Seminario Chiara Julio07

Dinámica de corto plazo del tipo de cambio real: Uruguay 1988-2004
Gabriel Chiara
I. Introducción
En este capítulo se extiende el análisis de los fundamentos del tipo de cambio real en
Uruguay para tratar empíricamente el efecto de las políticas macroeconómicas sobre dicha
variable en el corto plazo.
El enfoque del capítulo anterior nos proporciona a través del mecanismo de corrección del
error una vía de ajuste de corto plazo de los desvíos del tcr respecto de su trayectoria de
equilibrio de mediano-largo plazo representada por la relación de cointegración.
Sin embargo dado que los fundamentos no incluyen variables de política no es posible
obtener conclusiones respecto a la posible incidencia de las políticas macroeconómicas del
período sobre el tcr.
El concepto de tcr de equilibrio está asociado a una noción de equilibrio macroeconómico
interno, y por tanto de consistencia entre las políticas macroeconómicas. La inconsistencia
entre las diferentes políticas macroeconómicas puede producir desalineamientos de corto
plazo en el tcr.
En este capítulo se estudia la dinámica de corto plazo del tipo de cambio real para conocer
la importancia de las distintas variables que inciden en el ajuste hacia los niveles de
equilibrio, con especial énfasis en el rol de la política macroeconómica. Se generan
indicadores del grado de consistencia de la política macroeconómica y se analiza
empíricamente su efecto en la apreciación del tipo de cambio real del período.
II. Marco analítico
Edwards (1989) desarrolla un modelo monetario con un sector real altamente simplificado
con el propósito de analizar los desalineamientos del tipo de cambio real (ver Edwards
(1989), cap. 3). Parte del supuesto que en el largo plazo el tcr se mantiene en la trayectoria
determinada por los fundamentos reales pero que en el corto plazo el tcr actual responde a
variables tanto reales como monetarias.
Propone una ecuación empírica que capta los elementos centrales de la dinámica del tcr
derivados de su modelo. En esta ecuación la variación del tipo de cambio real responde a
tres fuerzas: a) una tendencia autónoma a autocorregir desvíos respecto del tcr de equilibrio
que actúa a través de la modificación del tipo de cambio nominal o de los precios de no
transables según el régimen de tipo de cambio, b) un efecto de la inconsistencia de las
políticas macroeconómicas medida a través de variables como la diferencia en la tasa de
crecimiento del crédito interno en relación a la tasa de crecimiento del producto, c) un
efecto derivado de la variación nominal del tipo de cambio que al actuar en combinación
con los otros dos efectos sólo podrá tener un efecto de impacto sobre el tcr. La siguiente
1
expresión resume los tres mecanismos de ajuste responsables de la variación del tcr donde
ltcr refiere al ln(tcr).
∆ ltcrt = θ (ltcrt* − ltcrt −1 ) + φ (ltcnt − ltcnt −1 ) − λ ( Polt − Polt* ) + ε t
Ec: 1
La variable ltcr* representa el tipo de cambio real de equilibrio y por tanto el primer
término de la derecha de la expresión corresponde al ajuste automático que determina que
si el ltcr está por debajo del equilibrio se produce una devaluación real. Bajo régimen de
tipo de cambio predeterminado, este ajuste se daría vía variación de los precios de no
transables
Econométricamente ∆ ltcrt = θ (ltcrt* − ltcrt −1 ) es una ecuación dinámica de ajuste parcial
que relaciona el valor actual del ltcr con su valor deseado o de largo plazo ltcr*;
la ecuación puede expresarse como:
ltcrt = θ ltcrt* + (1 − θ ) .ltcrt −1
Mostrando que el log del tipo de cambio real actual es un promedio ponderado de su nivel
rezagado un período y del valor de largo plazo.
Esta ecuación tiene sentido económico si existe un nivel no observado del ltcr y si es válido
el supuesto que existe una dinámica de ajuste que tiende a anular los desvíos de los valores
actuales del ltcr respecto a ese nivel de largo plazo. Ambos supuestos son consistentes con
el hallazgo de una relación de cointegración como la del capítulo II.
La variable (Polt–Polt*) intenta describir el grado de discrepancia entre el nivel actual de
una variable de política (Polt) y su nivel sustentable de largo plazo (Pol*t) y por lo tanto
representa el grado de inconsistencia de las políticas macroeconómicas en el mediano y
largo plazo. Un valor positivo indica que se generará una apreciación del tcr. Dependiendo
de la discrepancia entre Polt y Pol*t y del valor del parámetro λ es posible que este efecto
domine al mecanismo de autocorreción generando una apreciación creciente con el tiempo.
Al sustituir en la Ec: 1 ltcr* por sus determinantes indicados en el capítulo II se obtiene una
ecuación a estimar que incluye tanto los determinantes reales del ltcr (fundamentos) como
el efecto de las variables de política:
ltcrt = (1 − θ ) ltcrt −1 + φ (ltcnt − ltcnt −1 ) − λ ( Polt − Polt* )
+ β1 ctpbi + β 2 lprod + β 3 ltin + β 4 rcp + ε t
Ec: 2
El parámetro θ representa la velocidad del proceso de ajuste, un valor de 1 significa un
ajuste completo en un período del desvío entre el valor actual y el de equilibrio en el ltcr
(Ec:1). El signo debe ser positivo para que un valor del ltcr por debajo del de equilibrio
2
genere una depreciación. Las rigideces nominales de precios y salarios retardan el ajuste
situación que se reflejaría en un parámetro cercano a cero.
El parámetro φ mide la magnitud del impacto de una devaluación sobre el ltcr actual. Los
parámetros β representan los efectos de los fundamentos sobre el ltcr actual.
El parámetro λ mide el grado en que una política macroeconómica inconsistente genera un
efecto sobre el ltcr. Si bajo un régimen de tipo de cambio predeterminado Polt mide la tasa
de crecimiento del crédito interno y Polt* la tasa de crecimiento del producto, un valor
positivo para el término (Polt - Polt*) está indicando una inconsistencia de política ya que la
elevada tasa de expansión del crédito generará un aumento de precios en especial de no
transables que determinará una apreciación del tcr que lo apartará de su nivel de equilibrio.
Una aproximación a una variable que capte la posible inconsistencia entre la política fiscal
y la cambiaria surge de la relación entre déficit público, inflación y base monetaria. Si el
déficit es financiado enteramente por emisión, la inflación necesaria para financiar el déficit
sigue la relación:
π = d.V o lo que es lo mismo π = d / ( BM / Y )
Ec: 3
Donde d es el déficit expresado en % del PBI, V la velocidad de circulación del dinero, BM
la base monetaria y Y el PBI.
Un déficit elevado que genere elevada inflación supone suba de precios de no transables
con la consiguiente apreciación del tcr. Esta apreciación puede ser persistente si la
situación de déficit requiere que el crédito interno crezca más que la demanda de dinero
generando una inconsistencia macroeconómica que puede producir importantes
desalineamientos respecto al tcr de equilibrio.
Una evolución creciente de la relación déficit a base monetaria sería indicativa de una
inconsistencia entre la política fiscal y un plan para reducir la inflación ya que una
financiación con creación de dinero significaría inflación creciente y una financiación con
endeudamiento llevaría el nivel de deuda pública a niveles no sostenibles. Ya a comienzos
del período en estudio el país tenía una elevada deuda pública que sugiere poco espacio
para la financiación mediante endeudamiento (Rodriguez 1991).
Como lo indica La Figura 1, la relación déficit público a base monetaria fue creciente a
partir de 1990. Esto indica que de haberse financiado el déficit mediante creación de dinero
el resultado hubiera sido elevada inflación. Si se tiene en cuenta que la relación mencionada
muestra valores que para la tendencia de la serie van de 0,4 a 1 durante el período, una
financiación sólo con creación de dinero estaría significando inflación anual de entre 40% y
100%.
3
Figura 1. Evolución de la relación déficit primario
del Sector público a base monetaria
150
Porcentaje
100
50
0
-50
88
90
92
94
DprimBm
96
98
00
02
TendenciaHP
Sin embargo, como lo indica la Figura 2 la principal fuente de financiación del déficit no
fue la creación de dinero(1) . La financiación estuvo básicamente en el endeudamiento del
sector público que elevó la deuda tanto interna como externa a niveles importantes en
términos del PBI. Figura 3.
Figura 2. Financiamiento del déficit público mediante
endeudamiento o pasivos monetarios en % del PBI
12
10
8
6
4
2
0
-2
1994
1996
1998
ENDEUDAM
2000
2002
2004
PASIVMONET
Como lo señala Rodriguez (1991) en su análisis sobre el período previo al plan de
estabilización, el mecanismo de financiar mediante endeudamiento es también inflacionario
en la medida que aumenta la oferta de activos alternativos a la tenencia de dinero y hace
caer la demanda de dinero. Al aumentar la velocidad de circulación del dinero el efecto
inflacionario de un determinado déficit aumenta según surge de la Ec 3. Sugiere además
que si el interés real pagado por la nueva deuda es positivo y mayor al crecimiento de la
economía un financiamiento mediante deuda hoy para ser financiado mediante creación de
dinero en el futuro implica mayor inflación que la que provocaría una financiación inicial
con creación de dinero.
(1)
Los datos sobre fuentes de financiamiento se obtienen de los los informes del BCU al poder ejecutivo
4
El gráfico de la Figura 4 muestra la evolución del valor de la creación de dinero realizada
por el BCU. Se puede observar que durante el período el valor en dólares de la creación de
dinero disminuyó al tiempo que el déficit público en porcentaje del Pbi mostró importante
crecimiento (2).
Figura 3. Deuda interna, externa y total del
Gobierno en millones de dólares
16000
12000
8000
4000
0
88
90
92
94
96
DEUEXT
98
00
DEUINT
02
04
DEUTOT
Figura 4. Déficit público e ingresos por creación de dinero en % del Pbi.
5
4
4
3
3
Porcentaje
Porcentaje
2
1
0
2
1
0
-1
-1
-2
-2
88
90
92
94
96
98
00
88
02
90
92
94
96
98
00
02
ICDPBI
DPRIPBI
Una forma alternativa de captar una posible inconsistencia entre las políticas es mediante el
crecimiento del crédito interno neto del Banco Central en comparación al crecimiento del
producto, Figura 5.
Figura 5. Evolución del crecimiento del
crédito interno neto del Banco Central
4
0
-4
-8
-12
-16
-20
-24
-28
-32
1992
1994
1996
Creccin
1998
2000
Creccintrd
(2)
Para calcular el valor de la creación de dinero se acumulan los cambios mensuales de la base monetaria nominal
calculados en dólares y el acumulado anual se divide por el PBI en us$. Los datos se muestran en la siguiente gráfica.
5
III. Análisis empírico de la dinámica de corto plazo del tipo de cambio real
Para el análisis de la dinámica de corto plazo se utilizan dos procedimientos econométricos
alternativos. En el primero se estima una ecuación dinámica de ajuste parcial de acuerdo a
la sugerencia de Edwards (1989) comentada en el marco analítico. En el segundo se emplea
un modelo de corrección del error (MCE), siguiendo el método de Engle-Granger.
A. Series empleadas en el análisis de corto plazo
Se emplean series trimestrales para el período 1990:1 a 2001:4. Se consideran dos grupos
de variables: a) los fundamentos que son relevantes en el mediano-largo plazo pero pueden
ser de importancia también en la dinámica de corto plazo y b) un grupo de variables que a
priori se reconoce que sólo podrán tener un efecto en el corto plazo, como las variables de
política y la tasa de variación de los precios.
Las series de los fundamentos que se emplean en este capítulo fueron descritas en el
capítulo II. Se incluyen la relación consumo total a producto (ctpbi), la relación consumo
del gobierno a producto (cgpbi), el log de la productividad relativa del sector transable y el
no transable (lprodtnt), el log de los términos de intercambio (ltin), y la tasa real de interés
internacional de corto plazo (rcp). Además se incluyen la recaudación derivada de recargos
e impuestos a las importaciones de bienes (recimp) en porcentaje del valor de las
importaciones. Esta variable es una proxy de las políticas comerciales del período y trata de
captar la evolución de las restricciones arancelarias al comercio.
Teniendo en cuenta los conceptos manejados en el marco analítico se definen dos variables
que captan la posible inconsistencia entre la política fiscal y la meta de reducir la inflación.
Estas variables se incluyen en las ecuaciones a estimar con el propósito de determinar si
tuvieron o no incidencia en la caída del tipo de cambio real del período.
Se generan dos series basadas en la relación entre el déficit público y la base monetaria (3),
Figura 1, utilizando alternativamente el déficit global (defbm) o el déficit primario
(dpribm).
Se elabora además una serie que refleja el exceso de crédito interno neto del Banco Central,
calculado como la diferencia entre la tasa de crecimiento del crédito interno neto del BCU(4)
y el crecimiento real del PBI promedio de los cuatro trimestres anteriores (crecin), Figura 5.
La variable deva corresponde a la tasa de variación del tipo de cambio nominal en relación
al trimestre anterior.
(3)
La series se elaboran con datos trimestrales del resultado primario y global del sector público publicado por
el Ministerio de Economía y Finanzas en base a datos de la Contaduría General de la Nación, la Tesorería
General de la Nación y el Banco Central del Uruguay. El déficit público y la base monetaria se expresan en
pesos corrientes.
(4)
Elaborada en base a datos del balance del BCU.
6
Para el tipo de cambio real se emplea la definición:
∏ (P
N
*
i
TCR =
TCNi*
)
αi
i =1
P TCN
donde TCR es el tipo de cambio real, TCN el tipo de cambio nominal expresado en la
moneda de cada país por dólar, P corresponde a los índices de precios relevantes, el
asterisco indica países extranjeros. Por tanto el índice compara la evolución de los precios
expresados en dólares de Uruguay con los de sus principales socios comerciales.
Con esta definición un aumento del TCR indica una depreciación de la moneda nacional.
Los índices de precios relevantes incluidos varían con el país, siendo índices de precios de
consumo para Uruguay y sus vecinos e índices de precios al productor para el resto de los
socios comerciales. Las ponderaciones (αi) son variables y se obtienen de datos de la
balanza de pagos del año anterior, reflejando la importancia de cada socio en el comercio
de bienes. La serie utilizada es elaborada y publicada por el Banco Central e incluye en el
índice a los 10 socios comerciales de mayor relevancia para Uruguay.
B. Resultados de la ecuación de ajuste parcial
Los resultados de la estimación de la ecuación de ajuste parcial (Ec 2) se resumen en el
Cuadro 1, se indican los resultados de tres especificaciones diferentes según la variable de
política empleada. Previamente se incluyeron otros fundamentos como la relación de
productividad y los términos de intercambio los que no resultaron significativos. Se
someten los residuos de las tres ecuaciones a diferentes tests. Para las tres ecuaciones el
análisis de los correlogramas de los residuos muestra las características deseadas, el test Q
de Ljung-Box muestra que los coeficientes de autocorrelación y autocorrelación parcial no
difieren estadísticamente de cero para todos los rezagos considerados (24 rezagos) lo que
indica que no se puede rechazar la hipótesis nula de ausencia de correlación serial. El
Cuadro 1 resume los valores de probabilidad para el estadístico Breusch-Godfrey como
test adicional de correlación serial y los valores de probabilidad del estadístico Jarque-Bera
de normalidad. Se observa que para las tres ecuaciones se obtiene un razonable
comportamiento de los residuos.
En todas las regresiones el tipo de cambio real rezagado un período es altamente
significativo. El coeficiente de esta variable es (1-θ ) en la Ec. 2, con θ el parámetro que
representa la velocidad de ajuste cuando el tcr se aparta de su valor de equilibrio en la
ecuación original (Ec 1). Es así que valores para el parámetro en un rango de 0,54 a 0,58
están indicando una velocidad de ajuste elevada de la discrepancia en un solo trimestre de
entre 42% y 46%. Estas velocidades de ajuste podrían tomarse como un indicador de
ausencia de rigideces de precios importantes, ya que la presencia de rigideces de precios
determinaría una baja velocidad de ajuste en un régimen donde el tcn es predeterminado y
asumimos que los precios son relevantes en el ajuste del tcr.
7
Los fundamentos que tienen relevancia en el ajuste de corto plazo son la relación consumo
producto y la tasa de interés internacional ambos con signo negativo. Hay que señalar que
no hay argumento teórico que sugiera que los fundamentos deben tener importancia en el
corto plazo.
En estas regresiones se incluye una variable que pertenece al grupo de los fundamentos, no
considerada en el análisis del capítulo II, que capta la evolución de las restricciones al
comercio a través de la recaudación por recargos a las importaciones (recimp). En el
período analizado esta recaudación en términos del PBI cae en forma continua.
El coeficiente de la variable recimp resulta con signo opuesto al esperado. Una caída de las
restricciones a las importaciones estaría según el signo asociada a una apreciación
cambiaria, cuando un análisis de equilibrio parcial sugiere que el aumento de la demanda
de importaciones debería generar una depreciación real. Se discute con más extensión este
resultado en el literal D.
La variable devaluación (deva) muestra ser de importancia en la determinación del tcr de
corto plazo en todos los casos. Es decir que las tasas de variación del tcn producidas por la
política con ancla cambiaria se trasladan a variaciones del tcr en forma importante en un
trimestre. Esto sugiere que las variaciones del tcn no se trasladan enteramente a variaciones
de precios en cuyo caso el tcr se mantendría constante.
Se observa que de las distintas variables de política empleadas relación déficit global del
sector público a base monetaria (defbm), déficit primario del sector público a base
monetaria (dpribm), y tasa de crecimiento del crédito interno neto (crecin), sólo esta última
variable muestra relación con el tipo de cambio real con el signo esperado indicando que un
crecimiento elevado del crédito interno neto estuvo asociado a apreciación real.
8
Cuadro 1. Estimación de la ecuación de ajuste parcial para el tcr, OLS, Período: 1990:1.2001:4
(1)
ltcr
(2)
ltcr
(3)
ltcr
ltcr(-1)
0.544
**
(5.93)
0.558
**
(7.05)
0.581
**
(8.46)
ctpbi
-0.502
*
(-2.35)
-0.522
*
(-2.42)
-0.394
+
(-1.99)
rcp
-0.007
*
(-2.21)
-0.007
*
(-2.28)
-0.005
+
(-1.68)
deva
0.565
**
(3.01)
0.534
**
(2.85)
0.360
*
(2.03)
recimp
0.0082
+
(1.84)
0.0079
+
(1.77)
0.0093
*
(2.27)
dpribm
-1.22E-06
ns
-(0.007)
0.007
ns
(0.44)
defbm
-0.0019
*
(-2.71)
crecin
2.395
**
(4.81)
2.35
+
(1.76)
2.11
**
(4.96)
0.96
0.96
0.97
F
174.43
175.32
207.00
Prob(F)
0.000000
0.000000
0.000000
Log likelihood
105.66
105.78
106.63
0.63
0.77
0.47
0.19
0.25
0.44
Intercepto
R
2
Test a los residuos
Breusch-Godfrey
Valor P (1)
Jarque-Bera
Valor P
Valores de t se indican entre paréntesis, significativos al 1% ** al 5% * y al 10% +
Test LM de autocorrelación serial, Estadístico obs*R2. Valor P para 12 rezagos.
(1)
9
C. Resultados del modelo de corrección del error
Como método alternativo a la ecuación de ajuste parcial se estima un modelo de corrección
del error (MCE) siguiendo el procedimiento de Engle-Granger. En el primer paso se estima
nuevamente una relación de largo plazo en base a las variables que entran en la relación de
cointegración del Capítulo II, según:
A( L) yt = ∑ Bi ( L) xit + ut
i
Con xi fundamentos y A(L) y B(L) polinomios operadores de rezagos. Se sigue la
sugerencia de Harris y Sollis (2003) de incluir dinámica en la ecuación de largo plazo para
evitar correlación serial en el residuo que será empleado en el mecanismo de corrección
del error. Los coeficientes de la estimación no serán los de largo plazo los que se deben
recuperar a partir de los coeficientes obtenidos. De todas formas en este análisis estamos
interesados en los coeficientes de ajuste que surgirán del modelo de corrección del error.
La variable dependiente es el logaritmo del tipo de cambio real y se incluyen como
regresores la relación consumo total a producto (ctpbi), la relación consumo del gobierno a
producto (cgpbi), el log de la productividad relativa del sector transable y el no transable
(lprodtnt), el log de los términos de intercambio (ltin), y la tasa real de interés internacional
de corto plazo (rcp). Además se incluye la recaudación derivada de recargos e impuestos a
las importaciones de bienes (recimp). Partiendo de una estimación con un rezago de dos
trimestres y luego de eliminar las variables no significativas se obtiene la estimación que
se indica en el Cuadro 2 mediante mínimos cuadrados ordinarios.
Cuadro 2. Determinantes del ltcr.
Variable
ltcr (-1)
Ltcr (-2)
ctpbi
ctpbi (-1)
rcp
recimp
Intercepto
Coeficiente
0.699
-0.225
-0.739
-0.413
-0.012
0.009
3.62
Estadístico- t
**
5.53
+
-2.09
**
-3.33
+
-1.86
-3.32**
**
2.88
**
5.34
R2 = 0,956, F= 148.6 Prob F = 0,000000,
Los test realizados al residuo aseguran que estamos en presencia de un ruido blanco. El test
de Jarque-Bera no permite rechazar la hipótesis de normalidad de los residuos (Valor p del
estadístico = 0,71). Y el test de Bresuch-Godfrey no permite rechazar la hipótesis de
ausencia de correlación serial con valores de probabilidad para el estadístico F de 0,92 y
para el estadístico obs*R2 de 0,81.
10
El residuo se somete al test de raíces unitarias (ADF) y se rechaza la hipótesis nula de
existencia de raíz unitaria al nivel de significancia de 1% ( t= - 7.26 P=0,0000). Este residuo es
empleado en la estimación del modelo de corrección del error según:
∧
A( L)∆yt = ∑ Bi ( L) ∆xit − α ε t −1 + ut
i
En el mecanismo de corrección del error se incluyen además de las variables consideradas
fundamentos las siguientes: dpribm (relación entre el déficit primario del sector público y
la base monetaria), crecin (diferencia entre el crecimiento del crédito interno neto y el
crecimiento del producto real), ltcn (logarítmo del tipo de cambio nominal), lipc (logarítmo
del índice de precios de consumo), errorlp(-1) (residuo de la estimación de la relación de
largo plazo rezagado un período).
Se realiza una primera estimación del MCE incluyendo como regresores a la primera
diferencia del ltcr rezagada una y dos períodos y a las restantes variables en diferencia sin
rezago y rezagadas un período. Luego se aplica el test de la relación de verosimilitud bajo
la hipótesis nula que en conjunto las variables con coeficientes no significativos son
variables redundantes. No se puede rechazar dicha hipótesis (Estadístico F = 1.20 p:0.33;
Estadístico LR = 14.3 p:0.073). También se aplica el test de Wald bajo la hipótesis nula
que en conjunto las variables no significativas tienen todas coeficientes igual a cero. No se
puede rechazar la hipótesis ya que los valores de probabilidad del estadístico F y Chicuadrado son 0.33 y 0.29 respectivamente.
Cuadro 3 Coeficientes del modelo
de corrección del error.
Variable
D(ltcr(-1))
D(ltcr(-2))
D(ctpbi)
D(ctpbi(-1))
D(cgpbi)
D(rcp)
D(lprodtnt(-1))
D(lipc)
D(ltcn)
D(dpribm)
errorlp(-1)
Constante
Coeficiente
0.615
-0.215
-0.886
-0.501
-2.019
-0.014
-0.106
-0.398
0.453
-0.0008
-0.852
0.0019
Estadístico- t
**
4.27
*
-2.19
**
-5.23
**
-3.11
**
-2.93
**
-5.09
+
-1.91
*
-3.36
**
2.73
+
-1.77
**
-4.19
ns
0.251
(**),(*),(+), Valores de t significativos al 1%, al 5% y al 10%
R2 = 0,67 ; F = 6.38, Prob F = 0.000011; Tests al residuo: Jarque-Bera p= 0,55;
test de autocorrelación serial de Breusch-Godfrey Valor p: F: 0,10, obs*R2: 0.024;
test de hetorocedasticidad de White Valor p F: 0,92
11
En base a los tests realizados las variables eliminadas de la regresión son: D(cgpbi(-1))
D(rcp(-1)) D(lprodtnt) D(recimp) D(recimp(-1)) D(dpribm(-1)) D(ltin) y D(ltin(-1)). D(.)
indica la primera diferencia de la variable. Los resultados de la estimación se indican en el
Cuadro 3.
El error de largo plazo rezagado un período mostró tener efecto altamente significativo.
Esta variable mide la diferencia entre el tcr actual y el estimado por la relación de largo
plazo por lo que el coeficiente con signo negativo está mostrando que un valor del tcr
actual superior al de largo plazo genera una apreciación. El coeficiente es muy elevado,
indicando que el 85% de la discrepancia se corrige en el trimestre posterior.
El rol de los fundamentos en el ajuste de corto plazo muestra diferencias con los resultados
obtenidos en el modelo de corrección del error del capítulo II. Entra como variable de
ajuste la relación consumo-producto y el signo de la tasa de interés internacional es el
opuesto al encontrado previamente. El ltcr rezagado aparece nuevamente como variable de
ajuste en el corto plazo.
La devaluación nominal D(ltcn) y la inflación D(lipc) mostraron efectos significativos y
con los signos esperados. La tasa de devaluación nominal se trasladó en forma importante
(45%) a la tasa de devaluación real en un solo trimestre. Este resultado también se
encontró en la ecuación dinámica y podría indicar que el plan con ancla cambiaria estuvo
en el acierto en la determinación de la tasa de devaluación y que la reducción del tipo de
cambio nominal contribuyó a alinear el tipo de cambio real a su nueva senda de equilibrio
que durante el período fue descendente como consecuencia de las trayectorias de los
fundamentos como se concluye en el capítulo II. Edwards (1989) concluye de su análisis
del modelo teórico que una condición para que la devaluación nominal se traslade a una
devaluación real es que el tipo de cambio real esté fuera del equilibrio.
La tasa de inflación tiene un efecto importante en la dinámica del tipo de cambio real en el
corto plazo lo que se ve reflejado en el elevado coeficiente de ajuste. Bajo un régimen de
bandas de flotación para el tipo de cambio es de esperar que los precios tengan un rol
relevante en el ajuste del tcr. La variable recimp, proxy de la política comercial no resultó
significativa en el ajuste.
Finalmente de las variables incluídas como proxies del grado de consistencia entre la
política fiscal y la política antiinflacionaria sólo dpribm muestra un efecto al nivel de
significancia del 10%. El coeficiente de la relación déficit a base monetaria indica que un
punto porcentual de incremento del déficit para una base monetaria dada generaría una
apreciación de 0,08 %. Si se observa que esta relación creció un 100% tendencialmente
durante el período considerado (ver Figura1), y que esto equivale a un crecimiento de 6.5
% acumulativo anual, la apreciación calculada sería de 0,52% anual o de 5.9 % acumulada
en el período 1991-2001. Esta apreciación es muy inferior a la caída del tipo de cambio real
registrada de 40%
12
D. Efecto de la política comercial
Como se comenta en el literal C. en la ecuación de ajuste parcial y en la determinación de
la relación de largo plazo necesaria para la estimación del mecanismo de corrección del
error se incluye una variable que se puede considerar como un fundamento del tipo de
cambio real, no considerada en el análisis del capítulo II, que capta la evolución de las
restricciones al comercio. Se utiliza como proxy de dichas restricciones a la recaudación
por recargos a las importaciones (recimp). En el período analizado esta recaudación en
términos del PBI cae en forma continua (Figura 4, Capítulo II).
El coeficiente de la variable recimp obtenido en la ecuación de ajuste parcial y en la
relación de largo plazo (Cuadro 2) resulta con signo opuesto al esperado. Una caída de las
restricciones a las importaciones estaría según el signo asociada a una apreciación
cambiaria, cuando un análisis de equilibrio parcial sugiere que el aumento de la demanda
de importaciones derivado de la mencionada política comercial debería generar una
depreciación real (Harberger, 1988; Rodríguez y Sjaastad, 1979).
Es posible sin embargo intentar una fundamentación teórica al resultado encontrado. El
tratamiento dado por Edwards (1989) a los efectos de las políticas comerciales sobre el tcr
establece las condiciones bajo las cuales se encuentra que una reducción de aranceles se
asocia a una depreciación real. Para este autor el efecto final dependerá del nivel inicial de
las tarifas a la importación y del grado de sustitución o complementariedad entre bienes
importables exportables y no transables.
Edwards concluye que si al inicio hay tarifas bajas la imposición de más tarifas en forma
temporaria o permanente aprecia el tcr, con la condición suficiente que haya sustituibilidad
entre bienes importables exportables y no transables. Con tarifas iniciales elevadas se
requiere además que el efecto sustitución domine al efecto ingreso.
Sin embargo si domina el efecto ingreso o los bienes importables y no transables son
complementos un aumento del precio interno de los importables por imposición de una
tarifa genera caída del precio de no transables y depreciación. Cualquiera de estas dos
condiciones determina una asociación positiva entre recargos a la importación y tipo de
cambio real como la encontrada.
También es posible razonar en la línea del trabajo de Montiel (1999) quien con un modelo
de equilibrio general analiza el efecto de un aumento en los subsidios a la exportación, a
través de su impacto sobre los términos de intercambio internos. Si bien el autor no
considera el caso de recargos a la importación, se puede sugerir que el efecto sobre los
términos de intercambio internos de un aumento del subsidio a las exportaciones es
equivalente al de una reducción en los recargos a la importación. De ahí se podría inferir
que una reducción de los recargos a la importación como la del período bajo análisis podría
estar asociada a una apreciación real. Para que el argumento sea válido la mejora en los
términos de intercambio internos generada por la caída en los recargos a la importación
debería producir un aumento en el precio de no transables como consecuencia de un exceso
de demanda en ese sector por un efecto ingreso positivo o bien por una caída de la oferta de
no transables asociada al crecimiento del sector exportable.
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IV. Conclusiones
En este capítulo se estudia la dinámica de corto plazo del tipo de cambio real mediante el
empleo de dos técnicas econométricas alternativas: la estimación de una ecuación de ajuste
parcial y la estimación de un modelo de corrección del error. Se analiza la incidencia de
posibles inconsistencias entre la política fiscal y la meta inflacionaria del plan de
estabilización en la apreciación real del período.
Los resultados no son concluyentes. En la ecuación de ajuste parcial, sólo la variable que
capta el exceso de crédito interno neto del Banco Central mostró relación con la apreciación
real del período, pero esta relación no se observa en el modelo de corrección del error
donde es la relación déficit primario a base monetaria la que muestra un efecto significativo
y sólo al 10% de significancia.
Si bien los resultados sugieren una responsabilidad del persistente déficit fiscal en la
apreciación real en el corto plazo a pesar de los esfuerzos por no recurrir a la creación de
dinero para su financiamiento, se puede concluir a partir de la baja significancia y el valor
reducido del coeficiente de la relación déficit a base monetaria que la política
macroeconómica no tuvo un rol importante en la apreciación real del período.
Un análisis más completo de los efectos del déficit público sobre el tipo de cambio real
debe incluir el análisis del impacto de más largo plazo del importante incremento de la
deuda tanto interna como externa producto del financiamiento del déficit.
Aun reconociendo un rol a la inconsistencia de las políticas en la apreciación real del tipo
de cambio en el corto plazo, sigue vigente la conclusión del capítulo II que atribuye la
pronunciada caída del tcr del período a un nuevo equilibrio determinado por los
fundamentos.
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V. Referencias.
Edwards, S. (1989) Real exchange rates, devaluation and adjustment. Ch 3 and 5, Cambridge, MIT Press.
Harberger A. (1988), Trade policy and the real exchange rate. Economic Development Institute. The World
Bank.
Harris R., Sollis R. (2003) Applied time series modelling and forecasting, Ch 4. Wiley
Montiel P.J. (1999), “The long run equilibrium real exchange rate misalignment: Conceptual issues and
empirical research”, In: L.E. Hinkle and P Montiel, eds, Exchange rate misalignment: Concepts and
measurement for developing countries (A World Bank Research Publication, Oxford University Press). Ch 5.
Rodríguez, C. A and L. Sjaastad (1979a) El atraso cambiario, Mito o Realidad. Documento de Trabajo Cema
Nª2, 1979
Rodriguez, Carlos A. (1991), Inflation in Uruguay, Documentos de trabajo Nº 75 CEMA.
Rodríguez Carlos A. (1994) The external effects of public sector deficits. In: Public sector deficits and
macroeconomic performance. Ed William Easterly, Carlos Alfredo Rodriguez, Klaus Schmidt-Hebbel.
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