tipo de cambio real mercy
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“ 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]
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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
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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
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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:
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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
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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
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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.
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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)
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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 ).
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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).
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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.
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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.
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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
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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:
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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.
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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
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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)
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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)
Número entre paréntesis: error estándar del coeficientecalculado con el método “delta”
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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%.
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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.
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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
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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
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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
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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).
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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)
Número entre paréntesis: error estándar del coeficientecalculado con el método “delta”
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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.
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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)
Número entre paréntesis: error estándar del coeficientecalculado con el método “delta”
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)
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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
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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,
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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
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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)
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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.
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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.
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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
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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%
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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
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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
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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.
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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,
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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.
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