NOTA TÉCNICA 32 TIPO DE CAMBIO NOMINAL Y REAL EN EL

NOTA TÉCNICA 32
Preparada por
Luis I. Jacome Hidalgo*
TIPO DE CAMBIO NOMINAL Y REAL EN EL ECUADOR. UNA
MIRADA A LA EXPERIENCIA CON REGÍMENES DE
MINIDEVALUACIONES Y DE FLOTACIÓN DIRIGIDA
1. Introducción
*
Durante los últimos 15 años, el Ecuador ha transitado de un régimen cambiario a otro
con elevada frecuencia, como buscando aquel que más le conviene para alcanzar un
mejor desenvolvimiento de su economía en general y del sector externo en particular.
La importancia del tipo de cambio nominal en una economía es indiscutible. Es crucial
en la determinación del valor de las tasas de interés, en la formación de los precios y en
la generación de expectativas respecto a la inflación futura. En términos de balanza de
pagos, su comportamiento, sobre todo el que se espera en el futuro, afecta
principalmente al movimiento de los flujos de capital con el exterior. Todo esto es
particularmente cierto en economías pequeñas, abiertas y con una elevada movilidad de
capital con el exterior, como es el caso de la economía ecuatoriana.
La evolución de la tasa de cambio real es todavía más importante. Su relevancia tiene
que ver, no solo con el corto plazo, sino, sobre todo, con el mediano y largo plazo. Sus
variaciones en el corto plazo afectan a las corrientes de comercio del país con el resto
del mundo, en particular por el lado de las importaciones. En una perspectiva de más
largo plazo, el comportamiento de la tasa de cambio real influye en la asignación de
recursos entre los sectores transables y no transables de la economía y, por tanto, en la
dirección del desarrollo de un país. En este contexto, existe un creciente consenso en la
profesión en cuanto a que el objetivo de largo plazo de la política cambiaria debe ser el
mantenimiento de una evolución estable de la tasa de cambio real alrededor de su nivel
de equilibrio, lo cual implica mantener en lo posible una situación de equilibrio interno
y externo de la economía.
Los cambios que ha experimentado el Ecuador en los últimos 15 años en su política
cambiaria han estado originados en algunos casos en la definición de objetivos
macroeconómicos (promoción de las exportaciones o baja de la inflación), aunque en
otras ocasiones, también han respondido al deseo de las autoridades económicas de ese
momento de imprimir su propio "sello" en esta materia, sobre todo, cuando ha estado de
por medio un cambio de gobierno. De esta manera, se ha partido del control del tipo de
cambio nominal y, en la mayor parte de los casos, se ha supuesto que dicho control es
posible extenderlo a la tasa de cambio real. A pesar de esto, es poco lo que se ha hecho
en el país en términos de investigación para tener un mejor conocimiento sobre la
relación entre estas dos variables.
Este último aspecto es el componente central del presente trabajo. Se pretende examinar
de forma preliminar el comportamiento del tipo de cambio nominal y de la tasa real en
el Ecuador bajo el entorno de las dos modalidades cambiarias que estuvieron vigentes
durante el período que va desde 1989 hasta el primer trimestre de 1996. Parte del
estudio es el análisis de la dirección de causalidad entre las dos tasas de cambio, y entre
éstas y la relación de precios internos y externos, así como la incidencia de las
variaciones en el tipo de cambio nominal sobre la tasa real.
A partir de esta investigación se pretende identificar lecciones válidas que contribuyan a
orientar más técnicamente la adopción de políticas cambiarias en el futuro, teniendo en
mente el objetivo de mantener estable el tipo de cambio real dentro de una trayectoria
de equilibrio de largo plazo. Con este propósito, se ponen a prueba en el trabajo dos
criterios importantes. Primero, la endogeneidad de la tasa de cambio real. Segundo, la
superioridad de un sistema cambiario sobre el otro a partir de las dos modalidades
ensayadas a lo largo del período de análisis.
La elección del período responde a varios razones. Primero, la distinción entre los dos
regímenes cambiarios, tasa reptante y flotación sucia con y sin banda, enriquece el
análisis planteado. Se presume que las dos formas de política cambiaria determinaron
relaciones diferentes entre las tasas de cambio nominal y real, y entre éstas y la
variación de precios, además de que, en esencia éstos son los dos tipos de regímenes
cambiarios que podrían ser aplicados hacia adelante en el Ecuador. Segundo, los últimos
siete años corresponden a la etapa en que la economía ecuatoriana tuvo la más alta y
prolongada inflación (con excepción de los últimos dos años) de su historia
contemporánea. Como consecuencia, la formación de precios y la conducta financiera
de los agentes económicos fue diferente a aquella observada en el pasado, en que, en el
peor de los casos, hubo brotes inflacionarios, pero no un proceso sostenido de rápido
aumento de los precios. Tercero, en este período de tiempo, la economía ecuatoriana
sufrió shocks exógenos algo menos intensos que aquellos que ocurrieron en los
primeros ocho años de la década anterior (por ejemplo las inundaciones de 1982-83 y el
terremoto de 1987), con lo que se distorsiona menos la investigación propuesta. En todo
caso, sí será necesario tomar en consideración para el análisis la situación y las políticas
macroeconómicas vigentes a lo largo de los dos períodos, pues ellas contribuyen mucho
a explicar la dinámica de las variaciones cambiarias y de los precios.
El documento se estructura de la siguiente manera: luego de esta introducción, se revisa
brevemente la experiencia de política cambiaria de los últimos quince años, con especial
énfasis en el período 1989-1996. En la tercera sección se examina la relación entre el
tipo de cambio nominal y la tasa real, y la estabilidad de esta última, bajo las dos
modalidades de tipo de cambio vigentes en esos años. También se analiza la relación de
causalidad que ha existido entre estas dos variables, y con respecto a la diferencia de las
inflaciones interna y externa en los dos subperíodos considerados. Este ejercicio permite
identificar importantes relaciones macroeconómicas que se dieron en cada período; en
la siguiente sección se investiga la relación entre las variaciones en el tipo de cambio
nominal y en la tasa de cambio real, también bajo los dos regímenes cambiarios
alternativos; finalmente, se extraen las conclusiones más importantes del trabajo
realizado.
2. La experiencia reciente de política cambiaria
Las devaluaciones de la moneda han sido un componente importante de la política
económica en el Ecuador desde 1982 en adelante, a diferencia de lo que había ocurrido
en décadas anteriores en que la tasa de cambio se mantuvo fija durante la mayor parte
del tiempo. En ciertos períodos, el sucre se devaluó en un esfuerzo por recuperar o
mantener el tipo de cambio real en el marco de la teoría de la "paridad del poder de
compra" (purchasing power parity). A partir de septiembre de 1992 se modificó esta
estrategia, pues la política cambiaria se orientó a anclar las expectativas inflacionarias.
Dicha política se revirtió en 1995 en medio de los problemas, principalmente extraeconómicos, que afectaron al país.
En efecto, a raíz de la crisis de la deuda externa en los primeros años de la década de los
ochenta, el Ecuador abandonó la prolongada política de tipo de cambio fijo vigente
hasta esa fecha (las últimas devaluaciones habían sido en 1961 y 1970). Se inició así
una etapa de flexibilidad cambiaria con el fin de generar mayores divisas para enfrentar
de mejor manera las obligaciones originadas en el servicio de la deuda externa. Se
ensayaron diferentes modalidades cambiarias. Inicialmente, en 1982 se realizaron dos
devaluaciones discretas de más de un 20 por ciento cada una. Posteriormente, a partir de
1983 se instauró un sistema de minidevaluaciones diarias fijas y preanunciadas, el que
fue reemplazado por un nuevo período de tipo de cambio fijo a partir de agosto de 1984.
En agosto de 1986 se implantó un sistema de flotación cambiaria y se desincautaron
(del Banco Central) las divisas originadas en transacciones privadas. En marzo de 1988
se experimentó con una banda fija luego que se decretó una revaluación del sucre. Este
mecanismo estuvo vigente hasta agosto del mismo año.
Durante el período revisado, el país sufrió simultáneamente shocks exógenos que
afectaron al sector externo de la economía y al nivel de equilibrio de largo plazo de la
tasa de cambio real. Los más importantes fueron las inundaciones de finales de 1982 y
los primeros meses de 1983 que destruyeron una extensa zona de producción agrícola
de consumo doméstico y de exportación, la caída del precio del petróleo en el mercado
internacional a menos de US$ 10 por barril en 1986, y el terremoto de marzo de 1987
que impidió que se exporte petróleo durante más de cinco meses.
De agosto de 1988 en adelante se distinguen dos períodos claramente diferenciados,
alrededor de los cuales se realiza el análisis en el presente trabajo. En el primero, que va
hasta agosto de 1992, la política cambiaria privilegió el objetivo de mantener un
determinado nivel de paridad de compra, para con ello estimular la competitividad de
las actividades transables, como parte de un programa macroeconómico que, al mismo
tiempo, buscaba reducir la inflación, fundamentalmente a través del manejo monetario
(ancla monetaria). Dentro de este manejo, era el Banco Central quien determinaba el
precio de la divisa así como su administración, salvo en el caso de transacciones
menores que se realizaban a precios de mercado. Operativamente, la política cambiaria
estuvo basada en un sistema de minidevaluaciones semanales preanunciadas, que se
complementaba con micro ajustes (de entre 1 y 4 por ciento aproximadamente por
encima de la regla de ajuste cambiario) adoptados discrecionalmente con el objeto de
corregir la persistente tendencia a la apreciación real del sucre. En efecto, en estos años
la inflación bajó mucho menos de lo proyectado oficialmente (30 por ciento anual), pues
la tasa anual se mantuvo estable y alta, en niveles de alrededor del 50 por ciento en
promedio. Además de las políticas monetaria y fiscal, en este resultado inflacionario
habría incidido el manejo cambiario, según se discute más adelante.
En el segundo período, el manejo de la tasa de cambio se convirtió en el elemento
central de la estrategia de estabilización de la economía ecuatoriana, en el sentido que
fue utilizada como ancla nominal en la lucha contra la inflación, con el fin de influir
sobre las expectativas de los agentes económicos acerca del crecimiento futuro de los
precios. Operativamente, desde septiembre de 1992, el manejo cambiario estuvo basado
inicialmente en un sistema de "flotación sucia" y, posteriormente, en el establecimiento
de la banda de flotación que, aunque ha sido modificada ya dos veces, se mantiene hasta
el momento. Si bien en este período se otorgó al mercado un rol más protagónico en la
determinación de la tasa de cambio nominal y en la administración de las divisas, el
Banco Central ha mantenido una participación reguladora muy activa en términos del
precio del dólar como parte del manejo global macroeconómico. Bajo este manejo
cambiario, la inflación se redujo en 1993 y 1994, como consecuencia en gran parte,
aunque no exclusivamente, del rol de ancla nominal cumplido por el tipo de cambio.
A lo largo de estos siete años también han ocurrido importantes eventos exógenos o se
han adoptado políticas económicas que han afectado de alguna manera el
comportamiento del sector externo de la economía y el nivel de equilibrio de largo plazo
del tipo de cambio real. Entre los eventos exógenos, vale mencionar la drástica subida
del precio del petróleo en el segundo semestre de 1990, las enormes variaciones del
precio del café observadas en 1994 y 1995, y el conflicto bélico que enfrentó el país en
el primer trimestre de 1995, que significó una importante salida de capitales. En
términos de política económica, tienen importancia la liberalización arancelaria y el
establecimiento de la zona de libre comercio con Colombia y Venezuela, que están en
plena vigencia desde finales de 1992. Además, tiene gran significación el ingreso de
capitales de largo plazo, sobre todo en los años 1993 y 1994, como consecuencia de
factores exógenos y endógenos a la propia economía.
En medio de la política cambiaria descrita, entre 1989 y el primer trimestre de 1996 el
tipo de cambio real ha tenido una tendencia a apreciarse, tal como se observa en el
gráfico 1. Esta tendencia fue menor entre 1989 y 1992, dado que el objetivo cambiario
que se persiguió a lo largo de esos años fue el mantenimiento de la paridad real. A partir
de 1993, en cambio, se produjo una marcada apreciación real, resultado que es propio
del uso de anclas cambiarias en programas de estabilización. En 1994 se redujo
significativamente dicha apreciación, y en 1995 se revirtió esta tendencia como
consecuencia de los diferentes shocks adversos que afectaron a la economía ecuatoriana
en ese año. En los primeros meses del presente año ha vuelto a generarse una
apreciación real del sucre debido a la aceleración de la tasa de inflación.
Bajo la óptica de los dos indicadores de competitividad representados en el gráfico 1, la
tasa real bilateral (con relación al dólar norteamericano) y la tasa real multilateral (con
respecto a las monedas de los 18 principales socios de comercio del país) o tasa efectiva
real, se observa una evolución similar en ambos casos con tendencia a la apreciación, a
excepción de la segunda parte de 1994 y 1995 en que el tipo de cambio efectivo real se
depreció más rápidamente que la tasa bilateral. Por otro lado, a través de cualquiera de
los dos indicadores se comprueba que el nivel de la tasa de cambio real de hoy tiende a
acercarse al nivel más bajo del período de análisis. Esta comparación es la que
determina la presunción de algunos sectores económicos en cuanto a que se requiere un
ajuste de la tasa nominal que mejore la tasa real, es decir, la competitividad de las
actividades transables.
Gráfico 1: Tipo de Cambio Real
(Bilateral y Multilateral)
Dada esta evolución de la tasa de cambio real, el sector externo de la economía
ecuatoriana ha tenido una persistente mejora en los últimos años (cuadro 1), como
consecuencia, sobre todo, de mejoramientos en productividad y por la apertura de
nuevos mercados en el caso de los bienes tradicionales de exportación. Además, debido
a la ampliación de la producción de bienes en los que el país tiene ventajas
comparativas, así como por la mayor apertura de la economía y el establecimiento de
zonas de libre comercio (particularmente con Colombia) en el caso de productos no
tradicionales.
Así, las exportaciones de bienes fueron en 1995 casi el doble de lo que habían sido en
1989. Dicha expansión es todavía mayor en el caso de las exportaciones notradicionales, las que crecieron en más de cuatro veces en el mismo período (de US$
189 millones a US$ 845 millones). Al mismo tiempo, las importaciones también
crecieron, sobre todo en 1994 y 1995, a consecuencia de diversos factores,
principalmente de la apertura de la economía y de la apreciación real ocurrida en 1993 y
1994. De esta manera, la cuenta corriente ha crecido en promedio a niveles de alrededor
del 5 por ciento con respecto al PIB en los últimos dos años. Dada la mayor estabilidad
de la economía ecuatoriana y el ambiente externo favorable a los flujos de capital hacia
la región, las entradas netas de capital crecieron significativamente (con excepción de
1995), lo que permitió que se incrementaran las reservas internacionales.
Cuadro 1: Principales Indicadores del Sector Externo
1989
1991
1993
1995p/
Exportaciones FOB (Mills. US$)
2.354
2.851
3.062
4.358
Importaciones FOB (Mills. US$)
1.693
2.207
2.474
4.095
Cuenta Corriente / PIB
-7.4%
-6.1%
-4.7%
-5.2%
RMI (Mills. US$)
203
760
1.254
1.557
(p) Cifras provisionales
Fuente: Banco Central del Ecuador.
Para tener una idea más directa del impacto del la evolución del tipo de cambio efectivo
real (multilateral) sobre el comercio exterior, el gráfico 2 muestra la relación entre la
primera de estas variables expresada en números índices (ITCER) y la balanza
comercial (excluyendo las transacciones de petróleo), a lo largo del período de análisis.
Se comprueba el efecto que sobre el comercio ha tenido el nivel de la tasa de cambio
real, ya que las depreciaciones reales (disminución del índice) estuvieron generalmente
asociadas con menores niveles de desequilibrio de balanza comercial (sin petróleo) con
respecto al PIB y viceversa.
Gráfico 2 : Tipo de Cambio Real y
Déficit Balanza Comercial no Petrolera. /PIB
Nota: Una subida del ITCER implica una apreciación del sucre y viceversa.
La correlación entre las dos variables se explica fundamentalmente porque, si bien las
exportaciones en el Ecuador, al ser mayoritariamente de origen primario, no reaccionan
en el corto plazo ante variaciones en la tasa de cambio real, es la demanda de
importaciones la que aparentemente responde con mayor dinamismo. Esta misma
correlación se mantendría si se realizara la comparación con la cuenta corriente (sin
petróleo), dado lo estable que son las variaciones en la balanza de servicios.
3. Tipo de cambio nominal y tasa de cambio real
Del análisis realizado en la sección anterior, queda claro que el comportamiento de la
tasa de cambio real sí incide sobre los resultados del sector externo de la economía. Sin
embargo, es importante conocer mejor la relación entre las tasas nominal y real.
Particularmente interesante resulta acotar la discusión distinguiendo la relación entre las
dos variables para cada uno de los dos periodos definidos en que estuvo vigente una
diferente modalidad de política cambiaria.
En esta sección se examina la trayectoria que ha seguido la tasa de cambio real en los
últimos años así como su estabilidad, distinguiendo las dos modalidades cambiarias que
estuvieron vigentes: el régimen de tasa reptante, desde enero de 1989 hasta agosto de
1992, y el de flotación dirigida que, a efectos de este estudio, incluye el período que va
de noviembre de ese año hasta marzo de 1996. Se evalúa la influencia que sobre ella ha
tenido uno y otro régimen cambiario, y se identifican las direcciones de causalidad que
se han dado entre las tasas de cambio nominal y real, y la relación de precios internos y
externos.
Gráfico 3: Tipo de cambio Nominal y Real
(Depreciación mensual con relación al dolar)
Primeramente, una visión conjunta de la trayectoria del tipo de cambio nominal y de la
tasa real, permite apreciar que las dos variables han seguido una tendencia más o menos
similar. Además, dado que la inflación fue bajando a partir de 1993 hasta llegar en estos
momentos a alrededor de la mitad de lo que había sido en el período 1988-1992, la
magnitud de las variaciones en el tipo de cambio nominal con respecto al dólar
norteamericano también han ido disminuyendo. Así mismo, la brecha entre la tasa
nominal y real (en relación al dólar) también se ha ido achicando en el tiempo por la
razón antes anotada, y sus variaciones han mantenido una relativa uniformidad,
especialmente en los últimos tres años (gráfico 3).
3.1 Estabilidad de la trayectoria de la tasa de cambio real
Dentro del análisis de la relación del comportamiento de las tasas nominal y real, una
primera tarea consiste en evaluar qué tan estable ha sido la trayectoria del tipo de
cambio real en los últimos años bajo los dos regímenes cambiarios. Esto se lo hace, no
porque se considere que dicha estabilidad debe ser siempre el objetivo óptimo de
política la cambiaria, sino porque éste fue el fin que se persiguió a través del manejo
cambiario, al menos durante la primera parte del período de análisis. Además, porque
dicha estabilidad favorece la expansión de las actividades transables de la economía.
Técnicamente, la tarea propuesta equivale a probar la vigencia de la condición de
"paridad de poder de compra" (PPC) del sucre con respecto al dólar norteamericano en
el corto plazo, tema que ha recibido una gran atención en la literatura económica en los
últimos 20 años, sobre todo en el análisis de la experiencia de los países
industrializados.
Para desarrollar esta tarea, a continuación se utilizan dos métodos. A través del primero,
se evalúa la existencia de raíces unitarias en la serie tipo de cambio real, es decir, se
prueba si dicha serie es estacionaria. Con el segundo enfoque se examina si existe
cointegración entre el numerador y el denominador de la ecuación (1) que define el tipo
de cambio real.
1) TCR(t) = E(t)xPx(t) / P(t)
donde E(t) es el índice del tipo de cambio nominal con respecto al dólar, P(t) el índice
de precios al consumidor (IPC) en el Ecuador, y Px(t) el IPC de Estados Unidos.
Para iniciar el análisis, una inspección visual del comportamiento de las series de
precios relativos y de tipo de cambio nominal se representa en el gráfico 4. La
equivalencia en el comportamiento de estas dos variables define la llamada condición
absoluta de la PPC. El gráfico muestra las trayectorias expresadas en logaritmos, del
índice del tipo cambio nominal (sucres /dólar) y de la relación de los índices de precios
al consumidor de Ecuador y Estados Unidos. En términos generales, parecería que las
dos trayectorias tienden a ser similares, aunque más en el primer período que en los
últimos años.
Gráfico 4: Tipo de Cambio Nominal vs.
Precios relativos Ecu/USA
En cuanto a la evaluación estadística, al aplicar la prueba de existencia de raíces
unitarias sobre la variable tasa de cambio real, se encuentra que la serie para los
diferentes períodos considerados es estacionaria solamente cuando se obtienen primeras
diferencias. Esta prueba se la realiza a través de dos caminos, uno gráfico y otro
econométrico.
En términos gráficos, en el apéndice a este documento se presentan los correlogramas
en niveles (números índices) y en primeras diferencias de la serie de la tasa de cambio
real para el período 1989 a marzo de 1996 (gráfico A1), y para cada uno de los dos
períodos antes definidos (gráficos A2 y A3).
En los correlogramas se representan las funciones de autocorrelación de cada serie con
relación a un determinado número de rezagos proporcional al número total de
observaciones en cada una de las series.
Los tres gráficos definen un patrón de comportamiento similar de las series de tipo de
cambio real. Las series son no-estacionarias en niveles, puesto que los coeficientes de
autocorrelación caen monotónicamente conforme aumenta el número de rezagos,
aproximándose cada vez más los coeficientes a cero. En primeras diferencias, dichos
coeficientes muestran el comportamiento típico de las series que son estacionarias, esto
es, que no contienen una raíz unitaria. En consecuencia, se puede afirmar que la variable
estocástica tipo de cambio real es integrada de orden uno para los tres períodos
considerados, es decir, es I(1).
Como complemento al anterior análisis, a continuación se aplica el test de Dickey Fuller
Aumentado (DFA), que tiene el mismo propósito, esto es, probar la existencia de raíces
unitarias en la serie de tiempo tasa de cambio real, en este caso, directamente sobre la
variable en primeras diferencias, dado que, en niveles, la serie es claramente noestacionaria según se observó en el correlograma.
La ecuación general que se estimó para la variable estocástica antes definida es la
siguiente:
(2) Dy(t) = a + dy(t-1) + Siai Dy(t-i) + e(t)
Los resultados de esta prueba para las series en primeras diferencias se presentan en el
cuadro 2 considerando el período total y los dos subperíodos que nos interesan, con y
sin inclusión del vector de constantes. En los dos casos, se presenta el valor de los
estadísticos-t correspondientes a los coeficientes d en la ecuación (2) para un número de
rezagos igual a 1, de acuerdo con la aplicación de los criterios de Akaike (AIC) y de
Schwartz (SBC).
Cuadro 2: Prueba Dickey Fuller Aumentada
(Tasa de Cambio Real en logaritmos)
Período Total
Período I
Período II
En primeras diferencias
DFA (incluye constante)
-7.035
-6.150
-4.758
DFA (excluye constante)
-7.023
-6.212
-4.474
Val. Críticos (Per. Total c/constante)
1% = -3.509
5% = -2.896
10% = -2.585
Val. Críticos (Per. Total s/constante)
1% = -2.591
5% = -1.944
10% = -1.618
Val. Críticos (Período I c/constante)
1% = -3.597
5% = -2.934
10% = -2.604
Val. Críticos (Período I s/constante)
1% = -2.620
5% = -1.949
10% = -1.620
Val. Críticos (Período II c/constante)
1% = -3.607
5% = -2.938
10% = -2.607
Val. Críticos (Período II s/constante)
1% = -2.623
5% = -1.950
10% = -1.620
La hipótesis nula que se prueba es que las series contienen raíces unitarias. Los
resultados de la prueba DFA, al ser comparados con los correspondientes valores
críticos, al 1%, 5% y 10% de nivel de significancia, permiten rechazar la hipótesis nula
y concluir con cierta holgura que las series son estacionarias en primeras diferencias. De
esta manera, se confirma la conclusión obtenida del análisis de los correlogramas de
estas mismas series en el sentido que son I(1), y se colige que no se cumple la condición
absoluta de la PPC.
La prueba DFA muestra resultados más holgados en cuanto a la estacionariedad de la
serie en el período I en que la política de minidevaluaciones apuntaba a mantener
estable una determinada paridad real. Mientras tanto, los resultados menos holgados
correspondientes al período II son consistentes con un objetivo de política diferente en
que no se persiguió el mantenimiento de la condición de la PPC.
El segundo método propuesto es más estricto y apunta a comprobar la hipótesis de si
existe cointegración entre la serie formada por la suma de tcn(t) + p*(t) y la serie de
precios internos p(t), expresadas de forma logarítmica, partiendo de la definición de la
tasa real expresada en la ecuación (3). Al igual que en el ejercicio anterior, este análisis
se lo hace de forma desglosada para los tres períodos que se consideran en este trabajo.
(3) tcr(t) = tcn(t) + p*(t) - p(t)
Para ello, en primer lugar, es necesario evaluar el orden de integración de las series. Los
correlogramas para cada uno de los tres períodos de la serie que suma el tipo de cambio
nominal y el vector de precios externos se presenta en el apéndice. Dado que esta serie
también es I(1), no se hizo este análisis para la serie de precios internos, puesto que
anteriormente se encontró que la serie tipo de cambio real también es integrada del
mismo orden, lo que implica que p(t) también es I(1).
En efecto, los correlogramas muestran que las series expresadas en niveles son noestacionarias, mientras que sus primeras diferencias sí son estacionarias, lo que equivale
a decir que la series son I(1). Al tener las series el mismo orden de integración, cabe la
posibilidad de que estén cointegradas, es decir, que exista entre ellas una relación de
largo plazo, lo que es una forma de comprobar el cumplimiento de la condición de PPC
que ha sido utilizada con más frecuencia en los últimos años. La ecuación que se
examina expresada en términos logarítmicos para cada uno de los tres períodos
definidos es la siguiente:
(4) m(t) = a + b p(t) + u(t)
donde m(t) corresponde a la suma de tcn(t) + p*(t). A partir de esta ecuación se utiliza
el método de análisis de cointegración de Engle y Granger (1987), a través del que se
prueba si los residuos
son estacionarios a lo largo del período de interés tomando
como base la ecuación (5) a continuación:
(5)
El cuadro 3 presenta los resultados del test de cointegración para cada uno de los dos
períodos considerados y para los siete años en conjunto, utilizando datos mensuales.
Para un número de rezagos igual a uno, las cifras obtenidas permiten concluir que no
existe cointegración entre las dos series de tiempo en ninguno de los tres períodos
considerados, pues los test DFA no superan en valor absoluto los valores críticos ni
siquiera a un nivel del 10 por ciento de significancia, tanto para el período total como
para cada uno de los dos subperíodos definidos. En consecuencia, se puede decir que no
existe una estabilidad de largo plazo en el tipo de cambio real. Desde el punto de vista
del cumplimiento de la condición absoluta de la PPC en los últimos siete años, también
bajo este método se llega a la conclusión de que ésta no se cumple.
Cuadro 3: Resultados del Test de Cointegración
(Prueba de Engle y Granger)
Período I
Período II
Período Total
Tests DFA
-2.2834
-1.3280
-1.9832
Valores críticos*/
1% = -3.9618 5% = -3.3654 10% = -3.0657
*/ Los valores críticos corresponden a los calculados por Phillips y Ouliaris (1990).
A pesar de que la condición de la PPC, fue una meta explícita de la política cambiaria
durante el período agosto de 1988 a julio de 1992, el resultado obtenido no debe llamar
la atención. En general, en la literatura económica parece haber acuerdo en cuanto a que
la condición de la PPC no se cumple en el corto plazo.
La situación observada se explica en parte porque la teoría de la PPC está basada en la
"ley de un solo precio", que se sustenta en supuestos poco realistas. Así, se supone que
los bienes producidos domésticamente y sus similares extranjeros son sustitutos
perfectos. Otro requisito es que las canastas de bienes y las ponderaciones definidas en
los índices de precios de los dos países deberían ser las mismas, lo que generalmente no
es así. Una distorsión adicional se refiere al impacto que sobre el precio interno de los
bienes importados tienen los costos de transporte y seguros, así como las tarifas
arancelarias, etc. No es menos distorsionante el problema de la existencia de bienes no
transables dentro de la canasta de consumo de los dos países considerados, cuyos
precios se determinan domésticamente en cada mercado. Dadas estas limitaciones, es
mejor hablar de que la trayectoria del tipo de cambio nominal y de la relación entre
precios internos y externos tiende a converger aunque no a igualarse.
Más importante que si se cumple o no la condición de la PPC en el período examinado,
es el hecho de que los resultados confirman la hipótesis de que la tasa de cambio real es
una variable endógena, en cuanto no es controlada totalmente por el Banco Central a
través del manejo del tipo de cambio nominal. En el comportamiento de la tasa de
cambio real podrían incidir varios factores, como son, las políticas de demanda
agregada en tanto afectan en la dinámica de los precios, los movimientos de capital con
el exterior y las intervenciones del Banco Central en el mercado de cambios con el fin
de mantener al tipo de cambio nominal en determinados valores, entre otras políticas,
así como el impacto de los shock externos que afectan frecuentemente a la economía
ecuatoriana.
3.2 Neutralidad de la política cambiaria
Como complemento al análisis anterior, a continuación se examina la dispersión de las
variaciones de la tasa de cambio real, según la modalidad de política cambiaria que
estuvo vigente. Vinculado a este análisis por períodos está la discusión de la neutralidad
del tipo de cambio nominal, en cuanto a si influye significativamente o no la elección de
uno u otro régimen cambiario en la volatilidad de la tasa de cambio real. Este análisis es
relevante en tanto la estabilidad de la tasa de cambio real debería ser un objetivo
importante de la política económica hacia adelante dentro de un horizonte de largo
plazo, puesto que contribuye a la estabilidad interna y externa, además de que favorece
la expansión de las exportaciones, probablemente más que una acelerada depreciación
real.
El cuadro 4 muestra algunos indicadores estadísticos de las tres series que se han venido
considerando en este documento. Concretamente, de la variación mensual del logaritmo
del tipo de cambio nominal (De), de la tasa real (Dr), así como de los precios relativos
(Dpr). Una primera conclusión es que, de acuerdo con la desviación estándar de cada
serie, la volatilidad de la tasa de cambio real no es significativamente diferente en los
dos períodos definidos (0.0212 versus 0.0184). Esto implica que la elección entre un
régimen de tasa reptante y otro de flotación dirigida, no afectó mayormente a la
estabilidad de la trayectoria de la tasa de cambio real en el período evaluado. La
dispersión relativamente similar en los dos períodos abona en favor de la hipótesis de la
neutralidad del tipo de cambio nominal. Además, este resultado fortalece también el
criterio de endogeneidad de la tasa de cambio real, en el sentido que sus variaciones
están determinadas por factores y políticas adicionales a las variaciones en el tipo de
cambio nominal.
Un segundo aspecto importante es que el tipo de cambio nominal tampoco muestra una
volatilidad muy diferente, medida también a través de la desviación estándar de sus
variaciones mensuales en términos logarítmicos. Es más, es curioso el hecho de que
aparentemente esta variable fue algo más estable en los últimos años en medio del
régimen de flotación dirigida, no obstante que en el período anterior estuvo vigente la
regla predeterminada de devaluación semanal que, en términos teóricos, se acerca a una
modalidad de tipo de cambio fijo. Obviamente, son las "microdevaluaciones" antes
referidas las que explican la mayor volubilidad.
Cuadro 4: Volatilidad del Tipo de Cambio
Enero/1989 - Agosto/1992
Noviembre/1992 - Marzo/1996
Desviación Estándar (Dr)
0.0212
0.0184
Desviación Estándar (De)
0.0155
0.0148
Desviación Estándar (Dpr)
0.0129
0.0100
Varianza (Dr)
0.00044
0.00033
Varianza (De)
0.00024
0.00021
Varianza (Dpr)
0.00016
0.00010
Covarianza (De, Dpr)
-0.000017
-0.00002
El anterior resultado resalta la importancia de la política económica (en un sentido
amplio) aplicada en cada período, su incidencia en el comportamiento de los precios y, a
través de ellos, en la tasa de cambio real. Así, mientras en el primer período la
volatilidad de las variaciones en el tipo de cambio nominal (medida a través de su
varianza) representa un 54 por ciento de la volatilidad de los cambios en la tasa real, en
el segundo período este porcentaje ascendió a 64 por ciento. Así mismo, la volatilidad
de los precios relativos fue mayor en el primero que en el segundo período (36 por
ciento frente a 30 por ciento). Este último resultado es consistente con la mayor
inestabilidad de la economía que se vivió en el primer período considerado.
3.3. Análisis de Causalidad
Un tercer elemento importante del análisis de la relación entre el tipo de cambio
nominal y la tasa real tiene que ver con la dirección de causalidad entre las dos variables
cambiarias y la relación de precios internos y externos, que estuvo implícita en el
contexto de los dos regímenes cambiarios. Para ello, a continuación se utiliza el criterio
de causalidad definido por Granger.
La causalidad a la Granger se define como aquella situación en la que la variable X
causa a Y si la incorporación de los valores pasados de X ayudan a explicar o predecir el
comportamiento de la variable Y. Utilizando este criterio, a continuación se evalúa la
dirección de causalidad entre el Indice del Tipo de Cambio Nominal, el Indice del Tipo
de Cambio Real y el Indice de Precios Relativos al Consumidor del Ecuador con
respecto a Estados Unidos en los períodos I y II, representadas las variables en
logaritmos, y en niveles con el fin de no perder información de la trayectoria de las
series en el largo plazo. El planteamiento general de este test de causalidad se lo define
en las ecuaciones (6) y (7) a continuación.
(6) X(t) = S biX(t-i) + S djY(t-j) + u1(t)
(7) Y(t) = S giY(t-i) + S ljX(t-j) + u2(t)
donde i y j son el número de rezagos que se aplican a cada una de las variables
estocásticas, y los errores u1 (t) y u2 (t) se supone que no están correlacionados. El test
consiste en determinar, por ejemplo, si todos los coeficiente estimados dj son
estadísticamente diferentes de cero, en la ecuación (6), y si todos los coeficientes
estimados lj en la ecuación (7) no son estadísticamente diferentes de cero, en cuyo caso
Y "Granger causa" a X.
Cuadro 5: Test de Causalidad de Granger
Hipótesis Nula
Período I
Rezagos
Período II
Test F
Probab.
Rezagos
Test F
Probab.
TCR no precede al TCN
3
1.779
0.170
5
1.227
0.326
TCN no precede al TCR
3
4.408
0.010
5
0.422
0.829
PRE no precede al TCN
3
1.922
0.145
5
1.090
0.390
TCN no precede a PRE
3
2.121
0.116
5
2.729
0.042
PRE no precede al TCR
3
4.558
0.009
5
0.291
0.914
TCR no precede a PRE
3
2.037
0.127
5
3.843
0.010
El cuadro 5 presenta los resultados de la prueba para los dos períodos con un número de
rezagos igual a 3 en el primero y a 5 en el segundo período. La hipótesis nula que se
prueba es que la primera variable no precede a la segunda. Se encuentra que dicha
hipótesis es rechazada en dos ocasiones en cada período, para una probabilidad de más
del 90 por ciento.
En efecto, en el primer período se comprueba que el TCN precede o "Granger causa" al
TCR y que PRE "Granger causa" al TCR. Es decir, que las variaciones en el tipo de
cambio nominal y en la relación de precios internos y externos causan o preceden a los
cambios en la tasa real. Sin embargo, es muy importante anotar que, con una
probabilidad algo menor (88 por ciento), también se observa una relación de causalidad
desde el tipo de cambio nominal hacia la relación de precios. Además, todavía con una
probabilidad de más del 85 por ciento, se da un proceso de retroalimentación desde la
variación en precios hacia el tipo de cambio nominal. Estas relaciones de causalidad
definen un comportamiento macroeconómico en el período I en que el manejo del tipo
de cambio, si bien buscó mantener un nivel determinado de paridad real, también
impulsó el crecimiento de los precios, con lo que se dificultó la consecución del
objetivo perseguido. El problema es que la inflación inducida por la política de
minidevaluaciones, no solo deterioró el tipo de cambio real, sino que además
retroalimentó las variaciones en el tipo de cambio nominal, con lo que se conformó un
círculo vicioso de inestabilidad económica, caracterizado por devaluaciones > inflación
> nuevas devaluaciones.
Esta descripción de lo que ocurrió entre finales de 1988 y agosto de 1992, confirma lo
apropiado de la estrategia anti-inflacionaria utilizada en el siguiente período en base a
un ancla cambiaria que contribuyó a romper dicho círculo vicioso. En efecto, en el
segundo período solo es claro que TCN "Granger causa" a PRE, y que el TCR también
"Granger causa" a PRE con un nivel de probabilidad de más del 95 por ciento. Es decir,
que las variaciones en los tipos de cambio nominal y real antecedieron a las variaciones
en el nivel de precios. No se distingue, en cambio, ninguna forma de causalidad o
precedencia entre las dos tasas de cambio, ni retroalimentación desde la inflación al tipo
de cambio nominal. Este resultado es además compatible con una política cambiaria que
no ha pretendido mantener un determinado nivel de la tasa de cambio real, sino
desacelerar la inflación crónica de los años anteriores. En términos de la estabilidad de
la economía, los resultados del análisis realizado muestran que el régimen de flotación
dirigida fue más eficiente que el de minidevaluaciones periódicas preanunciadas.
La relación de causalidad del tipo de cambio nominal a los precios encontrada en los
dos períodos confirma uno de los resultados del estudio de Albornoz (1994), que
encuentra precedencia en ese sentido para el período 1980-1993. Por otro lado, en los
dos casos examinados, se refuerza una vez más el criterio de endogeneidad de la tasa de
cambio real; en el primer episodio debido a que existe retroalimentación desde los
precios hacia el tipo de cambio nominal y, en el segundo caso, porque no existe
precedencia desde la tasa nominal a la tasa real de cambio.
4. La relación entre cambios en la tasa nominal y real
Generalmente se considera que una devaluación nominal cumple el propósito que se
persigue solamente si su efecto se traslada sobre el tipo de cambio real. En esta sección
del trabajo se discute la relación que existe entre las variaciones entre estas dos
variables en el Ecuador sobre la base de la experiencia de los últimos siete años. En
particular, se pretende realizar una aproximación a la dinámica que provocan sobre el
tipo de cambio real los cambios en la tasa nominal, utilizando series mensuales de las
variables en cada uno de los dos períodos.
La discusión apunta a responder a la pregunta acerca de qué tan efectiva ha sido una
devaluación o depreciación nominal en cuanto a trasladar su efecto al tipo de cambio
real, en términos del número de meses (posteriores al ajuste realizado) en que se
mantiene el efecto real. Con este propósito se utilizan dos metodologías. La primera es
el llamado enfoque "antes-después", que se ha usado en otras investigaciones
relacionadas con el mismo tema. El segundo enfoque se basa en simulaciones a través
de un sistema no restringido de vectores autorregresivos (VARs).
El tema es relevante hoy en día en el Ecuador ante la posibilidad de que el gobierno que
asume funciones en agosto de 1996 modifique el régimen actual de política cambiaria
por alguna otra alternativa. Además, dada la percepción de algunos sectores sobre un
aparente rezago cambiario, que podría llevar a una importante depreciación del tipo de
cambio nominal. El análisis propuesto no se ha desarrollado anteriormente en el país y,
en general, son pocas las referencias que al respecto se encuentran en la literatura
económica.
4.1. El enfoque "antes-después"
Los estudios realizados sobre el tema que se plantea estudiar siguen todos una
metodología muy similar. Se analiza el problema para grupos de países, y no para una
economía en particular, y se compara la relación entre las dos tasas de cambio en
períodos entre uno y tres años, antes y después de que se ha realizado la devaluación, es
decir, utilizando el enfoque "antes-después".
Así, con una muestra de 72 devaluaciones en países en desarrollo, Kamin (1988)
encontró que, en general, no hay evidencia que lleve a pensar que no es posible afectar
el tipo de cambio real a través de una devaluación nominal, efecto que, incluso, se
mantiene en el largo plazo. Edwards (1989) toma una muestra de 39 episodios de
devaluación adoptadas en un grupo de países en desarrollo. El estudio permitió concluir
que, en la mayoría de los casos, el efecto real de una devaluación nominal desapareció
en menos de los tres años posteriores a la adopción de la medida. Otro grupo de países
lograron sostener la devaluación real en base a la implantación de minidevaluaciones
como mecanismo complementario. Además, el trabajo desarrollado incorpora y resalta
el impacto que sobre el tipo de cambio real provocan las políticas macroeconómicas
aplicadas simultáneamente al ajuste cambiario, con el fin de separar el efecto de cada
una de las dos políticas.
Kiguel (1992) utiliza una muestra más pequeña y concentrada en países
latinoamericanos (12 episodios de devaluación que no estuvieron seguidos por una
nueva devaluación en los siguientes tres años), y llega a la conclusión de que en la
mayoría de los casos las devaluaciones tuvieron solo un efecto temporal sobre la tasa de
cambio real. Posteriormente, Kiguel y Ghei (1993) desarrollan el mismo análisis para
una muestra más homogénea de países, en el sentido que se escogieron economías con
una baja tasa de inflación (menor al 10 por ciento anual). La conclusión a la que
llegaron los autores es que, en estas economías, una devaluación nominal es más
efectiva en traspasar su efecto sobre el tipo de cambio real, que lo que es en economías
con más alta inflación.
En nuestro caso, bajo esta modalidad de análisis se evalúa el impacto sobre la tasa de
cambio real, provocado por diferentes episodios devaluatorios o de depreciación del tipo
de cambio nominal en el período 1989 a marzo de 1996. Es importante recordar que
hasta agosto de 1992, en el Ecuador estuvo vigente un sistema de minidevaluaciones
semanales fijas y preanunciadas, que equivalían a alrededor de un 2.5 por ciento
mensual inicialmente y a menos del 2 por ciento hacia 1991 y 1992. Estas se
complementaron con micro ajustes no anunciados, que son a los que nos vamos a referir
en el presente análisis. En el período reciente, en cambio, las tasas mensuales de
depreciación fueron menores, y no siguieron una trayectoria predefinida.
El cuadro 6 presenta la trayectoria de la tasa de cambio real cuatro meses antes y
después del ajuste cambiario ocurrido en siete ocasiones y, en la línea inmediatamente
inferior, las tasas de devaluación o depreciación nominal que precedieron y sucedieron a
dicho ajuste en los mismos meses. Además, se presenta la variación acumulada del tipo
de cambio nominal con posterioridad a cada uno de los ajustes. Por cierto, el análisis
que se realiza no es exactamente igual al que se encuentra en los trabajos antes citados.
En este caso, se trabaja con observaciones mensuales y con tasas de depreciación
menores, que fueron seguidas por variaciones adicionales. Además, se distingue en el
análisis las dos modalidades de política cambiaria a las que se ha hecho referencia.
Cuadro 6: Efectos de Variaciones en el Tipo de Cambio Nominal
sobre la Tasa Real
(Agosto 1992 = 100. Meses antes y después del ajuste)
-4
-3
-2
-1
0
1
2
3
4
Mayo/1989
112.29
109.08
103.61
103.52
108.70
110.86
112.48
113.09
110.52
DTCN
2.6%
2.4%
2.3%
2.4%
5.6%
5.0%
2.6%
2.5%
2.6%
Julio/1990
115.41
113.63
112.79
113.01
115.04
117.32
116.62
114.48
112.84
DTCN
4.75%
2.75%
1.90%
2.23%
4.61%
2.68%
1.94%
1.73%
2.05%
Febrero/1991
114.48
112.84
112.36
112.01
114.64
112.12
110.71
108.00
107.31
DTCN
1.73%
2.05%
1.80%
3.39%
6.14%
1.48%
1.78%
1.45%
1.53%
Diciembre/1991
110.58
107.65
106.05
108.38
113.07
109.78
107.70
106.82
103.40
DTCN
4.12%
1.37%
1.52%
4.17%
8.33%
1.22%
1.09%
1.43%
1.83%
Septiembre./1992
101.38
103.10
101.94
100.00
115.33
113.90
114.38
107.86
104.03
Acum.
0
13.3%
8.67%
6.39%
5.69%
0.72%
>
DTCN
1.52%
4.96%
1.30%
0.86%
27.12%
4.56%
1.31%
-4.13%
-0.92%
Enero/1994
92.46
89.81
89.81
90.97
92.66
88.75
88.97
88.13
87.35
DTCN
0.24%
-0.21%
1.56%
1.87%
3.34%
-0.67%
2.52%
1.94%
0.39%
Noviembre./1995
85.60
85.52
84.81
85.51
88.73
90.00
88.35
87.11
86.86
DTCN
1.78%
0.71%
1.41%
1.82%
5.39%
3.31%
0.31%
0.90%
2.39%
4.21%
7.06%
Las cifras muestran algunos aspectos interesantes de la asociación entre variaciones en
el tipo de cambio nominal y en la tasa de cambio real. Así, es notable que en cuatro de
los siete casos analizados, la devaluación o depreciación nominal fue erosionada en sus
primeros cuatro meses de vida, no obstante que continuó depreciándose la moneda
local, sobre todo en el período 1989-1992 en que existían minidevaluaciones periódicas.
En el caso de la devaluación de mayo de 1989, fue necesario devaluar un 13.3 por
ciento adicional para sostener el nivel de la tasa de cambio real. En esta misma línea de
razonamiento, el efecto sobre la tasa de cambio real de la macrodevaluación del 27 por
ciento adoptada en septiembre de 1992, sufrió una rápida erosión (desapareció en seis
meses), debido, además, a que el "sobredisparamiento" del tipo de cambio, llevó incluso
a que se produzcan apreciaciones nominales. Por otro lado, los ajustes en el período II
han sido menores, y han requerido también menores depreciaciones posteriores para
sostener el nivel de la tasa real.
En suma, se puede decir que, en base a la reciente experiencia cambiaria en el Ecuador,
parece claro que es muy importante a la hora de evaluar el impacto de una devaluación
sobre la tasa de cambio real el nivel de inflación existente en la economía, pues cuanto
mayor es ésta en relación a la inflación externa, más rápida es la pérdida de
competitividad. Por cierto, si bien no se ha considerado en el análisis, quizás más
importante aún son las expectativas que tiene el mercado sobre la inflación futura. El
otro elemento que incide claramente es el que se refiere a las políticas de demanda
agregada que se ejecutan simultáneamente, pues éstas contribuyen a una mayor o menor
erosión del efecto de una devaluación sobre la tasa real a través de su impacto sobre la
trayectoria de los precios.
4.2 El Modelo de VARs
El ejercicio de VARs es de naturaleza diferente al anterior. Por un lado, no se concentra
en el comportamiento de las tasas de cambio antes y después del ajuste, sino que simula
shock sobre el tipo de cambio nominal para encontrar su impacto sobre la tasa de
cambio real hacia adelante. Además, incorpora al análisis de una manera algo más
explícita la incidencia de las políticas de demanda agregada que estuvieron vigentes
durante los períodos considerados. En cuanto al modelo en sí mismo, se trata de un
modelo alternativo a los modelos econométricos tradicionales que se basan en una
estructura económica determinada.
En efecto, en lugar de desarrollar un modelo que establece la relación entre las variables
cambiarias, se optó por utilizar un sistema que permite vincular entre sí un conjunto de
variables elegidas sin una estructura determinada y con otras que tuvieran una relación
macroeconómica. En otras palabras, se seleccionan un conjunto de variables bajo
criterios de racionalidad macroeconómica, para formar un sistema de ecuaciones en las
que cada variable dependiente tiene las mismas variables explicativas.
Quien propuso inicialmente el uso alternativo de este tipo de modelos fue Sims (1980).
Posteriormente, su utilización se ha vuelto crecientemente popular, sobre todo en
estudios referidos a la dinámica de los procesos inflacionarios y a la relación entre
cambios en la cantidad del dinero y en el producto en una economía. Algunos ejemplos
de estos trabajos son los de Bernanke (1986), Leiderman y Razin (1988), Montiel
(1989), Reinhart y Reinhart (1992) y, sobre la economía ecuatoriana, Albornoz (1994).
Un típico sistema no restringido de VARs se lo define de forma general de la siguiente
manera:
(8) y(t) = A0 + A1y(t-1) + ...... + Aiy(t-i) + Bx(t) + u(t),
donde y(t) es un vector de variables endógenas; x(t) es un vector de variables exógenas;
A0 es un vector de constantes; A1 hasta Ai y B son matrices de coeficientes asociadas a
las variables endógenas y exógenas, respectivamente; i es el número de rezagos
aplicados a las variables endógenas; y u(t) es un vector de errores. Se supone, además,
que los errores están correlacionados con sí mismos contemporáneamente, pero no lo
están con sus valores rezagados, ni tampoco con y(t-i) y con x(t).
Las series de tiempo que se incluyen en el análisis a continuación son el índice de tipo
de cambio nominal con respecto al dólar, el índice de tipo de cambio real con relación a
la misma divisa, y la relación de precios internos y externos, como variables endógenas.
Como variable exógena, en cambio, se considera el saldo de los activos internos netos
del Banco Central. Los datos tienen una frecuencia mensual a lo largo del período desde
1989 hasta marzo de 1996.
La incorporación al modelo de las dos primeras variables antes citadas se explica por la
propia finalidad del trabajo que aquí se propone. La relación de precios, partiendo de la
estabilidad de los precios externos, responde básicamente a la evolución del IPC
interno, que resume y recoge el ajuste en precios y salarios provocado por las
variaciones en la tasa de cambio nominal, lo que en última instancia, afecta el valor del
tipo de cambio real.
En cambio, el saldo de los activos internos netos del Banco Central (AIN) se lo
incorpora como un indicador aproximado que recoge los cambios en la dirección de las
políticas monetaria y fiscal, y de su efecto en la demanda agregada. Su inclusión en el
modelo es importante, en el sentido que el efecto de una devaluación nominal sobre la
tasa real no es el mismo si es que simultáneamente hay una expansión o una contracción
de la demanda agregada. Esta serie recoge las variaciones que se producen en el crédito
neto al sector público no financiero, que es un indicador de la dirección de la política
fiscal. Adicionalmente, captura las variaciones en el crédito al sistema financiero
privado, en las operaciones de mercado abierto, y en la posición financiera del Banco
Central, entre otras variables monetarias.
Por cierto, se pudo haber incorporado a la serie AIN como variable endógena. Sin
embargo, en el análisis de causalidad realizado en la sección anterior se encontró que
ésta es la más exógena de las series. Además, su inclusión como variable endógena
hubiera restado un significativo número de grados de libertad al momento de hacer la
estimación del modelo. Pero más que esto, cuando se hizo dicho ejercicio, los resultados
que se obtuvieron no cambiaron en esencia en cada uno de los dos períodos.
Antes de desarrollar la investigación propuesta, se debe hacer algún análisis estadístico
de las series de tiempo, con el fin de definir la conveniencia o no de trabajar con las
series en niveles o en primeras diferencias, no obstante que por ahora no existe
consenso sobre una recomendación en uno u otro sentido. Así, mientras Sims (1980) y
Doan (1992) recomiendan trabajar con las series en niveles, incluso si éstas tienen raíces
unitarias, la mayoría de trabajos empíricos emplean series en primeras diferencias o en
porcentajes (Enders (1995), Montiel (1989), Lizondo (1992), entre otros).
4.2.1 Análisis Estadístico de las Series
Dado que las regresiones del modelo de VARs están basadas en mínimos cuadrados
ordinarios, es necesario comprobar en primer lugar si las series son estacionarias, con el
fin de evitar que exista una correlación espúrea entre ellas. Si éstas son no-estacionarias,
los parámetros estimados a través de mínimos cuadrados son sesgados, inconsistentes, y
el significado de los t-estadísticos pierde validez. Intuitivamente, se trata de evitar que
exista subyacente una correlación entre las variables, determinada más por una similitud
de tendencias en el tiempo, que por algún grado de causalidad que sea económicamente
significativa. Sin embargo, si se encuentra que las variables son integradas del mismo
orden, y que además son cointegradas, la estimación de los parámetros a través de
mínimos cuadrados resultaría válida, ya que se produce "superconvergencia" de los
estimadores.
El análisis de estacionariedad propuesto es similar al que se realizó en la sección
anterior, es decir, se busca probar la existencia de raíces unitarias en las series a través
de la prueba DFA. Las series expresadas en logaritmos se examinan para los dos
períodos. Los test DFA en primeras diferencias se presentan en el cuadro 7 para un
número de rezagos igual a uno.
Los resultados del test DFA superan los valores críticos y, por tanto, se confirma que las
tres series analizadas son I(1), puesto que en primeras diferencias las series no tienen
raíces unitarias, con excepción de la serie IPC sin constante que es I(2).
El siguiente paso es probar si las series están cointegradas utilizando el método de
Engle y Granger descrito anteriormente. En este caso, en la regresión inicial que se
corre se define a la tasa de cambio real como la variable dependiente, y al tipo de
cambio nominal y al índice de precios internos como variables explicativas (todas las
series expresadas en logaritmos). Los residuos que se obtienen de esta regresión se
someten a una prueba de estacionariedad bajo la forma definida en la ecuación (5).
Cuadro 7: Prueba Dickey Fuller Aumentada
(Series en logaritmos)
TCN
TCR
IPC
Período I (en primeras diferencias)
DFA (con constante)
-5.4414
-6.1504
-7.9608
DFA (sin constante)
-1.7162
-6.2116
-2.1267
Período II (en primeras diferencias)
DFA (con constante)
-4.6470
-4.7584
-4.2450
DFA (sin constante)
-2.4433
-4.4737
-1.0334
Valores Críticos
Período I (con const.)
1% = -3.5973
5% = -2.9339
10% = -2.6048
Período I (sin const.)
1% = -2.6191
5% = -1.9490
10% = -1.6200
Período II (con const.)
1% = -3.6067
5% = -2.9378
10% = -2.6069
Período II (sin const.)
1% = -2.6227
5% = -1.9495
10% = -1.6202
Los resultados de la prueba descrita se presentan en el cuadro 8 para cada uno de los dos
períodos considerados. Las cifras demuestran que no existe cointegración entre las
variables consideradas en ninguno de los dos períodos, dado que el t-estadístico no
supera en valor absoluto los valores críticos requeridos.
Cuadro 8: Test de Cointegración de Engle y Granger
(Tipo de cambio nominal, tipo de cambio real y precios)
No. Rezagos
Coeficiente a
t-estadístico
Error estándar
Período I
1
-0.19
-2.432
0.079
Período II
4
-0.38
-2.870
0.134
Valores Críticos*/
1% = -4.3078
5% = -3.7675
10% = -3.4494
*/ Los valores críticos corresponden a los calculados por Phillips y Ouliaris (1990).
4.2.1 Resultados del Modelo
Una vez realizado el análisis estadístico de las series de tiempo, a continuación se
corren las regresiones del modelo de VARs, utilizando las primeras diferencias de los
logaritmos de las series de tipo de cambio nominal y real, así como del vector de precios
internos. Los resultados que interesan de estas simulaciones son los que se obtienen de
las "funciones impulso-respuesta", que consisten en simular shock o innovaciones sobre
los errores del sistema de VARs para evaluar su impacto sobre la respectiva variable
dependiente en cada ecuación.
Antes, es muy importante definir el ordenamiento de las variables, puesto que dicho
orden incide en mayor o menor medida en los resultados que se obtienen. Por otra parte,
también es necesario determinar el número adecuado de rezagos que se aplicarán a las
variables independientes en el sistema de ecuaciones. Se trata de encontrar un equilibrio
que permita una buena especificación del modelo y que al mismo tiempo conserve un
aceptable número de grados de libertad. En este sentido, a medida que crece el número
de rezagos mejora la especificación del modelo pero a costa de disminuir
aceleradamente los grados de libertad.
En cuanto a lo primero, hay que reconocer que cualquier ordenamiento que se
establezca a las variables tiene algún grado de arbitrariedad. Para definir algún criterio,
en el presente estudio dicho ordenamiento está basado en las relaciones de causalidad
que se identificaron en la sección anterior para cada uno de los dos períodos. Así, en el
primer período, el ordenamiento iría desde las variaciones en el tipo de cambio nominal,
al incremento de los precios, y de ahí a las variaciones en la tasa de cambio real. En el
segundo período, en cambio, el orden iría desde la tasa nominal hacia la tasa de cambio
real y, posteriormente, a la inflación.
Gráfico 8: Funciones Impulso-Respuesta TCN >> TCR
En lo que se refiere al número óptimo de rezagos, se utilizan los criterios de Akaike y de
Schwartz para el caso del análisis multivariado. Ambos criterios priorizan la reducción
del valor del determinante de la matriz de varianzas y covarianzas de los errores que se
obtienen al correr el modelo, aunque el segundo de ellos pone más énfasis en la
limitación del número de regresores. En la práctica, cada uno de los dos métodos
recomienda la utilización de aquel número de rezagos que minimiza el respectivo
criterio. Hechos los cálculos, se encontró que el número óptimo de rezagos en el sistema
de ecuaciones que se utiliza en el presente trabajo es 2 para ambos períodos.
Los resultados de las simulaciones "impulso-respuesta" desde el tipo de cambio nominal
a la tasa de cambio real se presentan en el gráfico 8 para cada período.
En primer lugar, se observa que el impacto de la innovación en las variaciones del tipo
de cambio nominal sobre las variaciones en la tasa real en el primer mes es mayor en el
período (I). Sin embargo, este resultado se explica fundamentalmente tomando en
cuenta que el shock o innovación es menor en el segundo período que en el primero (0.3
por ciento frente a 0.4 por ciento respectivamente, en relación al valor medio del tipo de
cambio nominal en cada período). En segundo lugar, en los siguientes dos meses, en
cambio, dicho impacto es mayor en el segundo período. Más que esto, el efecto en la
tasa de cambio real se prolongaría a lo largo de dos meses en el primer período y
durante tres meses en el segundo caso, para luego irse diluyendo dicho efecto en ambos
periodos a lo largo de los meses siguientes.
Esta conclusión es consistente con los resultados del análisis de causalidad realizado en
la sección anterior y con los del enfoque "antes-después". En efecto, al existir en el
primer período un vínculo más estrecho entre las variaciones en el tipo de cambio
nominal y en el nivel de precios, el efecto sobre el tipo de cambio real es menor que en
el segundo período. En este sentido, el impacto de variaciones en el tipo de cambio
nominal sobre la tasa real habría durado menos tiempo bajo el régimen prolongado de
minidevaluaciones que bajo la modalidad de flotación cambiaria. Como se anotó antes,
esto es consecuencia del nivel de inflación más alto que existió durante el primer
período considerado, pero también de la mutua interrelación que se dio en el primer
período entre la política cambiaria y el comportamiento de los precios a través del uso
de la política de minidevaluaciones.
Como un subproducto del anterior análisis, se encontró que el efecto importante de las
variaciones del tipo de cambio nominal sobre la inflación se produce entre el tercero y
el quinto mes después de la variación cambiaria. La existencia de este rezago concuerda
en mucho con el resultado de anteriores estudios sobre la dinámica de la inflación en el
Ecuador (ver Albornoz (1994) y Rojas et.al. (1995)).
5. CONCLUSIONES
El presente trabajo ha estado dirigido a evaluar la relación entre el comportamiento del
tipo de cambio nominal y la tasa real en el Ecuador en los últimos siete años, bajo las
dos modalidades cambiarias vigentes, vale decir, el régimen de minidevaluaciones y el
de flotación dirigida con o sin banda. Esta discriminación establece la distinción entre
dos subperíodos, el que va de enero de 1989 a agosto de 1992, y el que se inicia en
noviembre de ese año y llega hasta marzo de 1996.
La relevancia del estudio viene dada, no solo porque el tema no ha sido investigado en
el país, sino también porque un mejor entendimiento de la vinculación entre las tasas
nominal y real podría ayudar en el diseño de la política cambiaria futura. La
investigación propuesta pretende distinguir la relación entre las dos variables bajo los
dos regímenes cambiarios, y confirmar la hipótesis de que si bien el tipo de cambio
nominal puede ser una variable de control del Banco Central, la tasa de cambio real
suele ser una variable endógena en la economía.
Luego del rápido examen de la experiencia cambiaria de los últimos años en el Ecuador,
se verifica la variedad de regímenes que se han ensayado en el país, en algunos casos
asociados más a los cambios de gobierno que a razones de política económica. Dentro
de estos, al revisar la vinculación de la tasa de cambio real con el sector externo de la
economía, se comprueba la importancia del nivel de esa variable incluso en el corto
plazo, puesto que una apreciación suele estar asociada con un deterioro de la balanza
comercial no petrolera y viceversa.
En cuanto al análisis de la trayectoria de la tasa de cambio real, una primera evaluación,
más bien de carácter académica, determinó que la condición absoluta de la PPC no se ha
cumplido en el período de análisis, ni siquiera en los años en que éste fue un objetivo
explícito de la política cambiaria. El resultado encontrado fortalece el criterio de que la
tasa de cambio real es una variable endógena, que responde no solo a lo que ocurre con
el tipo de cambio nominal, sino también a los efectos de otras políticas económicas y a
su impacto en la formación de los precios, así como al impacto de shock exógenos que
son muy comunes en la economía ecuatoriana.
Una segunda conclusión de la investigación realizada tiene que ver con el resultado de
que la modalidad de tipo de cambio nominal utilizada tuvo un efecto neutro en términos
de su incidencia sobre la volatilidad de las variaciones de la tasa de cambio real. En
consecuencia, si es que esta última se define como un objetivo prioritario de la política
cambiaria, más importante que la elección de un sistema de minidevaluaciones o de
flotación dirigida, es la naturaleza del resto de políticas económicas que acompañan a la
política cambiaria. Esta conclusión también apunta en favor de la validez de la hipótesis
de endogeneidad de la tasa de cambio real.
Particularmente importante es el resultado del análisis de causalidad a la Granger
realizado entre las dos tasas de cambio y la relación de precios internos y externos en
los dos períodos. Se confirma la presunción de que durante el período de las
minidevaluaciones en que se persiguió el mantenimiento de un cierto nivel de la tasa de
cambio real, se produjo una interrelación mutua entre las variaciones del tipo de cambio
nominal y de los precios relativos. Esta situación generó un círculo vicioso de
devaluación > inflación > devaluación, consistente con un nivel crónico de incremento
de precios de alrededor del 50 por ciento anual. En el período de flotación se rompió
este círculo vicioso a través del uso del ancla cambiaria, lo cual también se verifica a
través del análisis de causalidad. El resultado encontrado sugiere que sí es importante la
modalidad cambiaria que se escoge, en tanto las implicaciones macroeconómicas de un
régimen o de otro pueden llegar a ser diferentes.
La cuarta conclusión del trabajo se obtiene del análisis de la relación entre las
variaciones del tipo de cambio nominal y de la tasa real, el mismo que se lo desarrolló
mediante la aplicación del llamado enfoque "antes-después", así como de un sistema no
restringido de VARs. Los resultados encontrados señalan que el efecto de una
devaluación o depreciación nominal sobre la tasa de cambio real fue más prolongado
durante el período de vigencia del sistema cambiario de flotación dirigida. En este
resultado se destaca la importancia del nivel de inflación vigente (además del efecto de
la política de demanda agregada aplicada simultáneamente) al momento de examinar
cuánto tiempo se prolonga el impacto de una devaluación sobre la tasa de cambio real.
Una última conclusión del análisis realizado, aunque ésta se presta para el debate, se
refiere a que, en el Ecuador, el régimen de flotación dirigida arrojó mejores resultados
que la política de minidevaluaciones. Si bien es verdad que los efectos de las
variaciones del tipo de cambio nominal sobre la tasa real, estuvieron determinados en
parte por la dirección del resto de las políticas económicas aplicadas simultáneamente
en los dos períodos, no es menos cierto que los resultados del análisis de causalidad
muestran que durante el período de las minidevaluaciones, la inflación se generó en
alguna medida como consecuencia de la propia política cambiaria. Esto contribuyó a la
mayor volatilidad de la tasa de cambio real, así como a un menor efecto de
devaluaciones o depreciaciones nominales sobre la tasa de cambio real durante los años
1989 a 1992.
ANEXO
Gráfico A-1
Correlograma Tipo de Cambio Real
(1989.1 - 1996.3)
Gráfico A-2
Correlograma Tipo de Cambio Real
(1989.1 - 1992.8)
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