de comercio, el tipo de cambio real y la cuenta corriente sostenible está

última aproximada a través del balance Ahorro-Inversión. Ambos métodos muestran una

subvaloración del TCR para los años 2000-2001, para el período 2004-2007 los dos

métodos no presentan mayores desalineamientos, finalmente para el período 2008-2009 sepresenta una sobrevaloración del TCR, sin embargo la magnitud de éste desalineamiento

difiere significativamente entre los dos métodos.

** e-mail:[email protected]



INDICE DE CONTENIDO

I. INTRODUCCION .......................... ......................... .......................... ......................... ................ 1

II. MODELO TEÓRICO PARA BEER Y FEER .......................... .......................... ......................... ....... 1

II.1 MODELO PARA ESTIMACIÓN DE BEER ....................................................................... 2

II.2 MODELO DE ESTIMACIÓN PARA FEER........................................................................ 5

III. METODOLOGÍA .......................... ......................... ........................... ......................... ........... 7

IV. EVIDENCIA EMPÍRICA ......................... .......................... ......................... ........................... .. 9

IV.1. ESTIMACION DE PARAMETROS DEL MODELO BEER. ............................................ 9

IV.1.2 EL TIPO DE CAMBIO REAL DE EQUILIBRIO BAJO MODELO BEER ............... 18

IV.2. ESTIMACIÓN DE LOS PARÁMETROS DEL MODELO FEER. ................................. 22

IV.2.1 FUNCIÓN DE EXPORTACIONES .......................................................................... 22

IV.2.2 FUNCIÓN DE IMPORTACIONES. .......................................................................... 24

IV.2.3 CUENTA CORRIENTE SUBYACENTE.................................................................. 25

IV.2.4 FUNCIÓN DE INVERSIÓN ..................................................................................... 27

IV.2.5 FUNCIÓN DE AHORRO.......................................................................................... 28

IV.2.6 CÁLCULO DE LA CUENTA CORRIENTE SOSTENIBLE ..................................... 31

IV.2.7 ANÁLISIS COMPARATIVO FEER Y BEER ........................................................... 34

V. CONCLUSIONES .......................... ......................... .......................... ......................... .............. 37

VI. BIBLIOGRAFIA ......................... ......................... .......................... ......................... .............. 39



1

I. INTRODUCCION

Una de las variables claves para la evaluación de la economía es el Tipo de Cambio Real

(TCR) ya que es uno de los precios relativos más importantes en una economía pequeña yabierta. Su importancia se basa en: i) ejerce una fuerte influencia sobre la actividad

económica en particular en el comercio exterior ya que es un indicador de la competitividad

externa de la economía, ii) determina la composición de la producción sectorial y la

asignación y uso de factores y iii) excesivas fluctuaciones en el TCR pueden producir

incertidumbre en las decisiones de inversión y como consecuencia, impedir la inversión y el

crecimiento de largo plazo (Caballero y Corbo, 1989).

Datos recientes sobre el tipo de cambio real para el Ecuador demuestran que, desdeprincipios del año 2000, éste ha experimentado una fuerte apreciación, hecho que podría

afectar a la competitividad del Ecuador con el resto del mundo. Sin embargo, dado que el

TCR es una variable endógena, hace que la relación con el grado de competitividad del país

no sea tan sencilla, por lo tanto se requiere identificar las causales de los movimientos del

TCR antes de adelantar conclusiones acerca del efecto en la competitividad.

En este sentido, el presente estudio tiene como objetivo determinar el tipo de cambio real

de equilibro para Ecuador, así como cuantificar el desalineamiento a través de la

identificación de apreciación o depreciación cambiaria para el período 2000-2009.

El documento se divide en tres secciones. En la sección II se presenta y discute la

estructura analítica de las relaciones teóricas con la cual se pretende abordar la pregunta de

investigación. La estimación de los parámetros del modelo FEER y BEER y el cálculo del

desalineamiento con cada método se presenta en la Sección III.

II. MODELO TEÓRICO PARA BEER Y FEER

En esta sección se discute los métodos que se utilizarán para modelar el Tipo de cambio

real considerando los factores diversos que lo afectan y determinan. El objetivo final de

estos modelos es servir como herramienta para calcular el Tipo de cambio real de



2

Equilibrio y de esta manera determinar si el TCR observado está desalineado y de ser así

en qué magnitud lo está.

II.1 MODELO PARA ESTIMACIÓN DE BEER

La literatura sobre los determinantes del tipo de cambio real es muy extensiva (ver, por

ejemplo, para países en desarrollo, Edwards (1989), Hinkle y Montiel (1999), y Edwards y

Savastano (2000)). Para escoger los fundamentos que determinan el comportamiento del

TCR empleados en este trabajo, nos basamos en el modelo de Obstfel y Rogoff (1996) y

Vegh (2007) que incorpora bienes transables y no transables para una economía pequeña y

abierta.

Resumiendo brevemente se encuentra que el tipo de cambio real es función de la posición

de activos externos netos, la productividad total de los factores relativa en el sector

transable entre el doméstico y el foráneo (promedio ponderado de los principales socios

comerciales), de la productividad relativa en el sector no transables doméstico vs. foráneo,

los términos de intercambio, los diferenciales del gasto del gobierno y las remesas. Las

características principales del modelo son presentadas en el Anexo I.

Utilizamos la siguiente ecuación de largo plazo para el TCR:

(1)

Por lo tanto el tipo de cambio real de la economía estará determinada por que denota

el coeficiente de activos externos netos con respecto al PIB, es la productividad

total de los factores en el sector transable en el país propio respecto al foráneo,

representa los términos de intercambio, representa el gasto del gobierno (como

porcentaje del PIB) del país propio en relación con el foráneo, es la productividad

total de los factores del sector no transable en el país propio en relación a la del paísforáneo, y representa el ingreso por concepto de remesas con relación al PIB.

La ecuación (1) representa la ecuación fundamental del tipo de cambio real a estimar, entre

sus principales predicciones tenemos:



3

La relación entre la posición de activos externos netos (AEN) y el tipo de cabio real son

analizados en varios modelos teóricos (Obstfeld and Rogoff, 1998, y Lane y Milesi-Ferreti,

2004), que predicen que países con pasivos externos importantes (deudores) necesitan

generar superávits en la balanza comercial para poder pagar sus deudas, y por tanto

requieren de una depreciación del TCR (“efecto transferencia”). Asimismo, Obstfed y

Rogoff (1998), señalan que el efecto transferencia podría también operar a través de un

impacto en el efecto riqueza en la oferta laboral. Un deterioro en la posición de AEN

reduce la riqueza nacional, por lo tanto se esperaría una fuerte caída en el consumo, los

hogares aumentarían su oferta laboral, incrementando la oferta de no transables. Dado que

el mercado de bienes no transables debe estar en equilibrio cada período, provocaría que los

precios no transables caigan, es decir que el TCR se deprecie ( ).

El efecto de la productividad total de los factores se refiere al efecto Balassa-Samuelson, de

acuerdo a esta hipótesis, si la productividad en el sector transable en el país doméstico sube,

respecto a la del país foráneo , entonces se dan dos alternativas: o el precio local de

los bienes transables cae, o el salario sube. Dado que el precio en transables no puede

cambiar ya que se toman del exterior, lo que ocurre es que los salarios deben subir. El alza

de salarios se transmite enteramente en un alza en el precio de los bienes no transables, lo

que provocaría una apreciación real .

Por el contrario, si la productividad de los bienes no transables aumenta en relación a la

productividad de los bienes no transables de los socios comerciales, los salarios no pueden

subir ya que aumentaría el precio de los bienes transables, lo que no puede ocurrir. En

consecuencia, solo puede bajar el precio relativo de los bienes no transables, esto

provocaría una depreciación real por lo que se esperaría que .

Varios modelos teóricos y empíricos, señalan la importancia de los términos de intercambio

(TI) como fuente potencial de fluctuaciones en el tipo de cambio real. Sin embargo elimpacto de los TI sobre el TCR es teóricamente indefinido ya que existen dos efectos

simultáneos de signo opuesto. El primero es un efecto riqueza que afecta el ingreso

disponible del país, provocando aumentos en el consumo que presionan la demanda de

bienes no transables y elevan su precio, con lo cual el TCR se aprecia. El segundo es un



4

efecto sustitución, generado por el cambio en los precios relativos de bienes importables,

exportables y no transables.

Si debido al aumento de términos de intercambio, los bienes importables se abaratan

relativamente, aumentará su demanda afectando también la de bienes no transables, en lamedida que sean bienes sustitutos o complementarios. Si la demanda por bienes no

transables aumenta, los precios de estos bienes se incrementarán y se apreciará el TCR. Por

el contrario, si esa demanda disminuye, los precios de los bienes no transables caerán,

conllevando a una depreciación del TCR (Cerda et al, 2003).

El efecto del gasto de gobierno sobre la trayectoria del tipo de cambio real de equilibrio

dependerá de dos factores: a) la composición del gasto en bienes transables y no transables;

b) el financiamiento del gasto de gobierno que modifica la disponibilidad de recursos del

sector privado, así como su nivel de gasto.

Dado el supuesto que el gobierno consumo más de bienes no transables que transables, un

incremento actual del gasto de gobierno en bienes no transables tiene dos efectos sobre el

tipo de cambio real de equilibrio:

1. Un efecto directo de una mayor demanda en el mercado de bienes domésticos,

originando una apreciación real de equilibrio.2. Dado que este mayor nivel de gasto del gobierno puede requerir un aumento de los

impuestos en los períodos siguientes podría reducir el ingreso privado, tendiendo a

reducir la demanda por bienes no transables por parte del sector privado, motivando

una depreciación real de equilibrio.

Así, el efecto neto sobre el tipo de cambio real de equilibrio es ambiguo y depende de la

diferencia entre las propensiones marginales al gasto en bienes domésticos de los sectores

privado y público. Si la propensión marginal al consumo de no transables del sector público

es mayor (menor) a la del sector privado habrá una apreciación (depreciación) del tipo de

cambio real.

Finalmente un aumento permanente en las remesas (transferencias positiva desde el

extranjero) provocaría un aumento en el ingreso disponible doméstico, que se trasladaría a



5

un aumento en el gasto, así, bajo el supuesto que este ingreso va destinado en su mayoría a

consumo de no transables, provocaría un aumento en el precio relativo de los bienes no

transables, es decir una apreciación real ( ).

Para obtener el tipo de cambio real de equilibrio se calculan los coeficientes de (8) y sereemplazan los valores tendenciales de dichas variables2.

II.2 MODELO DE ESTIMACIÓN PARA FEER

El modelo de equilibrio parcial se basa en las ecuaciones de comercio exterior y postula

que se puede estimar el tipo de cambio real de equilibrio modelando la cuenta corriente.

Siguiendo a Isard and Faruquee(1998), Bayoumi et al(1994) y MacDonald (2000), para

estimar el FEER en este trabajo partimos de la identidad que iguala la cuenta corriente CCcon el balance ahorro inversión:

(2)

Así el primer paso es estimar la ecuación de importaciones y exportaciones con el fin de

calcular la elasticidad con respecto al TCR.

(3)

(4)

Donde denota exportaciones de bienes y servicios, Y denota PIB nacional, TI términos

de Intercambio, Importaciones de bienes y servicos y Demanda interna.

Luego se calculan los valores tendenciales, con el filtro Hodrick y Presscot, del producto,

de la demanda interna, pago neto a los factores en el exterior y de las transferencias netas.

Para el cálculo de la cuenta corriente subyacente se toma el supuesto que los gaps son

eliminados y que el tipo de cambio real actual se espera que se mantenga en el futuro.

Así la cuenta corriente subyacente será igual a:

2 Para obtener los valores de tendencia de las distintas variables, en el presente estudio se utiliza el filtro deHodrick y Prescott.



6

TCR1

FEER

Si :

q1>q* TCR subvaluado

q1<q* TCR sobrevaluado

Un q= Depreciación real

CC

S-I

CCsub1

TCR*

0

Cuenta Corriente

Subyacente (CCS)

Su erávitDéficit

Tipo de cambio real

efectivo (TCRO)

(5)

Por lo tanto, es aquella que prevalecería si 1) se mantuviese en el mediano

plazo y 2) el producto del país estuviese en su nivel de pleno empleo. Bajo supuestos

normales la posición de cuenta corriente subyacente puede estar positivamente relacionada

a los niveles prevalecientes del tipo de cambio real. Como se muestra por la pendiente

positiva en la Gráfico 1. Un aumento (o depreciación) en el tipo de cambio real

normalmente mejora la cuenta corriente subyacente. Si el tipo de cambio real fuera TCR1

entonces el primer paso en el balance macroeconómico será identificar la posición de

cuenta corriente que satisfaga TCR1 es decir .

Gráfico 1

Representación FEER

Fuente: Isard et al (2001)

El segundo paso es derivar una estimación de la posición ahorro-inversión sostenible,además se ocupa que el país esté operando a su nivel potencial. Asimismo se asume que el

balance de equilibrio de Ahorro-inversión es independiente del tipo de cambio real. Como

se muestra por la línea vertical S-I en el Gráfico 1.

(6)



7

La cuenta corriente sostenible depende de múltiples factores. Para Williamson (1994), la

cuenta corriente sostenible depende de las necesidades de inversión determinado por el

ciclo de deuda, los cambios demográficos en la conducta del ahorro y los juicios de

sostenibilidad y consistencia. Un conjunto aún más amplio de consideraciones teóricas

utilizaron Wren-Lewis y Driver (1997) para determinar la cuenta corriente sostenible por el

enfoque ahorro-inversión.

Para el presente estudio se realiza una estimación para el ahorro y otra para la inversión,

finalmente con los coeficientes obtenidos se reemplaza por los valores de tendencia y se

obtiene el valor de la cuenta corriente sostenible.

Así el tipo de cambio de equilibrio fundamental es calculado entonces como el tipo de

cambio real que iguala la cuenta corriente a la brecha Ahorro – Inversión, cuando los otrosdeterminantes de la cuenta corriente se encuentran en sus niveles tendenciales3. Es decir se

calcula la diferencia entre TCR1 y TCR* donde TCR* corresponde al tipo de cambio real

de equilibrio de mediano plazo en el cual

(7)

Dado el tipo de cambio real inicial TCR1 y la posición de la cuenta corriente subyacente, la

cantidad de ajuste del tipo de cambio real que es necesario para equilibrar la cuenta

corriente subyacente con el balance S-I depende de la pendiente de la . El supuesto

en el cual los cálculos son hechos implica que la pendiente depende de la apertura de la

economía. Países con mayor relación exportaciones e importaciones a PIB tienen

pendientes relativamente más planas y requieren cambios porcentuales más

pequeños en sus tasas de cambio real, manteniéndose lo demás constante4.

III. METODOLOGÍA

3 De igual manera se obtiene los valores de tendencia de las distintas variables utilizando el filtro de Hodricky Prescott.4 La elasticidad del tipo de cambio real con respecto a la cuenta corriente es estimada como (elasticidad deexportaciones)*(relación exportaciones a PIB)-(elasticidad de las importaciones)*(relación importaciones aPIB ).



8

Para la estimación de la ecuación de comportamiento del Tipo de cambio Real (TCR) (8), y

para el cálculo del volumen de las exportaciones(X) e importaciones (M) así como de la

ecuación del balance Ahorro-Inversión (13), se asume que las variables que las determinan

pueden tener efectos de corto y largo plazo sobre las variables primero mencionadas.

Siguiendo a Cerda y Lagos (2006), la razón por la que es importante distinguir entre estos

dos tipos de efectos es que la literatura econométrica ha mostrado que el obtener una

correcta estimación de ambos tipo de efectos permite eliminar el problema conocido como

“correlación espuria”5, que impide obtener una correcta estimación de los impactos de las

variables explicativas sobre TCR, X, M y A-I, respectivamente. Específicamente, se

utilizará la metodología elaborada por Pesaran.

El método de estimación emplea el procedimiento desarrollado por Pesaran y compañía

(Pesaran et al ., 1996; Pesaran y Shin, 1999) P&C de aquí en adelante, basado en un

modelo de rezagos distribuidos.

Las razones por las que ocupamos este procedimiento por sobre otros procedimientos

alternativos son las siguientes:

La primera razón es que este procedimiento es aplicable irrespectivamente si los regresores

son I(0), I(1) o mutuamente cointegradas. Por lo tanto este procedimiento no depende de un

pre-test para el orden de integración de las variables, así se elimina la incertidumbre

asociado con el pre-testeo del orden de la integración6.

La segunda razón es que el modelo de corrección de errores (UECM siglas en inglés) es

probable que tenga mejores propiedades estadísticas que por ejemplo el método de dos-

pasos de Engle-Granger, porque UECM no incorpora dentro de la dinámica de corto plazo

los términos residuales (Banerjee et al., 1993, 1998).

5 La correlación espuria tiene que ver con que dos variables que, por alguna razón estadística pero noeconómica, tiene una tendencia común pueden aparecer correlacionadas en un análisis de regresión, aunqueen realidad no lo estén. Para solucionar este problema econométrico, se realiza el análisis de cointegración,que separa efectos de largo y corto plazo.6 El Pre-testeo tiene problemas ya que en la literatura de cointegración y la determinación de raíces unitarias,el poder de los test de éste último son típicamente bajos. (Pesaran and Pesaran, 1997).



9

Sin embargo, la razón más importante para el presente trabajo, es que este enfoque puede

ser aplicado a estudios con muestras pequeñas. Se conoce que los métodos de cointegración

de Engle y Granger (1987) no son adecuadas para muestras pequeñas, tales como en este

estudio donde sólo se posee datos trimestrales correspondientes al período 2000-2009.

IV. EVIDENCIA EMPÍRICA

En esta sección se presenta y discute el análisis empírico del fenómeno de interés. La

misma consta de dos subsecciones, donde se muestran las estimaciones de los parámetros

del modelo BEER y FEER y los resultados del Tipo de Cambio Real de Equilibrio y el

desalineamiento del TCR con cada uno de los métodos antes mencionados. En el Anexo II

se especifican las fuentes de los datos y las definiciones de las variables empleadas, así

como de algunas de sus características estadísticas.

IV.1. ESTIMACION DE PARAMETROS DEL MODELO BEER.

En esta sección se presentan las estimaciones de los parámetros de la ecuación de

comportamiento del Tipo de Cambio Real discutido en la Sección II, así como una breve

ilustración de sus propiedades7. En el Anexo III se encuentran los detalles de la batería de

contrastes que se le aplicaron a cada ecuación. Las estimaciones se realizaron en el

software E-Views 6.

Siguiendo a Coeymans (2008), la estrategia de selección del modelo fue partir estimando

un modelo lo más general posible y luego se aplicó un proceso de reducción de parámetros

mediante test de significancia. El modelo elegido fue confrontado a una batería de test

econométricos.

El trabajo utiliza dos medidas empíricas para el cálculo del Tipo de Cambio real, uno

basado en índices de precios al consumidor (IPC) y otro basado en índices de precios al

productor (IPP), sin embargo, esta última tiene limitaciones por la disponibilidad de datos

principalmente para los países en desarrollo, ya que no lo reportan, por lo tanto se

construyó el TCRIPP solo para los países que poseen IPP.

7 En Anexo II se presenta un resumen estadístico de las variables utilizadas en el modelo.



10

Previo a las estimaciones y con la finalidad de verificar la existencia de Raíces Unitarias, en

el Anexo II se reportan los test ADF de las variables utilizadas en el presente estudio. Cabe

resaltar que todas las series son integradas de orden 1 al 5% de confianza.

Dado el problema del test ADF para muestras pequeñas, se aplicó el test de Pesaran, Shin y

Smith(2001), PSS, respecto a la existencia de una relación de largo plazo, creado

precisamente para los casos en que hay dudas sobre el orden de integración. Este test

examina la hipótesis nula de inexistencia de una relación de largo plazo, independiente del

orden de integración.

El valor del estadígrafo depende del número de variables explicativas que aparecenrezagadas en niveles, excluyendo el nivel rezagado de la dependiente y de las variables

binarias, y presenta dos valores críticos para aceptar o rechazar la hipótesis nula dado que

no se sabe si hay o no hay variables integradas de orden uno I(1). Si el valor del estadígrafo

supera el valor crítico más bajo pero no el más alto, se acepta la hipótesis alternativa sólo si

las variables en niveles son estacionarias. Por lo tanto, si hubiera dudas sobre el orden de

integración de las variables el test es inconcluso.

Por otro lado, si el estadígrafo supera el valor crítico más alto, se acepta la hipótesis

alternativa de existencia de una relación de largo plazo independiente de si las variables son

estacionarias o I(1). Si fueran I(1), además se estaría aceptando la existencia de

cointegración, Coeymans (2008).

Por su parte, en el Cuadro 2 se presentan relaciones de la dinámica de corto plazo para el

TCRIPC.



11

Cuadro 2Ecuación de Corto plazo TCRIPC

Período 2001.q1-2009.q4 D(LTCRIPC) D(LTCRIPC) D(LTCRIPC)

(1) (2) (3)

CONST 1.4575 1.7170 1.6935(0.000) (0.000) (0.000)

LTCRIPC(-1) -0.3146 -0.3358 -0.3261(0.000) (0.000) (0.000)

AENPIB(-2) -0.0420 -0.0112 -0.0106(0.100) (0.054) (0.048)

DIFPRODTRAN(-1) -0.1677 -0.2523(0.052) (0.000)

DIFPRODNOTRAN(-1) 0.1605 0.2477(0.063) (0.000)

DIFPROD(-1) -0.2500(0.000)

DIFGTGOB(-2) -0.0925 -0.0834 -0.0828(0.035) (0.034) (0.032)

REMESAPIB(-2) -0.0033(0.992)

LTIT(-1) -0.0081 -0.0314 -0.0335(0.502) (0.015) (0.002)

D(AENPIB(-2)) 0.2003 0.0446 0.0455(0.000) (0.000) (0.000)

D(DIFPRODTRAN(-2)) -0.3396(0.004)

D(DIFPRODNOTRAN(-2)) 0.3500(0.005)

D(DIFGTGOB(-3)) -0.1520 -0.2154 -0.2193(0.013) (0.000) (0.000)

D(LTIT(-3)) -0.0171(0.165)

D(REMESASPIB) 0.2683(0.226)

DUM06q3q4 0.0116 0.0117(0.022) (0.019)

R-squared 0.957 0.944 0.944

Adjusted R-squared 0.931 0.925 0.928

S.E. of regression 0.00583 0.00607 0.006

“p value” entre paréntesis



12

Cuadro 3Test Econométricos

D(LTCRIPC)(2)

D(LTCRIPC)(3)

Test P value P value Decisión

Normalidad Jarque Bera 0.81 0.83 NormalidadHeterocedasticidad ARCH(1) 0.65 0.70 Homocedasticidad

AutocorrelaciónBreusch-

Godfrey(4) 0.51 0.46 No Autocorrelación

Especificación RESET 0.79 0.79Forma funcionalbien especificada

En el modelo, la variable dependiente es el cambio del logaritmo del Tipo de cambio real

basado en índices de precios al consumidor, y las explicativas son los niveles rezagados de

la relación de los activos externos netos a PIB (AENPIB) de los diferenciales de

productividad en el sector transables (DIFPRODTRAN) y no transable

(DIFPRODNOTRAN) con relación a los principales socios comerciales del Ecuador, de los

diferenciales del gasto de Gobierno (DIFGTGOB), del índice logarítmico de los términos

de intercambio (LTIT) y de la relación remesas a PIB (REMESASPIB) más los cambios de

dichas variables en distintos períodos

El grado de ajuste del modelo es bueno para todos los casos, presentando un error estándar

para la regresión de 0.6%, lo que para este estudio es muy satisfactorio.

Dado que nuestro objetivo es estimar una relación de largo plazo entre el TCR y sus

fundamentos, se realiza el test de cointegración de PSS y se rechaza la hipótesis nula de no

existencia de una relación de Largo plazo. De las cinco tablas que reporta el artículo de PSS

se usó la correspondiente al caso 3, es decir con constante libre y sin tendencia. Es test F se

hace con los grados de libertad usuales, pero como los grados de libertad de las tablas de

PSS son iguales al número de variables explicativas que aparecen en niveles, el valor de

“k” difiere para cada estimación (Ver Anexo III).

La relación de largo plazo implícita en cada ecuación es:



13

Cuadro 4Ecuación de Largo Plazo TCRIPC

Período 2000.q1-2009.q4

LTCRCPI LTCRCPI

(2) (3)

AENPIB -0.033 -0.033

(0.0108) (0.0100)

DIFPRODTRAN-0.751

(0.2222)

DIFPRODNOTRAN0.738

(0.1352)

DIFPROD-0.767

(0.1985)

DIFGTGOB-0.248 -0.254

(0.0485) (0.0467)

REMESASPIB

LTIT-0.094 -0.103

(0.0150) (0.0142)

CONST 5.114 5.194

(0.7929) (0.7222)

Número entre paréntesis: error estándar del coeficientecalculado con el método “delta”

En las dos especificaciones de tipo de cambio real para Ecuador mediante P&S, los signos

de los coeficientes de las variables explicativas reflejan las predicciones del modelo teórico.

Sin embargo, al incluir todas las variables explicativas, en el caso de la ECIPC(1), las

remesas y los términos de intercambio no son significativos pero tienen los signos

esperados.

Siguiendo las técnicas antes mencionadas elegimos la ECIPC(2) y la ECIPC(3), ya que son

los modelos que presenta el menor error estándar y tienen mejores propiedades

econométricas. Los test no detectan heterocedasticidad estocástica. Los residuos son

normales. No existe autocorrelación. La forma funcional estaría correcta. Sin embargo se

debe tener precaución debido al reducido espacio muestral, por lo tanto, algunos test que

tienen validez asintótica, como el de autocorrelación, pierden sus bondades en muestras

reducidas.

La principal diferencia entre la ecuación 2 y 3 está en el hecho de que la primera, incluye el

diferencial del productividad divido en transables y no transables, en cambio la ECIPC(3)

incluye el diferencial entre los dos sectores en relación a sus principales socios comerciales.



14

Los resultados señalan que la posición de activos externos netos tiene un coeficiente

negativo y significativo y robusto en las dos especificaciones. Es decir una mejora del 10%

en la posición de activos externos netos está asociada con una apreciación del TCR de cerca

0.33%.

El coeficiente de la productividad del sector transable es negativo, significativo y robusto a

cambios en la especificación, lo cual, confirma la importancia del efecto Balassa-

Samuelson en la determinación del TCR. En este sentido, un incremento de un punto

porcentual en la productividad del sector transable con respecto a los socios comerciales,

está asociada a una apreciación de 0.75%.

Por su parte, el coeficiente estimado de la productividad del sector no transables tiene el

signo esperado y robusto a cambios en la especificación. Así una mejora de 1% de estavariable en relación con sus socios comerciales, provocaría una depreciación del 0.74% del

TCR.

No obstante, al realizar un test de Wald para probar estadísticamente si los coeficientes de

los diferenciales de productividad en el sector transable y no transable son iguales en

términos absolutos, no se rechazó la hipótesis nula al 95% de significancia, es decir si el

crecimiento de la productividad total de factores es igual en ambos sectores en relación a

sus socios comerciales es probable que no se verifique cambios en el TCR.

Para la ecuación (3), al tomar en cuenta los diferenciales de productividad en los dos

sectores, se obtiene el signo esperado, así si la productividad de los transables aumenta en

un 1% en relación a la productividad de los no transables (relación a la variable

correspondiente para los países socios), se esperaría que el TCR se aprecie en un 0.77%.

A su vez, la variable términos de intercambio resultó con signo negativo y altamente

significativa. Esto corrobora la hipótesis respecto al predominio del efecto riqueza sobre elefecto sustitución. En efecto de acuerdo a ésta estimación un aumento del 10% en los

términos de intercambio, conduce a una apreciación real de 1% en el largo plazo

Finalmente, el diferencial de absorción pública tiene un impacto negativo y significativo

sobre el índice de TCR en todas las especificaciones. Así un aumento del 1% en el gasto de



15

gobierno en relación al gasto de gobierno de sus socios comerciales, estaría asociado a una

apreciación real de de 0.25%.

Al utilizar como variable dependiente al TCR basado en índices de precios al por mayor, se

obtienen los siguientes resultados:

Cuadro 5Ecuación de Corto plazo TCRIPP

Período 2001.q1-2009.q4

D(LTCRIPP) D(LTCRIPP)(1) (2)

CONS 0.860372 1.3352

(0.002) (0.001)

LTCRIPP(-1) -0.061721 -0.2384

(0.070) (0.001)DIFPROD(-1) -0.4302

(0.001)

DIFPRODTRAN(-1) -0.202899

(0.038)

DIFPRODNOTRAN(-1) 0.335835

(0.003)

DIFGTGOB(-2) -0.14151 -0.2393

(0.026) (0.008)

LTIT(-2) -0.055978 -0.0460

(0.034) (0.043)D(AENPIB(-1)) 0.039417 0.0502

(0.005) (0.044)

D(DIFPRODTRAN(-2)) 0.084754

(0.006)

D(DIFPRODNOTRAN(-2)) -0.084929

(0.002)

D(DIFPROD(-1)) 0.5172

(0.033)

D(AENPIB(-4)) -0.0403

(0.015)D(LTIT(-3)) 0.062911

(0.008)

DUM08q1 -0.107074 -0.0769

(0.000) (0.001)



16

R-squared 0.930275 0.836448

Adjusted R-squared 0.903457 0.786125S.E. of regression 0.011132 0.014784

Valor p entre paréntesis

Cuadro 6Test EconométricosD(LTCRIPP)

(2)D(LTCRIPP)

(3)Test P value P value Decisión

Normalidad Jarque Bera 0.41 0.81 NormalidadHeterocedasticidad ARCH(1) 0.64 0.97 Homocedasticidad

AutocorrelaciónBreusch-

Godfrey(4) 0.10 0.66 No Autocorrelación

Especificación RESET 0.74 0.14Forma funcionalbien especificada

Dado que el objetivo es estimar una relación de largo plazo entre el TCR y sus

fundamentos, se realiza el test de cointegración de PSS y se rechaza la hipótesis nula de no

existencia de una relación de Largo plazo.

La relación de largo plazo implícita en cada ecuación es:

Cuadro 7

Ecuación de Largo Plazo TCRIPP

Período 2000.q1-2009.q4 LTCRIPP LTCRIPP

(1) (2)

DIFPRODTRAN -3.2874

(1.2968)

DIFPRODNOTRAN 5.4412

(0.8179)

DIFPROD -1.8044(0.3827)

DIFGTGOB -2.2927 -1.0035(0.6143) (0.1822)

LTIT -0.9070 -0.1931(0.2816) (0.0511)

CONST 13.9397 5.6000(5.0722) (1.4089)




17

No se encuentra una relación de largo plazo entre la variable Activos Externos Netos a PIB

y el TCRIPP, sin embargo, si existe una relación para el corto plazo. Cambios en los

AENPIB rezagado un período, tiene un efecto positivo, es decir apreciaría al TCR en el

primer período, sin embargo este efecto se ve compensado por un efecto transferencia, que

para el cuarto trimestre depreciaría al TCR en la misma magnitud.

En general, los principales determinantes de la evolución del largo plazo del TCRIPP son

los cambios en la productividad, tanto del sector transables, como del sector no transable.

Este es, naturalmente, el resultado esperado del efecto Balassa-Samuelson, se debe notar,

que los coeficientes son mayores que los reportados para TCRIPC.

Así un aumento de 1% en la productividad de los transables en relación a los socios

comerciales estaría asociado con una apreciación del TCRIPP cercano al 3%. Por el lado dela productividad relativa de los no transables, un incremento del 1% en esta variable,

provocaría una depreciación del TCRIPP de aproximadamente un 5.4%.

No obstante, al realizar un test de Wald para probar estadísticamente si los coeficientes de

los diferenciales de productividad en el sector transable y no transable son iguales en

términos absolutos, se rechazó la hipótesis nula al 5% de significancia. Por lo tanto si el

crecimiento de la productividad total de factores es igual en ambos sectores es probable que

exista algún cambio en el TCRIPP. Resultado en la línea con lo reportado por Soto(2008) yCalderón (2002) para paneles de países en desarrollo.

De acuerdo a la ecuación TCRIPP(2), un aumento del 1% del sector transable en relación

al no transable (cada uno en relación con los socios comerciales), provocaría una

apreciación real de cerca un 1.8%.

Por el otro lado, aumentos en el diferencial de absorción pública tiene un impacto negativo

y significativo sobre el índice de TCR en todas las especificaciones. Así un aumento del 1%en el gasto de gobierno en relación al gasto de gobierno de sus socios comerciales, estaría

asociado a una apreciación real de entre 2% y 1%.

Finalmente un incremento 1% en los términos de intercambio en Ecuador explicaría una

apreciación real dentro de un rango de 0.9% y 0.2%.



18

En este trabajo no se incluye como variable fundamental la razón entre gasto agregado y

PIB esto debido a que esta variable flujo debería tener un impacto sobre la posición de

activos internacionales netos y esta variable de stock ya está incorporada en la

especificación empírica.

Por lo tanto los resultados obtenidos van a depender de la medida de TCR utilizada, sin

embargo, las conclusiones teóricas son las mismas en todos los modelos utilizados. Las

principales deferencias, se dan en la magnitud de los coeficientes. Se debe recalcar que el

TCRIPP presenta mayores variaciones que el TCRIPC.

En el Cuadro 8 se comparan los resultados obtenidos en el presente trabajo con los

reportados por otros autores.

Cuadro 8Diferencia con otros trabajos

Resultadosreportados en este

trabajo

Drine y

Rault (2003)

Soto

(2008)

Segovia et al

(2003)

Bello et al

(2010)

AENPIB -0.033 -0.033 -0.020 -0.005 -0.008

DIFPRODTRAN -0.751 -0.580

DIFPRODNOTRAN 0.738 0.610

DIFPROD -0.767 -0.230 -1.007

DIFGTGOB -0.248 -0.254 -0.100 -0.049

LTIT -0.094 -0.103 -0.010 -0.604 -0.174

APERTURA 0.090 0.500 1.297 0.023

CC EQUILIBRIO -0.310

REMESAs 0.015 0.005

XPETROLERAS 1.888

IV.1.2 EL TIPO DE CAMBIO REAL DE EQUILIBRIO BAJO MODELO BEER

En la línea del trabajo de Soto y Valdés (1998) se presentan dos tipos de proyecciones del

tipo de cambio real de equilibrio: (1) la proyección estática, que calcula el valor ajustado

del TCR usando los valores de los fundamentos en t, que nos da una buena medida del

desempeño del modelo de largo plazo dentro de la muestra; (2) la proyección fundamental

– o tipo de cambio real de equilibrio fundamental- usando el valor de largo plazo o

permanentes de los fundamentos.



19

Para fines de este estudio se calcularon los valores permanentes de cada uno de los

fundamentos del TCR mediante la aplicación del filtro de Hodrick y Prescott con diferentes

valores para el parámetro de suavizamiento.8 En el Anexo II se presenta la trayectoria de

los fundamentos.

En el gráficos 2 se presenta el tipo de cambio de equilibrio estático y de largo plazo

utilizando las estimaciones ECIPC(2) e ECIPP(1) respectivamente.

Gráfico 2

TIPO DE CAMBIO REAL DE EQUILIBRIO BASADO EN BEER

H-P Lambda= 1600

TCREIPC TCREIPP

A groso modo, se puede observar que la trayectoria proyectada del TCR, ya sea estática ode largo plazo muestra una misma tendencia. Sin embargo en el 2008 el TCRE ha mostrado

una ligera tendencia hacia la apreciación real esto podría explicarse por el aumento

aproximadamente de un 20% en los términos de intercambio en Ecuador y de aumentos en

el gasto del gobierno, durante el período 2008.q1 y 2008.q4, por lo tanto según el modelo

esto explicaría una apreciación real acumulada dentro de un rango de 3.86% durante este

período. No obstante, después de este año hay una fuerte contracción del los términos de

intercambio de la misma magnitud que la experimientada en el 2008, por lo tanto el TCRE

se deprecia nuevamente.

Para calcular el desalineamiento del TCR para las dos ecuaciones, se toma la diferencia

porcentual del TCR con respecto al de equilibro fundamental de largo plazo.

8Ver anexo IV para descripción detalla del Filtro

4,5

4,6

4,7

4,8

4,9

5

5,1

TCRE LARGO PLAZOTCRE ESTATICO

TCR OBSERVADO

3,4

3,6

3,8

4

4,2

4,4

4,6

4,8

5

TCRE LARGO PLAZO

TCRE ESTATICO

TCR OBSERVADO



20

Si , es positivo significa el TCR observado esta subvalorado, si es negativo el TCR está

sobrevalorado y si es cero está en equilibrio. El cuadro 9 presenta los resultados; se utilizan

las dos medidas para el TCR antes mencionadas.

Cuadro 9

Desalineamiento del Tipo de Cambio Real por BEER (%)Período 2000.q1-2009.q4

lambda=1600 lambda=500 lambda=100000

TCRIPC TCRIPP TCRIPC TCRIPP TCRIPC TCRIPP

Año Ec.(2) Ec.(1) Ec.(2) Ec.(1) Ec.(2) Ec.(1)2000.IV 36.1 77.1 36.1 81.5 35.0 81.2

2001.II 18.1 59.1 18.2 60.9 17.4 64.92001.IV 11.8 47.0 12.0 46.7 11.3 54.32002.II 6.1 38.1 6.4 36.0 5.8 48.22002.IV 4.4 29.3 4.7 8.8 4.2 40.02003.II 0.5 13.8 0.9 -1.0 0.6 30.52003.IV 0.2 4.5 0.4 -5.2 0.5 25.22004.II -0.1 0.2 0.5 -5.2 1.1 23.12004.IV 1.7 -2.2 1.6 -7.1 2.6 21.22005.II 2.0 -4.6 1.6 -8.8 3.1 17.32005.IV 3.0 -3.0 2.4 -6.2 4.1 16.72006.II 0.1 -3.9 -0.5 -6.1 1.2 11.62006.IV 2.8 -5.1 2.2 -6.3 3.8 5.22007.II 5.9 0.8 5.4 0.8 6.6 5.72007.IV 5.6 3.8 5.4 5.2 5.8 2.12008.II 3.2 10.6 3.4 13.6 2.9 1.62008.IV 0.1 1.2 0.5 5.2 -0.8 -13.32009.II -1.5 -2.4 -0.9 2.3 -2.8 -22.12009.IV -0.6 3.1 0.1 9.0 -2.4 -23.3

PROMEDIO2000-2002

15.3 50.1 15.5 46.8 14.8 57.7

PROMEDIO2003-2006

1.3 0.0 1.1 -5.7 2.1 18.8

PROMEDIO2007-2009

2.1 2.8 2.3 6.0 1.5 -8.2



21

Gráfico 3Desalineamiento del TCR basado en BEER

H-P Lambda= 1600

Como principales conclusiones sobre el desalineamiento del TCR de Ecuador se tiene que:después de una fuerte devaluación nominal anual de cerca de 274% a finales de 1999, se

produjo un fuerte overshooting del tipo de cambio real de 33.8% frente al nivel de

equilibrio en el último trimestre del 2000. En los siguientes años, el Ecuador comienza un

proceso de estabilización que se puede reflejar en un desalineamiento casi nulo para finales

del 2004, hecho que también se enmarca con un gran crecimiento económico del Ecuador

para dicha época. .

En los años posteriores los desalineamientos no parecen haber sido de magnitudes

importantes. Para el período comprendido entre los años 2003-2006, el TCR basado en IPC

refleja una leve subvaloración de alrededor del 5%, por el contrario para el TCR basado en

IPP se muestra una leve sobrevaloración de aproximadamente un 4%. Para finales del 2006

los dos modelos reflejan una alineación del TCR a su valor de equilibrio fundamental.

Finalmente para finales del año 2009, el tipo de cambio real se encuentra levemente

sobreapreciado cerca de un 3% para TCRIPP hecho que podría enmarcarse debido a la

reciente crisis financiera mundial, y un shock positivo de términos de intercambio en losprecios del petróleo y un aumento en el gasto del gobierno para finales de 2008 además la

no convergencia inmediata se debe a que la tasa de inflación doméstica no converge

rápidamente a la tasa de inflación internacional.

-20

0

20

40

60

80

100 %

TCRIPP

TCRIPC



22

Los resultados presentados en torno a los niveles de desalineamiento se deben interpretar

con cautela, ya que el cálculo del mismo, dependen de juicios en torno a la elección del

modelo y al período muestral utilizado y a la medida de tipo de cambio real utilizado.

IV.2. ESTIMACIÓN DE LOS PARÁMETROS DEL MODELO FEER.

Aplicamos, igual que antes, el modelo de corrección de errores de Pesaran et al (1999), para

encontrar una ecuación de largo plazo entre las principales variables de estudio, dado que el

interés principalmente en este modelo son las relaciones de largo plazo, se presentan a

continuación solo las estimaciones para dicho caso, todos las estimaciones de corto plazo y

la batería de test econométricos se encuentran en el Anexo III.

IV.2.1 FUNCIÓN DE EXPORTACIONES

Argumentos teóricos suponen que las exportaciones pueden modelarse ya sea como una

función de demanda externa de bienes internos para una economía (demanda de

exportaciones), esto para países que tienen poder significativo en el mercado internacional

y tienen la capacidad de influir sobre los precios del mercado. La otra forma es a través de

una función de oferta de exportaciones en la cual el crecimiento económico induce a las

exportaciones, generalmente aplicable a economías pequeñas.

En el marco de la hipótesis de“

growth-driven export, Gagnon (2004) encuentra una fuerterelación de causalidad del producto a las exportaciones, sin decrecimiento en los términos

de intercambio, en 58 países en el periodo 1960-2004. Su resultado se apoya en la

posibilidad que tienen las economías con altas tasas de crecimiento de generar una mayor

variedad de productos que pueden ser exportados sin generar presiones a la baja en los

precios de los productos existentes.

Dadas las condiciones de la economía ecuatoriana de pequeña, abierta y tomadora de

precios externos, el segundo enfoque de una oferta de exportaciones es el más apropiadopara modelar este sector. Por lo tanto se toma como supuesto que el crecimiento económico

conlleva a una expansión de las exportaciones “growth-driven export”. Es decir el

crecimiento aumenta la razón exportaciones a ingreso total, por lo tanto siendo un caso de

crecimiento pro-comercio (Ossa, 2006).



23

Para la modelación se utiliza como medida de actividad económica el PIB en términos

reales con base al año 2000 y el tipo de cambio real basado en IPC y en IPP. Así el modelo

puede describirse como:

(7)

A partir de esta función, esperaríamos coeficientes positivos para las tress variables

explicativas. Por construcción del modelo, un aumento en la capacidad productiva del país

induce a un mayor nivel de bienes exportables, mientras que una depreciación del tipo de

cambio real implicaría un mayor nivel de competitividad de los bienes exportables en el

mercado externo, lo cual tiene incentivos para los exportadores de aumentar su producción.

Además se utilizan los términos de intercambio con el propósito de corregir algúnproblema con la medida de TCR utilizada en este trabajo. Dado que aumentos en los

precios de los bienes importados tienden a depreciar el TCR de esta manera según el

modelo aumentaría las exportaciones, lo que no es lógico, por lo tanto este efecto se verá

neutralizado por la disminución en los términos de Intercambio lo que disminuirán las

exportaciones.

El análisis de raíz unitaria se ha llevado a cabo por medio del test de Dichey Fuller

Aumentado, cuyos resultados indican que las variables consideradas son de orden uno I(1)al 5% de significancia. Dado que la importancia son los coeficientes de largo plazo los

resultados en el corto plazo se adjuntan en el Anexo III.

El resultado de largo plazo de las estimaciones son las siguientes:

Cuadro No. 10

Ecuación de Largo Plazo ExportacionesPeríodo 2001.q1-2009.q4

LNEXP LNEXP

LCTRPPI 0.1316(0.0428)

LTCRCPI 0.1346

(0.0431)

PIBREAL 0.7488 0.7494(0.1517) (0.1499)

LTIT 0.1308 0.1269(0.0318) (0.0328)




24

La especificación econométrica mostró los signos esperados según la teoría, así una

depreciación real de un 1% provocaría un aumento en las exportaciones de cerca un 0.13%

para los dos modelos.

El indicador de Producto interno bruto real es significativo y de signo positivo así unaumento del 1% en dicha variable conduciría a un aumento de 0.75% en las exportaciones

reales.

IV.2.2 FUNCIÓN DE IMPORTACIONES.

A partir de un enfoque de demanda interna por bienes externos podemos deducir que el

comportamiento de las importaciones es utilizado como un buen indicador para analizar el

crecimiento del gasto interno de la economía y como tal sus fundamentos microeconómicos

están estrechamente relacionadas a las del agente maximizador de utilidades sujeto a una

restricción presupuestaria.

Partimos del supuesto bastante razonable que existe sustitución imperfecta entre la oferta

doméstica y la oferta de bienes externos, y que se cumplen las condiciones de Marshall-

Lerner lo que permite tener una elasticidad de demanda de importaciones no infinita.

Con este enfoque se espera que la demanda interna de bienes externos esté relacionada

negativamente con el tipo de cambio real.

En relación con el estado real de la economía, dado que las importaciones están

intrínsecamente relacionadas con la demanda de bienes interna, se espera una relación

positiva con ésta.

Por tanto, la demanda de importaciones puede ser explicada de acuerdo a la demanda

interna, y del tipo de cambio real a través del siguiente modelo:

(8)

Mediante un modelo de corrección de errores se obtiene los siguientes resultados para el

modelo de largo plazo.



25

Cuadro 11Ecuación de Largo Plazo Importaciones

Período 2001.q1-2009.q4

LNEXP LNEXPLCTRIPP -0.3171

(0.0867)LTCRIPC -1.1520(0.2835)

DEMINT 3.5174 2.8115(0.8807) (0.7007)

CONST -43.4995 -29.0943(11.037) (8.4328)


La elasticidad del TCR presentó el signo esperado, sin embargo, la magnitud difiere mucho

entre las dos estimaciones. Así para el TCRIPP presenta una elasticidad cercana a 0.31, ypara el TCRIPC muestra una elasticidad unitaria. Por lo tanto, con estas estimaciones, al

calcular la elasticidad de la cuenta corriente subyacente, van a presentar resultados

diferentes.

Para las ecuaciones de importaciones y exportaciones, no se detecta presencia de

autocorrelación ni heterocedasticidad. Los errores distribuyen normal. La forma funcional

estaría correcta. Además la variación del error en los dos modelo es aproximadamente el

3%.

Además aplicando el test de PSS, para verificar si existe una relación de largo plazo, se

rechaza la hipótesis nula al 1% de significancia para todas las regresiones anteriores.

IV.2.3 CUENTA CORRIENTE SUBYACENTE

La cuenta corriente subyacente fue complementada con las tendencias de las series de renta

neta y de transferencias corrientes de la balanza de pagos, escaladas por el PIB nominal.

Los movimientos de largo plazo de esas variables fueron extraídas mediante el filtro deHodrick-Prescott (ver Anexo II) y se agregaron a las estimaciones de las funciones de

mediano plazo de las exportaciones e importaciones, así:

(8)



26

Se obtienen dos estimaciones dado que se tiene dos medidas para el TCR. Los resultados se

presentan en el gráfico 4.

Gráfico 4

Cuenta Corriente SubyacentePara TCRIPC y TCRIPP

En el Cuadro 12 se muestran resultados para la elasticidad de la cuenta corriente subyacente

para las dos medidas de TCR (IPP e IPC).

Cuadro 12Cálculo elasticidad CCsubyacente

Período 2000.q4-2009.q4 TCRIPC TCRIPP

dic-00 0.43002 0.15038

jun-01 0.45924 0.15854

dic-01 0.52118 0.17479

jun-02 0.54545 0.18113

dic-02 0.52034 0.17379

jun-03 0.51110 0.17254

dic-03 0.48104 0.16766

jun-04 0.50747 0.17567

dic-04 0.53207 0.18111

jun-05 0.55936 0.18945

dic-05 0.55378 0.18962

jun-06 0.56009 0.19090

dic-06 0.60016 0.20392

-10,00%

-5,00%

0,00%

5,00%

10,00%

15,00%

d i c

- 0 0

j u l - 0 1

f e

b - 0

2

s e

p - 0

2

a b

r - 0 3

n o

v - 0

3

j u

n - 0

4

e n

e - 0

5

a g

o - 0

5

m a

r - 0 6

o c t - 0 6

m a

y - 0

7

d i c

- 0 7

j u l - 0 8

f e

b - 0

9

s e

p - 0

9

CCSUB-IPC

CCSUB-IPP



27

jun-07 0.60657 0.20471

dic-07 0.60728 0.20401

jun-08 0.60533 0.20394

dic-08 0.62971 0.20833

jun-09 0.52334 0.17781dic-09 0.56234 0.18800

Por lo tanto debido a la mayor elasticidad del TCRIPC en las importaciones la pendiente de

la será relativamente más plana y requerirá cambios porcentuales más pequeños en

el TCRIPC comparado con la pendiente de la calculada con TCRPPI.

IV.2.4 FUNCIÓN DE INVERSIÓN

A nivel teórico, uno de los modelos más conocidos para estimar la función de inversión es

la llamada “q” de Tobin (1969), que plantea que la tasa de inversión es función de “q”,

donde “q” es relación entre el valor de mercado de los nuevos bienes de capital y su costo

de reposición. Así se invertiría hasta que “q”=1. Lamentablemente, como plantea Summers

(1981), debido a las dificultades de medición de la variable correspondiente a la “q” de

Tobin, resulta muy difícil utilizarla en modelos empíricos y aquí tampoco será el caso.

Se desprenden como principales determinantes de la inversión la tasa de rentabilidad

esperada (positivamente) y la tasa de interés relevante junto con el precio relativo del

capital (negativamente). Coeymans (2008) reafirma esta idea, mencionando que estas

variables son las que más oscilan en el mediano plazo y son las que debiesen explicar la

mayor parte de la evolución de la inversión a nivel agregado.

Finalmente la especificación que se utilizó y que mejores propiedades tanto teóricas como

empíricas arrojo fue:

(9)

Con el supuesto de una función de producción tipo Cobb Douglas, como con

constante, se utilizó como medida de , y como medida de la tasa de interés

real, se utilizó la tasa de interés de colocación nominal a 90 días deflactada por la inflación,



28

sin embargo no se tiene una medida de costo del capital. La variable dependiente mide la

razón inversión total a PIB.

Después de correr el modelo de corto plazo por P&S (Ver Anexo III), se obtiene la relación

de largo plazo. Se debe notar que en la estimación de corto plazo no se considera el año2000 ya que se intenta aislar algunos de los efectos de la crisis del 2000 sobre la inversión

debido a que la economía durante este año presentó tasas de interés reales negativas, y

fuerte contracción económica.

Cuadro 13

Ecuación de Largo Plazo InversiónPeríodo 2001.q1-2009.q4

TIABCE -0.4749

(0.1366)

PMGK 4.0747

(0.8942)

R-squared 0.7261

Adjusted R-squared 0.6855

S.E. of regression 0.0211Número entre paréntesis: error estándar del coeficientecalculado con el método “delta”

La cual aparece como una representación bastante alineada con la teoría del movimiento de

la tasa de inversión total en el largo plazo. Donde el nivel de Y/K que suele ser

relativamente constante es el determinante fundamental además del nivel de la tasa de

interés con un efecto menos que proporcional.

Los test no detectan heterocedasticidad estocástica. Los residuos son normales. No existe

autocorrelación. La forma funcional estaría correcta.

Luego obtenemos el nivel de tendencia de cada uno de los determinantes de la tasa de

inversión y con los coeficientes de largo plazo, obtenemos la tasa de inversión totalsostenible.

IV.2.5 FUNCIÓN DE AHORRO

El análisis empírico se enmarca en la línea trazada por Edwards(1995), Schmidt Hebbel y

Servén(1999) y Vergara (2001) que buscan en un abanico amplio de variables, las más



29

pertinentes para explicar, en forma ad-hoc, el ahorro y tienen como marco de referencia las

teorías del ingreso permanente y del ciclo de vida.

Las teorías modernas del ahorro tienen su base teórica en modelos de maximización de la

función de utilidad intertemporal de los individuos sujetos a sus restriccionespresupuestarias. En este escenario el individuo toma su decisión de consumo presente,

consumo futuro y ahorro, basado en la tasa de interés u oportunidades de inversión que

enfrenta y su riqueza. El modelo se puede sofisticar con restricciones de liquidez,

incertidumbre, flujos de capital internacional, herencias, seguridad social y otros, pero

básicamente la línea teórica es la misma.

Los modelos más conocidos en esta vertiente son los del ingreso permanente (Friedman,

1957) y del ciclo de vida (Modigliani, 1970, 1986). En el modelo del ingreso permanente elconsumidor define su patrón de consumo intertemporal basado en su ingreso permanente,

que corresponde al valor anual de su riqueza. Esta, a su vez, se define como el valor de su

riqueza inicial más el valor presente de sus flujos de ingreso esperado a través del tiempo.

El consumo, que depende del ingreso permanente y que entra en la función de utilidad, es

virtualmente plano a través del tiempo. Si un año el ingreso corriente es relativamente alto,

habrá ahorro, y viceversa. Por lo mismo, un aumento del ingreso transitorio se ahorra casi

completamente, mientras que un aumento del ingreso permanente se consume.

En la teoría del ciclo de vida el patrón de ahorro dependerá del período de la vida en el cual

está el individuo. En las primeras y últimas etapas desahorra, mientras que en el medio

ahorra. Una mayor tasa de crecimiento que hace más ricas a las generaciones más jóvenes

aumenta la tasa de ahorro, ya que la edad media de los ahorrantes es menor que la edad

media de los que desahorran. Lo anterior se ve fortalecido, además, si los jóvenes tienen

algunas restricciones para pedir prestado (Modigliani, 1986).

Siguiendo la línea de Vegara(2001), finalmente la especificación que se utilizó fue la

siguiente

(10)



30

Donde: Cuenta de capitales sobre PIB, Variable demográfica, Tasa de

crecimiento del PIB, Tasa de interés real de colocación a 90 días menos inflación,

Ingreso bruto disponible transitorio, Ahorro público a PIB.

Cuadro 14Ecuación de Largo Plazo Ahorro

Período 2001.q1-2009.q4 T.AHORRO

CKPIB -0.8338(0.1935)

AFPIB -0.5551(0.1281)

DEM2 -0.6134(0.1152)

TCPIB 2.5569(0.4017)

TCOL90REAL 0.4941(0.0714)

CONS 0.6193(0.1286)

Número entre paréntesis: error estándar del coeficientecalculado con el método “delta

Los parámetros del modelo de corto plazo, reportados en el Anexo III, son significativos y

estables tanto global como individualmente. No se detectó presencia de autocorrelación ni

heterocedasticidad en los residuos; además se acepta la hipótesis nula de estabilidad global

del modelo. Los test confirman la bondad del modelo en su conjunto. Se realizó el test de

normalidad de Jarque-Bera que no rechaza la hipótesis nula de normalidad de los residuos.

Entre los principales resultados se tiene que:

El ahorro Público resultó negativo. Este coeficiente estaría indicando una equivalencia

ricardiana imperfeta, es decir, que un aumento del ahorro público si tendría efectos

significativos en el ahorro total.

La tasa de interés resultó significativa y con un coeficiente positivo. A medida que sube la

tasa de interés, sube también el ahorro total. El rezago con que actúa la tasa de interés es de

dos trimestres.



31

El ingreso transitorio resultó positivo pero solo en el corto plazo. Así, un shock que afecte

al ingreso transitorio, elevaría la riqueza de los agentes, pero solamente una fracción iría a

mayor ahorro, pero solo en el corto plazo.

También se incluyó en la regresión la variable cuenta de capitales. La idea es que si elahorro externo aumenta, entonces hay una sustitución con respecto al ahorro interno, dada

la existencia de restricciones de liquidez. Es decir, un mayor flujo de capitales libera

recursos domésticos que se pueden dedicar al consumo. El coeficiente resultó negativo y

muy significativo.

Variable demográfica, según la hipótesis del ciclo de vida predice que los viejos

desahorran, así, una mayor población dependiente, económicamente inactiva, reduce el

ahorro nacional. Esta variable es altamente significativa y tiene el signo esperado

El crecimiento resultó muy significativo. Con el propósito de controlar la endogeneidad de

esta variable se utilizó como instrumento su segundo rezago. Por lo tanto un aumento en la

tasa de crecimiento del PIB afecta positivamente al ahorro nacional.

IV.2.6 CÁLCULO DE LA CUENTA CORRIENTE SOSTENIBLE

Con el propósito de obtener una cuenta corriente sostenible, se recalculan las funciones de

ahorro e inversión con los coeficientes de largo plazo con base a sus determinantes detendencia (haciendo uso nuevamente del filtro de Hodick-Prescott), con el propósito de

aproximar el comportamiento de largo plazo o sendero sostenible del balance

macroeconómico Ahorro-Inversión, para lo cual se parte de la siguiente igualdad

macroeconómica

(11)

El siguiente gráfico muestra la cuenta corriente sostenible estimada como proporción delPIB para el período de investigación.



32

Gráfico 5Cuenta Corriente SostenibleBalance Ahorro-Inversión

Se puede observar que en los años 2001-2004 la cuenta corriente sostenible presenta un

déficit cercano al 1% del PIB. Esto se debió a una brusca reducción de la tasa de ahorronacional, más que a un incremento de la inversión interna. De hecho, la inversión interna

también cayó durante este período, pero la caída del ahorro fue más pronunciada. Gran

parte de la caída del ahorro nacional se debió principalmente a las bajas tasas de interés

reales, llegando en el período 2000-2001 a ser negativas, esto debido al período

inflacionario y la mayor crisis que sufrió el Ecuador por estas épocas. Además durante el

período de déficit la cuenta de capitales filtrada presentó un superávit promedio de 1.4%

del PIB, según nuestro modelo, esto provocaría una disminución del ahorro nacional

sostenible de 1.16% del PIB.

Esta situación se dio vuelta para los años 2005-2009, donde la cuenta corriente sostenible

presenta un período de superávit cercano al 1.5% del PIB, en promedio. En este período,

tanto el ahorro nacional, como la inversión interna aumentan, sin embargo el aumento del

ahorro fue mayor. Esto debido a las mayores tasas de crecimiento del PIB, a las mayores

tasa de interés, en resumen a la mayor estabilidad económica del país.

Como resultado de este superávit, la posición de pasivos externos netos se redujonotablemente, pasando de -4.89% del PIB a inicios del 2000 a un -1.18% a finales del 2009.

-1,50%

-1,00%

-0,50%

0,00%

0,50%

1,00%

1,50%2,00%

2,50%

d i c

- 0 0

a g o - 0

1

a b r - 0 2

d i c

- 0 2

a g o - 0

3

a b r - 0 4

d i c

- 0 4

a g o - 0

5

a b r - 0 6

d i c

- 0 6

a g o - 0

7

a b r - 0 8

d i c

- 0 8

a g o - 0

9



33

IV.2.5 TIPO DE CAMBIO REAL DE EQUILIBRIO BAJO FEER

Los resultados de la cuenta corriente subyacente y objetivo permiten, haciendo uso de los

coeficientes de elasticidad de las exportaciones e importaciones de bienes y servicios,

calcular aquel tipo de cambio real de equilibrio que equilibra ambos balances, el cual es

denominado FEER.

Para calcular el desalineamiento del TCR, se procede primero a obtener la mejora

requerida de la para que iguale a la es decir .

Por lo tanto si es mayor a cero, se tiene un TCR subvaluado, si es menor a cero el

tipo de cambio real está sobrevalorado y si es igual cero se tiene un TCR=FEER. Luegoesta mejora se multiplica por la pendiente de la y se obtiene el desalineamiento del

TCR.

En la siguiente tabla se resumen los cálculos del desalineamiento del TCR para un período

específico.

Cuadro 15

Cálculo del Desalineamiento del Tipo de Cambio Real por FEER (%)

Para marzo 2002Para Q1 2002

TCRIPC TCRIPP

Elasticidad importaciones -1.1520 -0.3171

Elasticidad exportaciones 0.1346 0.1316

relación Exp/PIB 0.3266 0.3266

relación IMP/PIB 0.4348 0.4348

Elasticidad de la cuenta corriente (con respecto alTCR) 0.5448 0.1808

Cambio porcentual requerido en el TCR para

mejorar la cuenta corriente en un 1% del PIB 1.8355 5.5298Cuenta corriente Subyacente 3.60% 1.79%

Cuenta corriente Sostenible -1.14% -1.14%Mejora requerida en el balance de cuentacorriente -4.74% -2.93%

Subvaloracion(+), sobrevaloración(-) 8.70% 16.18%



34

Gráfico 6Desalineamiento del TCR basado en FEER

H-P Lambda= 1600

El TCR para las dos medidas presenta un fuerte desalineamiento para finales del 2000, estofue producto como se comentó anteriormente de una fuerte devaluación nominal anual de

cerca de 274% a finales de 1999,

Las dos medidas de TCR muestran un comportamiento casi idéntico para el período

comprendido entre 2002.q3 y 2005.q4. Después de este período el TCRIPC sigue

presentando pequeñas subvaloraciones del TCR hasta 2008 q2 que se alinea al FEER, pero

el TCRIPP no muestra desalineamiento para el período 2005-2008.

Para finales del 2009 los dos modelos reflejan una sobrevaloración del TCR. Esto se

explica en este modelo ya que para esta fecha la cuenta corriente sostenible (representada

por el balance Ahorro-Inversión) fue mayor que la cuenta corriente subyacente, es decir el

tipo de cambio real observado estaba sobrevalorado no permitiendo el equilibrio

macroeconómico, sin embargo, este modelo no explica qué fundamentos están detrás de la

sobrevaloración del tipo de cambio real..

IV.2.7 ANÁLISIS COMPARATIVO FEER Y BEER

A pesar de las limitaciones, similitudes y diferencias entre los dos enfoques es útil

comparar los resultados obtenidos del BEER y del FEER porque se puede obtener

conclusiones más robustas sobre la tendencia y la magnitud del desalineamiento. Los

gráficos 7 y 8 resumen los resultados obtenidos para el desalineamiento para las dos

-30

-20

-10

0

10

20

30

40

50

60

d i c

- 0 0

s e p - 0

1

j u n - 0

2

m a r - 0 3

d i c

- 0 3

s e p - 0

4

j u n - 0

5

m a r - 0 6

d i c

- 0 6

s e p - 0

7

j u n - 0

8

m a r - 0 9

d i c

- 0 9

TCRIPCTCRIPP



35

diferentes medidas de TCR. Se puede apreciar que ambos métodos muestran que el tipo de

cambio real estuvo subvaluado para el período comprendido entre 2000 y 2001

Gráfico 7

Desalineamiento del TCRIPC.FEER vs BEER

Gráfico 8Desalineamiento del TCRIPP.

FEER vs BEER

Así mismo se observa que ambos métodos registran para el año 2009 una sobrevaluación

del TCR. Sin embargo las magnitudes difieren mucho entre métodos. Así por ejemplo para

el último trimestre del 2009, el TCRIPC basado en BEER registra una sobrevaloración de

aproximadamente 0.6% en cambio por FEER registra un desalineamiento cercano a un

18%. Una diferencia igual de significativa se reporta para el TCRIPP.

La diferencia en el desalineamiento según los dos modelos radica en la medición del

TCRE, mientras en el BEER la noción de equilibrio viene dado por el comportamiento de

-30

-20

-10

0

10

20

30

40

d i c

- 0 0

j u l - 0 1

f e b

- 0 2

s e p - 0

2

a b r - 0 3

n o v - 0

3

j u n - 0

4

e n e - 0

5

a g o - 0

5

m a r - 0 6

o c t - 0 6

m a y - 0

7

d i c

- 0 7

j u l - 0 8

f e b

- 0 9

s e p - 0

9

%

BEER FEER

-40

-20

0

2040

60

80

100

s e p - 0

1

m a r - 0 2

s e p - 0

2

m a r - 0 3

s e p - 0

3

m a r - 0 4

s e p - 0

4

m a r - 0 5

s e p - 0

5

m a r - 0 6

s e p - 0

6

m a r - 0 7

s e p - 0

7

m a r - 0 8

s e p - 0

8

m a r - 0 9

s e p - 0

9

%

BEER FEER



36

sus fundamentos, en el FEER el equilibrio viene dado por la interacción del equilibrio

interno y externo de la economía, es decir bajo este modelo el TCRE será aquel que permita

mantener este equilibrio macroeconómico.

Por lo tanto, por ejemplo shocks de términos de intercambio tendrán un efecto directo sobreel TCRE medido bajo el enfoque BEER, mientras que, este shock tendrá efecto en el TCRE

calculado por FEER en la medida que éste afecte al equilibrio externo e interno, es decir, si

bajo este shock la cuenta corriente subyacente y la sostenible se mueven en la misma

dirección no habrá cambios en el TCRE.

Por lo tanto cualquier shock que afecte en diferente medida a la cuenta corriente sostenible

y subyacente afectarán al TCRE y al TCR observado según el método FEER, en cambio,

sólo cambios en los fundamentos del TCR afectarán al TCRE y al TCR observadocalculado por BEER.

Cabe recalcar que a pesar que el BEER busca un análisis del comportamiento del TCR

basado en sus fundamentales y el FEER trata de encontrar el TCR de equilibrio

macroeconómico, los desalineamientos descritos por cada método muestran una conducta

muy similar.

Finalmente en el Cuadro 16 se presenta un resumen de los desalienamientos calculados

bajo el enfoque FEER y BEER en este trabajo y los calculados por otros trabajos.

Cuadro 16

Desalineamiento comparado con otros trabajos

Método 2000 2004 2006

Este trabajoFEER 29% 3.75% 2.65%

BEER 36% 1.70% 5.90%

Soto (2008) BEER 35% 5%

Segovia et al (2003) BEER 49% -1.49

Bello et al (2010) BEER 42% -5% 18%

Como se puede apreciar no existe diferencias significativas en los valores de

desalineamientos reportados por otros trabajos comparado con éste, la diferencia principal

radica en el método de cálculo y las variables utilizadas en este trabajo.



37

V. CONCLUSIONES

En esta Sección se presentan las conclusiones que se obtienen de la presente investigación,

principalmente del análisis empírico en base a los modelos propuestos en la sección III.

Como se mencionó anteriormente los resultados obtenidos dependen de la medida de TCR

utilizada y del modelo elegido. En el presente estudio se trabajó con el enfoque BEER y el

FEER, que buscan identificar los desalineamientos del tipo de cambio real. Para ello, se

requiere identificar un nivel de tipo de cambio real sostenible, el cual se obtiene en la

medida que los fundamentos económicos sean sostenibles. Sin embargo, ambas

metodologías no identifican directamente qué valores de las variables son sostenibles.

Dichos valores se han aproximado con el filtro de Hodrick Prescott.

Entre los principales resultados reportados para el modelo BEER, se tienen:

Existe una relación de largo plazo entre el tipo de cambio real y la razón de activos

externos netos a PIB, la productividad relativa en los sectores transable y no transable con

respecto a sus principales socios comerciales, los términos de intercambio y el diferencial

de gasto del gobierno.

Consistente con otros trabajos, se encuentra evidencia la posición de activos externos netotiene un impacto negativo y significativo sobre el TCR, sin embargo este resultado solo se

refleja en el largo plazo en el TCR basado en IPC.

La productividad relativa tanto del sector transable como no transable en relación a la

productividad de los socios comerciales están asociados con el tipo de cambio real,

siguiendo la hipótesis del efecto Balassa-Samuelson. Mejoras en la razón de productividad

del Ecuador con respecto a sus principales socios comerciales en el sector transables

podrían generar una apreciación real, por el otro lado, una mejora en el sector no transable

está asociado a una depreciación real. Sin embargo la magnitud de dicho efecto, difiere

entre las dos diferentes medidas de TCR. Así el impacto de la productividad del sector

transable es significativamente igual al producido por el sector no transable según TCRIPC,



38

por el contrario, el impacto de la productividad en el sector transable es significativamente

menor que el generado en el sector no transable según TCRIPP.

Una disminución en los términos de intercambio llevarían a una depreciación real. Este

resultado se mantiene en todos los modelos y con las diferentes medidas de TCR.

El diferencial de gasto de gobierno es robusto a distintas estimaciones y presenta el signo

esperado, es decir un aumento del gasto del gobierno en relación a sus socios comerciales

provocaría una apreciación real.

Al computar el desalineamiento con este método se reportan tres períodos claros. El

primero 2000-2004 se observa una persistente apreciación del TCR observado como

consecuencia del ancla nominal implantada en el Ecuador (dolarización) hasta llegar a sunivel de equilibrio (con ligeras desviaciones) para finales del año 2004, sin embargo, el

TCRE muestra muy poca variación en este período. El segundo período 2004-2008

definido como un período de estabilidad con ligeras desviaciones del tipo de cambio real

con respecto a su nivel de equilibrio, como resultado de la relativa estabilidad

macroeconómica. Finalmente para el período 2008-2009 se reporta una pequeña

apreciación del TCR observado y de equilibrio esto se atribuye principalmente a los fuertes

shocks de términos de intercambio y gasto del gobierno.

Bajo el enfoque FEER, la interpretación de los resultados de la cuenta corriente subyacente

en la mayor parte del período comprendido entre el 2000-2004 presentan un

comportamiento positivo y por encima de aquel concordante con el balance externo de

mediano plazo dado por la cuenta corriente sostenible y con una subvaloración real. A

partir del 2004 el TCR muestra un comportamiento casi alineado con el FEER en las dos

medidas de TCR utilizadas. Sin embargo, esta tendencia cambia drásticamente para el

período 2008-2009, donde el TCR muestra una sobrevaloración del TCR, la magnitud de

este efecto depende de la medida del tipo de cambio real utilizado. Esto se debe a que la

cuenta corriente sostenible es mayor a la cuenta corriente subyacente en aproximadamente

6% del PIB.



39

VI. BIBLIOGRAFIA

1. Aguirre, A. y C. Calderón (2005). “Real Exchange Rate Misalignments AndEconomic Performance”. Banco Central del Chile, Documento de Trabajo No.315.

2. Banerjee, A, J. Dolado, y R. Mestre (1998). “Error -correction mechanism tests for

cointegration in a single equation framework”, Journal of Times series Analysis, 19. 3. Bello,O., R. Heresi, y R. Pineda. (2010). “El tipo de cambio real de equilibrio: un

estudio para 17 paìses de América Latina”, CEPAL. 4. Caballero, R. y V. Corbo (1989). “The Effect of Real Exchange Rate Uncertainty on

Exports: Empirical Evidence”. World Bank Economic Review 3(2), 263-278.5. Calderón, C (2004). “Un análisis del comportamiento del tipo de cambio real en

Chile”. Banco Central de Chile. Documento de Trabajo No. 266.6. Calderón, C. (2002). “Real exchange rates in the long and short run: A panel co-

integration approach”. Banco Central de Chile. Working Paper No. 153.7. Caputo, R., M. Nuñez, y R. Valdés. (2007) “Análisis del tipo de cambio en la

práctica”. Banco Central de Chile. Documento de trabajo No. 4348. Cerda, R., A. Donoso y A. Lema (2003). “Fundamentos del Tipo de Cambio Real en

Chile”. Pontificia Universidad Católica de Chile, Instituto de Economía, Documentode Trabajo No. 244.

9. Cerda, R., y F. Lagos (2006). “Tipo de Cambio Nominal en un Régimen deFlotación: Chile 2000-2005”. Instituto de Economía UC, Documento de TrabajoNo.313.

10. Chinn, M. y E. Prasad, (2003). “Medium-Term Determinants of Current Accounts inIndustrial and Developing Countries: An Empirical Exploration”, Journal of

International Economics, Vo. 59.11. Clark, P y R. MacDonald, (1998). "Exchange Rates and Economic Fundamentals - A

Methodological Comparison of BEERs and FEERs, Documento de Trabajo 98/27 deFondo Monetario Internacional.

12. Coeymans, E. (2008). “Determinantes de la Inversión en Paraguay”. Instituto deEconomía UC, Documento de Trabajo No. 345.

13. Cottani, J.; D. Cavallo, and S. Khan (1990). “RER behavior and economic performance in LDCs”, Economic Development and Cultural Change 39, P. 61-76.

14. De Gregorio (2007) Macroeconomía Teoría y Políticas. Pearson Prentice Hall15. Drine, I. y C. Rault. (2003). “On the Long-run Determinants of Real Exchange Rates

for Developing Countries: Evidence from Africa, Latin America, and Asia”.Williamson Davidson Working Paper No. 571.

16. Driver, R. y Westaway, P. (2001). “Concepts of Equilibrium Real Exchange Rates”.International Economic Analysis Division, Banco de Inglaterra.

17. Edwards , S. (1988). “Real and Monetary Determinants of Real Exchange RateBehavioral”, Journal of Development Economics. Vol. 29 pp 311-341.

http://ideas.repec.org/p/imf/imfwpa/98-67.html






40

18. Edwards S. (1995), Why are saving rates so different across countries? Aninternational comparative analysis, Cambridge: National Bureau of EconomicResearch, Working Paper No. 5097.

19. Edwards, S y M. Savastano (1999). Exchange Rates in Emerging Economies: What dowe know? What do we need to Know?, Cambridge: Mit Press.

20. Égert, B. (2004). “Assessing Equilibrium Exchange Rates in CEE Acceding Countries:Can We Have DEER with BEER without FEER?, William Davidson Institute,Working Paper No.664

21. Elbadawi, I. y R. Soto. (2005). “Theory and Empirics of Real Exchange Rates in Sub-Saharan Africa and Other Developing Countries”. World Bank.

22. Gagnon J., (2004), “Growth-Led Exports: Is Variety the Spice of Trade?”, Board of

Governors of the Federal Reserve System International Finance Discussion Papers No.822, November

23. Hachette, D. (1998). “Ahorro privado en Chile”. Cuadernos de Economía No. 35, Pag

3-4724. Hinkle, L., y P. Montiel. (1999). “Exchange Rate Misalignment. Concepts andMeasurement for Developing Countries”. Oxford University Press, A world bankresearch publication.

25. Isard, P., H. Faruqee, G. Russell y M. Fetherston. (2001). IMF Occassional Paper No.209.

26. Jeong, S.E., and J. Mazier, 2003, “Exchange Rate Regimes and Equilibrium ExchangeRates in East Asia,” Revue économique, vol. 54, no. 5

27. Lane, P. y G. Milessi-Ferreti. (2000). “The Transfer Problem Revisited: Net ForeignAssets Adn Real Exchange Rates”. IMF Working Paper No. 123.

28. Lane, P. y G. Milessi-Ferreti. (2004). “International Investment Patterns”. IMFWorking Paper 04/134.

29. López, H., L. Molina y M. Bussolo, (2007). “Remittances and the real exchange rate”,World Bank Policy Research Working Paper 4213, April.

30. MacDonald, R. (2000). “Concepts to calculate equilibrium Exchange rates: AnOverview”. Economic Research Group of the Deutsche Bundesbank. Discussión paper 3/00.

31. Matungulu M., P. Youm, I. Samake, B. Guerami, y L. Dwight. (2008). “Benin,Selected Issues and Statistical Appendix”. International Monetary Fund, AfricanDepartment.

32. Montiel, P. (1999). “The Long-Run Equilibrium Exchange Rate: Conceptual Issuesand Empirical Research, World Bank Research Publication, Oxford University Press.

33. Nurkse, R (1945). “Conditions of International Monetary Equilibrium”. PrincetonEssays in International Finance No.4. Princeton, NJ: Princeton University Press.

34. Obstfeld, M. y K. Rogoff (1996). Foundations of International Macroeconomics.Cambridege , MA: MIT press.



41

35. Pesaran, H.M., Y. Shin, y R. Smitth,. (1996). “Testing the existence of a long-runrelationship”, DAE working paper series No. 9622, Department of Applied EconomicsUniversity of Cambridge.

36. Pesaran, H.M. y Y. Shin (1999). “An autoregressive distributed lag modeling approachto cointegratin analysis”. En Storm, S(editor), Econometric and economic Theory in

the 20th Century.37. Pesaran, H.M., Y. Shin, y R. Smitth,. (2001). “Bounds Testing Approaches to the

Analysis of Level RelationShips”, Journal of Applied Econometrics, Vol. 16, No. 3.38. Ricci, L., G. Milesi-Ferretti, y J. Lee. (2008). “Real Exchange Rates and

Fundamentals: A Cross-Country Perspective”. IMF working Paper. WP/08/13. 39. Segovia, S., y M. Baquero. (2003). “Tipo de Cambio real de Equilibrio: Análisis del

Caso Ecuatoriano”. Banco Central del Ecuador, Nota Técnica No. 71. 40. Schmidt-Hebbel, K. y L. Servén. (1999). “Saving in the World: The Stylized Facts”.

En The Economics of Saving and Growth: Theory, Evidence and Implications for

Policy, editado por K. Schmidt-Hebbel y L. Servén, 6-32. Cambridge: CambridgeUniversity Press41. Soto, R. (2008). “Unemployment and Real Exchange Rate Dynamics in Latin

American Economies”. Pontificia Universidad Católica de Chile. Documento deTrabajo No. 337

42. Tobin J. (1969) "A general equilibrium approach to monetary theory", Journal of Money Credit and Banking, Vol 1No 1 pp 15-29

43. Valdés, R. y Délano, V. (1998). “Productividad y Tipo de Cambio Real en Chile”.Banco Central de Chile. Documento de trabajo No. 38.

44. Vergara, R. (2001). “Determinantes del Ahorro Privado en Chile”. Centro de Estudios

Públicos.45. Williamson, J. (1983). “The Exchange Rate System”. Institute of International

Economics, Washington, DC: Policy Analyses in international Economics No. 546. Williamson, J. (1994). “Estimating Equilibrium Exchange Rates, Washington, DC:

Institute of International Economics.47. Wren-Lewis, S. and R. Driver (1997), “Real Exchange Rates for the Year 2000,”

(Washington: Institute for International Economics), unpublished.

http://en.wikipedia.org/wiki/James_Tobin

http://en.wikipedia.org/wiki/James_Tobin



xlii

Tipo de Cambio Real Mercy

Documents

Transcript of Tipo de Cambio Real Mercy