Ec. Ma. Eugenia Vázquez Ec. Mariana Taboada

Transcripción

1 Ec. Ma. Eugenia Vázquez Ec. Mariana Taboada I. Secor Exerno y Crecimieno Económico en Uruguay* *Arículo basado en el rabajo de esis para obener el íulo de Maser en Economía de la Universidad de Monevideo. Los auores agradecen a su uora, Elizabeh Bucacos, por su excelene dedicación en esa invesigación. Universidad Caólica del Uruguay y Univresidad de Monevideo Universidad de la Página República 1 de y 44 Univresidad de Monevideo

2 RESUMEN Uruguay ha verificado enre 1955 y 2009 un cambio en su esraegia de desarrollo, pasando de un modelo cenrado en la susiución de imporaciones y de inervención del Esado a un modelo abiero a la compeencia exerna y a la inegración regional. El objeivo de ese rabajo es realizar un análisis parcial sobre si dicha reorienación hacia el secor exerno deerminó una variación en la relación enre el crecimieno económico y el secor exerno, y más precisamene invesigar en qué medida la economía uruguaya se volvió más dependiene de la economía inernacional y en consecuencia más vulnerable a los shocks. Para ello, se esima a ravés de diferenes écnicas esadísicas economéricas (de inegración y coinegración, esimaciones recursivas y esimaciones con el filro de Kalman, y en base al modelo de CRBP desarrollado por Thirlwall) el impaco que las exporaciones, los érminos de inercambio y el financiamieno exerno han enido en el nivel del produco. Además, dado que el modelo CRBP no esablece vinculaciones enre los niveles de las variables sino que posula una relación de equilibrio enre las asas de crecimieno -del produco, las exporaciones, los érminos de inercambio y el financiamieno exerno- se inena validar dicho modelo uilizando las asas de variaciones de las series en niveles. Se concluye que para el período comprendido enre 1955 a 2009 no exise evidencia empírica en respaldo de la versión ampliada del modelo de CRBP para la economía uruguaya, ya que no se verificaron odas las resricciones que esablece el modelo. A pesar de ello, el modelo en niveles, con coeficienes que cambian en el iempo, logra recoger la rayecoria de largo plazo del PIB uruguayo. De las variables explicaivas -del modelo en niveles- las exporaciones reales siempre han enido el mayor efeco relaivo sobre el PIB y ese efeco ha aumenado a lo largo del período, por ano la economía uruguaya se ha vuelo en las úlimas décadas más dependiene de la economía inernacional y por ano más vulnerable a los shocks exernos. Página 2 de 44

3 II. INTRODUCCIÓN La economía uruguaya ha experimenado en las úlimas cinco décadas pobres resulados en maeria de crecimieno económico; creciendo a una asa promedio anual 1 - en érminos reales- de an sólo 2,1%, limiane fundamenal para el desarrollo económico y social del país. Paralelamene, enre los años 1955 a 2009, Uruguay ha verificado un cambio en su esraegia de desarrollo pasando de un modelo cenrado en la susiución de imporaciones y de inervención del Esado a un modelo de desarrollo hacia fuera abiero a la compeencia exerna y a la inegración regional y concenrado en las exporaciones como moor de crecimieno. Esa reorienación hacia el secor exerno fue produco de las sucesivas medidas de políica económica, que se han aplicado desde mediados de los años seena, endienes a profundizar ano la aperura comercial como la financiera; y del proceso de inegración regional que se ha avanzado fundamenalmene a parir de la década de los novena. Ambas consideraciones moivan las siguienes pregunas de invesigación: Exise una relación enre crecimieno económico y el secor exerno en Uruguay?, ha variado dicha relación en el período comprendido enre los años 1955 a 2009? Una posible respuesa a esa preguna, basados en los modelos de crecimieno económico con resricción 1 Cabe desacar que no sería válido calcular una asa promedio para un período si la serie presenara quiebres. de balanza de pagos (CRBP) de Thirlwall, de corriene pos-keynesiana, es que el crecimieno económico en Uruguay ha ransiado por diferenes períodos a lo largo del período dependiendo principalmene del comporamieno ano las exporaciones como de los flujos de capiales hacia el país. Más precisamene, la hipóesis fundamenal del rabajo es que la economía uruguaya, a raíz de la reorienación hacia el secor exerno, se ha vuelo en las úlimas décadas más dependiene de la economía inernacional y en consecuencia más vulnerable a los shocks provenienes del exerior. Para la eoría keynesiana y poskeynesiana el crecimieno económico esá deerminado fundamenalmene por el comporamieno de la demanda, y son las resricciones en la demanda agregada las que explican las diferencias en las asas de crecimieno enre los países, consiuyendo la balanza de pagos la principal resricción en economías abieras. Varios auores han invesigado la relación enre el crecimieno económico y el secor exerno para Uruguay. Pardo y Reig (2002) sugieren la validez del modelo de Thirlwall para la economía uruguaya para el periodo Para lo cual uilizan écnicas de inegración, coinegración, causalidad y cambio esrucural. Uilizan disinas alernaivas del modelo y encuenran evidencia empírica que respalda una posible relación de largo plazo solamene enre el produco y las exporaciones, ya que los precios Página 3 de 44

4 relaivos resularon pocos significaivos. En relación a los flujos de capial si bien su inclusión en el modelo no mejora en forma imporane los resulados, se ornan significaivos al considerar subperíodos. Duque y Román (2003) verifican el modelo de CRBP en su versión más simple para los años , con el objeivo de inerprear el desempeño desigual de Argenina y Uruguay por un lado Ausralia y Nueva Zelanda por oro. Se esea el modelo con écnicas de inegración y coinegración y consaan que la brecha enre las regiones se debe lo que Thirlwall llama raio compeiividad no precio calidad. Donnángelo y Millán (2006) esean diferenes versiones del modelo de CRBP para el período , a ravés de écnicas de inegración y coinegración. Encuenran que el modelo iene un mejor ajuse cuando se ajusa por los érminos de inercambio y bajo el supueso de variación en los precios relaivos. Concluyen que los flujos de capial explican la dinámica del produco únicamene en el coro plazo. Alvarez y Falkin (2008) buscan explicar la resricción exerna al crecimieno a ravés de la incidencia del conenido ecnológico y el marco insiucional en las elasicidades de ingreso de la demanda por imporaciones y exporaciones. Para ello, esiman la elasicidad ingreso de la demanda de imporaciones con regresiones móviles basados en el modelo de Thirlwall que supone que en el largo plazo se pueden ignorar los movimienos de precios y de capial. Encuenran una relajación de la resricción exerna a consecuencia de una elasicidad ingreso de la demanda por imporaciones esable y un crecimieno en la elasicidad ingreso de la demanda por exporaciones. En sínesis, de los esudios realizados para la economía uruguaya, a excepción del rabajo de Alvarez y Falkin (2008) que esima regresiones móviles, los resanes esudios analizan la relación de largo plazo enre el nivel del produco y el secor exerno a ravés de écnicas de inegración y coinegración. Sin embargo, no se enconró ningún rabajo que esime el modelo CRBP uilizando la meodología economérica del filro de Kalman. Por al moivo, en el presene rabajo en primer lugar se esea el modelo de CRBP a ravés de diferenes écnicas esadísicas economéricas (de inegración y coinegración, esimaciones recursivas y esimaciones con el filro de Kalman) el impaco que las exporaciones, los érminos de inercambio y el financiamieno exerno han enido en el nivel del produco. En segundo lugar, dado que el modelo CRBP no esablece vinculaciones enre los niveles de las variables sino que posula una relación de equilibrio enre las asas de crecimieno -del produco, las exporaciones, los érminos de inercambio y el financiamieno exerno- se inena validar dicho modelo uilizando las asas de variaciones de las series en niveles. La esimación con el filro del Kalman y el ineno de validar el modelo de CRBP son los dos principales apores del presene rabajo a la lieraura que se ha venido acumulando en nuesro país sobre la relación enre el crecimieno económico y el secor exerno. Página 4 de 44

5 El rabajo se organiza de la siguiene manera. En la segunda sección se presena el marco eórico en el que se basa la invesigación que es el modelo de crecimieno económico resringido por la de balanza de pagos (CRBP). La ercera sección, recoge el análisis economérico que incluye ano el eseo como la validación del modelo de CRBP. Finalmene, en la cuara sección, se planean las principales conclusiones del esudio. Página 5 de 44

6 III. MARCO TEÓRICO: MODELO DE CRECIMIENTO ECONÓMICO CON RESTRICCIÓN DE BALANZA DE PAGOS El enfoque orodoxo convencional, clásico y neoclásico, argumena que la ofera cumple un rol fundamenal en el crecimieno económico, haciendo principal hincapié en la expansión de la ofera de los facores producivos (rabajo y acumulación de capial) y en la producividad de los mismos. En conraposición a ese enfoque, el modelo de Crecimieno Económico Resringido por la Balanza de Pagos (CRBP), expueso inicialmene por Thirlwall (1979) que sigue una corriene pos-keynesiana, considera que el crecimieno es impulsado fundamenalmene por la demanda, y que son las resricciones en la demanda agregada las que explican las diferenes asas de crecimieno de los países, consiuyendo la balanza de pagos la principal resricción en economías abieras. De odos modos, debido a que sin aumeno de facores producivos no puede haber crecimieno de la ofera de produco, ese modelo reconoce ambién el papel de los facores del lado de la ofera, principalmene los vinculados a la capacidad de la esrucura produciva de acceder compeiivamene a los mercados de bienes y servicios en mayor expansión asociados a un mayor cambio ecnológico. La balanza de pagos puede afecar el crecimieno en forma direca como indireca. Por un lado, un negaivo desempeño de las exporaciones en el largo plazo, endrá consecuencias direcas sobre el produco y el empleo en los secores exporadores afecados, y con ello de la economía en su conjuno. Por oro lado, si se produce un défici de balanza de pagos, o escasez de divisas, que no se elimina auomáicamene a ravés de un cambio en los precios relaivos enre los bienes nacionales y exranjeros, se conviere en una resricción en la demanda si el défici no puede financiarse indefinidamene a un rimo consane de inerés, afecando por ano el crecimieno. Si en el coro plazo se pudieran financiar los déficis comerciales a ravés de elevadas asas de inerés que permian capar capiales del reso del mundo, se verá favorecida la acumulación en acivos monearios desesimulando la inversión en acivos físicos, que son los que en úlima insancia deerminan el crecimieno del produco. Se expone a coninuación la versión ampliada del modelo de CRBP desarrolla por Thirlwall y Hussain (1982). Esos auores incluyen, en la asa de crecimieno económico eórica compaible con el equilibrio de balanza de pagos, los efecos del financiamieno exerno neo y de los érminos de inercambio, para reflejar la experiencia de países que presenan déficis en cuena corriene por períodos prolongados. Si la balanza de pagos se encuenra inicialmene en desequilibrio en cuena corriene la idenidad de la balanza de pagos puede ser expresada de la siguiene manera 2 : 2 La derivación complea del modelo se presena en el Anexo I Página 6 de 44

7 1) Px X F Pm M donde Px es el precio domésico de las exporaciones, X el volumen de exporaciones, P m el precio domésico de las imporaciones, M el volumen de imporaciones y F es el valor de los flujos de capiales medido en moneda domésica. Si F 0 significa enrada de capiales a la economía y en cambio si 0 significa que hay una salida. F Tomando asas de variaciones de las variables de la ecuación 1), enonces: 2) Px X Px X F F Px X F p X x f p m m donde las leras minúsculas represenan las asas de crecimieno de las variables. Para simplificar la noación algebraica, se define: Px X 3) Px X F y F 1 P X F y 1 represena respecivamene la paricipación de las exporaciones y los flujos de capial en oal de ingresos -exporaciones más flujos de capiales-, es decir es la proporción de imporaciones financiadas por exporaciones o por flujos de capiales respecivamene. Susiuyendo las definiciones de y 1 dadas en 3), en la ecuación 2) se obiene que: 4) x m x p x 1 f p m El modelo considera no solamene la asa de crecimieno de los flujos de capiales -del lado izquierdo de la ecuación- sino ambién oma en cuena el peso relaivo que iene las exporaciones y los flujos de capiales. Debido a que no se endrá el mismo poder de compra para una deerminada asa de crecimieno de las exporaciones si el valor base de los flujos de capial es menor que el valor de las exporaciones. Las asas reales de crecimieno de las exporaciones y de las imporaciones, a parir de funciones de demandas muliplicaivas con elasicidades consanes, vienen dadas por: 5) m p * e p y 6) x p e p * z donde: es la elasicidad precio de demanda por imporaciones 0, es la elasicidad precio de demanda por exporaciones 0, y es la asa de crecimieno del produco domésico, z es la asa de variación del nivel del ingreso inernacional, es la elasicidad ingreso de la demanda por imporaciones 0; es la elasicidad ingreso de la demanda por * exporaciones 0; p asa de crecimieno del precio de las imporaciones en moneda exranjera (se asume que puede aproximarse por el nivel de precios inernacionales); p la asa de variación de los precios de las exporaciones en moneda local (se asume que puede aproximarse por precio de las imporaciones el nivel de Página 7 de 44

8 precios inernos) y e la asa de crecimieno del ipo de cambio nominal. Susiuyendo las ecuaciones 5) y 6) en la expresión 4), se obiene la asa de crecimieno económico compaible con el equilibrio en la balanza de pagos: * 7) p e p z p p 1 f y * B La ecuación anerior expresa que la asa de crecimieno del produco real se * deermina por: p e p que es el efeco volumen de un cambio en los precios relaivos, por z que es el efeco de una variación del produco del reso del mundo, por el efeco de los érminos de inercambio y por el efeco de la asa de variación de los flujos de capial. Se espera una relación posiiva enre la asa de crecimieno económico compaible con el equilibrio en la balanza de pagos y el produco del reso del mundo y el financiamieno exerno; en caso de los precios relaivos el signo depende de valor de. La ecuación a su vez refleja que el crecimieno esá deerminado negaivamene por le elasicidad ingreso de la demanda de imporaciones. Si se supone que se cumple la Ley de un solo precio, es decir se cumple p * e p, la asa de crecimieno del produco consisene con el equilibrio de balanza de pagos de una economía abiera se ransforma en: x m O alernaivamene, debido a que z x 9) En oras palabras, pariendo de un desequilibrio inicial en la cuena corriene, la asa de produco que equilibra la balanza de pagos es el cociene enre la suma ponderada de la asa de crecimieno de las exporaciones, de los érminos de inercambio y de los flujos de capiales. Además a parir de 9) se puede observar que la asa de crecimieno del produco consisene con el equilibrio de balanza de pagos de una economía abiera implica que se cumplan las siguienes dos resricciones sobre los coeficienes: 1) el coeficiene de las exporaciones y el de precio de las exporaciones ienen que ser iguales enre sí e iguales a :, y 2) menos el coeficiene del precio de las imporaciones menos el coeficiene de las exporaciones (o del precio de las exporaciones) iene que ser igual a : 1. y * B x p p 1 f x m 8) y * B z p p 1 f x m Página 8 de 44

9 IV. ESTIMACIÓN DEL MODELO DE CRBP Con el objeivo de invesigar si la reorienación hacia el secor exerno que experimenó Uruguay durane deerminó una variación en la relación enre el crecimieno económico y el secor exerno y en qué medida el país se volvió más dependiene de la economía inernacional y más vulnerable a los shocks, por un lado se esea el poder explicaivo y predicivo del modelo de CRBP y por oro lado se inena validar el mismo. Para esar el modelo se esima en base a las variables que propone el mismo una relación en niveles, enre el produco, las exporaciones los érminos de inercambio y el financiamieno exerno a ravés de diferenes méodos e insrumenos economéricos. Se realizan en primer lugar las pruebas de inegración y coinegración. Seguidamene, considerando que la economía uruguaya ha ransiado por diferenes eapas durane el período de análisis que podrían haber modificado la relación enre el crecimieno económico y el secor exerno, se evalúa la esabilidad de los parámeros a ravés de la esimación de los residuos recursivos, las pruebas de CUSUM y CUSUM al cuadrado y las esimaciones recursivas de los coeficienes. Finalmene, se esima el modelo mediane el méodo del filro de Kalman. Por validar el modelo de CRBP, dado que dicho modelo no esablece vinculaciones enre los niveles de las variables sino que posula una relación de equilibrio enre las asas de crecimieno -del produco, las exporaciones, los érminos de inercambio y el financiamieno exerno- se inena validar dicho modelo uilizando las asas de variaciones de las series en niveles. III.1) TESTEO MODELO CRBP III.1.1) LOS DATOS En el presene esudio se uilizan series anuales, desde 1955 hasa 2009, del produco bruo inerno (PIB) real, de las exporaciones reales de bienes y servicios (X), de los érminos de inercambio (RTI) y del financiamieno exerno neo real (FE). Los daos, para consruir odas las variables, se obuvieron del Banco de Daos de América Laina y el Caribe 3. Para obener la serie del PIB se consruye un Índice de Volumen Físico (IVF) con base en el año 2000 a parir de la variación real del produco. Las exporaciones de bienes y servicios reales se obienen deflacando los valores corrienes por el índice de precio -con base en el año de bienes y servicios exporados. Los érminos de inercambio se calculan como el cociene enre el índice de precio de las exporaciones y el de las imporaciones de bienes y servicios, ambos con base en el año Finalmene, la variable financiamieno exerno real se compua dividiendo el défici de cuena corriene por un promedio ponderado enre el índice de precio de las exporaciones y de las imporaciones de bienes y servicios. 3 Cuaderno 37, América Laina y CEPAL. Series hisóricas de esadísicas económicas, disponible en la página web de la CEPAL hp:// Página 9 de 44

10 Para no ener daos negaivos -cuando hubo superávi en cuena corriene- y poder aplicar la ransformación logarímica a esa variable se suma a oda la muesra dos veces el valor mínimo de la serie. A coninuación, en la gráfica 1, se presena la evolución de cada una de las series uilizadas. GRÁFICA 1: EVOLUCIÓN DE LAS SERIES 4 (Logarimo de los daos) 5.0 PIB 9.0 X RTI 7.6 FE Fuene: Elaboración propia Fuene: Elaboración propia Como se puede observar, el produco real muesra una dinámica ascendene a lo largo del período de análisis, con profundas caídas en los años 1982 y 2002, de -9.4% y -11.0% respecivamene. En la medida que el reso de las series ambién sufren una caída en esos años, no es necesario incluir variables cualiaivas de inervención en el modelo para recoger la conracción del produco en esos años. Desde el año 2003 el PIB reoma el crecimieno posiivo, con significaivas asas para el año 2004 y el 2008, de 11.8% y 8,9% respecivamene. 4 Las series uilizadas se presenan en el Anexo II Las exporaciones reales muesran, al igual que el produco una dinámica ascendene aunque con una mayor volailidad que el PIB fundamenalmene en los primeros años del período de análisis (enre 1955 y 1975). La evolución de los érminos de inercambio, a pesar de la ala volailidad que presena, indica un deerioro a lo largo del período, excepo para los siguienes subperíodos , , y desde el 2004 al 2009 en los que hubo recuperación. Finalmene, el financiamieno exerno al igual que los érminos de inercambio Página 10 de 44

11 muesra un comporamieno muy voláil, pero sin embargo a diferencia de los RTI presena una endencia esable. Sus valores oscilan en orno a un valor medio, verificándose periodos de necesidad de financiamieno exerno y periodos de capacidad de financiamieno al reso del mundo. III.1.2) INTEGRACIÓN Y COINTEGRACIÓN El modelo log-lineal en primeras diferencias asociado a la ecuación (9) viene dado por: 10) P ln ln ln x Y X ln( F ) B P m ( 1 ) siendo, y y 1 donde las leras mayúsculas indican que las variables se encuenran en niveles y represena el símbolo del operador de primeras diferencias. La esimación direca de la relación funcional (10) en asas de crecimieno evia los problemas de regresiones espurias que aparecen cuando se realizan esimaciones con series que presenan raíces. Sin embargo, ese análisis de regresión donde las variables se diferencian hasa lograr su esacionariedad, implica una pérdida de información de las series en niveles. Aún cuando cada serie individualmene conenga una endencia esocásica y sea por lo ano no esacionaria, el análisis de coinegración permie conrasar si las mismas se mueven conjunamene a lo largo del iempo y las diferencias enre ellas son esables (es decir esacionarias). De aquí que la coinegración refleja el esado de equilibrio al que convergen en el largo plazo. Por ano, para la esimación de la asa de crecimieno eórica compaible con la posición de la balanza de pagos se considera la siguiene forma funcional: 11) lny B X Px P 0 1 ln 2 ln / 3 ln F m donde es el érmino de error aleaorio ruido blanco y, raaremos de deerminar si exise una relación esacionaria enre el produco bruo inerno Y B, exporaciones X, los érminos de inercambio RTI Px / Pm y el financiamieno exerno F. Como primer paso en el análisis de coinegración se esudia el orden de inegración de las variables incluidas en la ecuación (11), es decir de las exporaciones (X), los érminos de inercambio (RTI) y el financiamieno exerno (FE), a ravés de las pruebas de raíces uniarias ADF y KPSS 5. En el cuadro 1 se sineizan los resulados de ambas pruebas para el logarimo de las variables en niveles y en primera diferencia. De acuerdo al es ADF, sólo el produco es un proceso inegrado de primer orden, mienras que las resanes variables podrían ser consideradas series esacionarias, ya que para esas series la raíz uniaria no se rechaza en el modelo con consane y con endencia. Sin embargo, según el es KPSS, sólo el financiamieno exerno es un proceso inegrado de orden cero, y las resanes series emporales (PIB, X y RTI) son 5 Se presenan en el Anexo III las definiciones y caracerísicas de esos ess. Página 11 de 44

12 procesos inegrados de primer orden, I(1). En suma, ano el es ADF como el KPSS no rechazan la esacionariedad del financiamieno exerno, lo cual es consisene con el gráfico de la serie (ver Gráfica 1). La evidencia empírica para Uruguay durane el período muesra la imposibilidad que ha enfrenado el país, de financiar de forma permanene y en el largo plazolos desequilibrios en cuena corriene con sucesivos ingresos de capial. Los resulados de las pruebas de coinegración enre las series inegradas de primer orden, a ravés del méodo de Engle-Granger y del procedimieno propueso por Johansen (1990), se presenan en el cuadro 2. En el mismo se muesra por un lado el esadísico ADF y por oro lado, las dos pruebas que Johansen uiliza para deerminar el número de vecores de coinegración (es de máximo valor propio y el es de la raza). Por un lado, de acuerdo al resulado del es ADF, sobre los residuos de la regresión de coinegración, se rechaza la hipóesis nula de no coinegración enre el PIB, las X y los RTI en el período Por oro lado, en el sisema con dos rezagos 6, los resulados de los ess de coinegración de Johansen no coinciden. Según la prueba del máximo valor propio no se rechaza la hipóesis nula de no coinegración de las variables (r=0). Sin embargo, según la prueba de la raza se deeca (al 5%) la 6 En el Anexo IV se presenan los crierios de selección uilizados para deerminar el reado ópimo del VAR y el diagnósico de los residuos del VAR esimado. exisencia de un vecor de coinegración, es decir de una única relación de largo plazo enre el PIB, las X y los RTI en el período de análisis. Dado que según el es ADF y según la prueba de la raza sí se corrobora que exise una única relación de coinegración se esima un modelo VEC. Es decir se esima un modelo que planea la exisencia de una relación de largo plazo enre las variables, omando en cuena además los posibles desvíos de coro plazo y su respecivo mecanismo de corrección del error asociado 7. En el cuadro 3 se muesra el equilibrio de largo plazo o ecuación de coinegración para las diferenes meodologías uilizadas, primera eapa de Engle - Granger, modelo VAR y modelo VEC. Las disinas esimaciones muesran que en el largo plazo ano las exporaciones como los érminos de inercambio son variables significaivas y presenan el signo acorde a la eoría económica, es decir esán posiivamene relacionadas con el produco. Se puede observar que la elasicidad del PIB respeco a las exporaciones varía enre 0,476 y 0,586 según el méodo de esimación empleado, lo cual significa que un incremeno de 100% en las exporaciones produce un crecimieno enre un 47,6% y un 58,6% en el largo plazo. Por su pare, la elasicidad del PIB respeco a los érminos de inercambio presena una mayor 7 En el Anexo V se presenan los crierios de selección uilizados para deerminar el reado ópimo del VEC y el diagnósico de los residuos del VEC esimado. Página 12 de 44

13 variabilidad según la meodología adopada variando en un rango que va desde 0,146 para procedimieno de Engle - Granger hasa 1.11 para el modelo VEC. Pueso que la exisencia de una relación de coinegración no brinda información acerca de la dirección de la causalidad enre las variables o sobre cual o cuales variables pueden considerarse exógenas 8 es conveniene conocer cual variable se puede considerar exógena al modelo. No se rechaza la hipóesis de que el produco no causa a las exporaciones ni a los érminos de inercambio a parir de los resulados del es causalidad a la Granger en el largo plazo enre las variables (cuadro 4). A su vez el es conjuno de ambas variables no rechaza la exogeneidad fuere 9 de ambas variables. 8 Ver Anexo VI: Con las definiciones de los diferenes grados de liberad de exogeneidad, Ericsson y Irons (1995) 9 Se dice que un vecor de variables z es exógeno fuere con respeco a y para los parámeros de inerés Ψ si se cumple que: i) z es exógena débil para Ψ. ii) y-1 no causa en el senido de Granger a z. Página 13 de 44

14 CUADRO 1: PRUEBA DE ESTACIONARIEDAD DE LAS SERIES, PERÍODO Variables PIB X RTI FE Tes de Raíces Uniarias ADF KPSS ADF KPSS ADF KPSS ADF KPSS Tendencia y Consane ** * 0.48 ** * 0.28 ** * 0.12 Consane ** ** ** ** 0.15 Sin endencia y consane Variables PIB X RTI FE Tes de Raíces Uniarias ADF KPSS ADF KPSS ADF KPSS ADF KPSS Tendencia y Consane ** ** ** ** 0.02 Consane ** ** ** ** 0.03 Sin endencia y consane ** ** Fuene: Elaboración propia *,** Denoa rechazo de la hipóesis al 5% y al 1% CUADRO 2: PRUEBA DE COINTEGRACIÓN, PERÍODO 55-09, SERIES PIB, X, Y RTI (Resulados con el logarimo de los daos) Prueba de Engle y Granger Prueba de Johansen Prueba de ADF Relación de Coinegración Eigenvalue Esadísico Trace Valor críico 5% Esadísico Max Valor críico 5% -4,69 ** r=0 0,28 28,03 24,28 17,21 17,80 r=< 1 0,19 10,82 12,32 10,76 11,22 R<=2 0,00 0,06 4,13 0,06 4,13 Fuene: Elaboración propia CUADRO 3: VECTOR DE COINTEGRACIÓN a) (Resulados con el logarimo de los daos) Prueba de Engle y VAR Granger 1) (con 2 rezagos) VEC (con 1 rezagos) PIB 1,000 1,000 1,000 X 0,476 (0,008) 0,494 (0,015) 0,586 (0,039) RTI 0,146 (0,013) 0,111 (0,024) 1,110 (0,188) Consane Crierio de información Akaike -3,042-3,597-3,415 R2 Ajusado 0,975 Fuene: Elaboración propia a) En el vecor los coeficienes no se pusieron con el signo conrario. 1) Los resulados de la primera eapa de su meodología. 2) Las cifras enre parénesis corresponden a error esándar. 10 En el Anexo VII se presena un cuadro más deallado del es ADK y del KPSS. Página 14 de 44

15 CUADRO 4: PRUEBA DE CAUSALIDAD EN EL SENTIDO DE GRANGER, SERIES PIB, X, Y RTI (Resulados con los logarimos de los daos) Variable Dependiene: PIB Hipóesis Nula Chi-sq df Probabilidad X no causa el PIB 11, ,0026* RTI no causa al PIB 7, ,0236* All 14, ,0055* Variable Dependiene: X Hipóesis Nula Chi-sq df Probabilidad PIB no causa a las X 4, ,1176 RTI no causa a las X 5, ,071 All 6, ,1459 Variable Dependiene: RTI Hipóesis Nula Chi-sq df Probabilidad PIB no causa al RTI 2, ,3067 X no causa al RTI 9, ,0086 All 10, ,0304 Fuene: elaboración propia *Indica rechazo de la hipóesis nula al 5% III.1.3) ANALISIS DE LA ESTABILIDAD DE LOS COEFICIENTES La esimación recursiva de los residuos normalizados del modelo de CRBP - incluyendo como variables explicaivas a las exporaciones, y a los érminos de inercambio, como se puede ver en la gráfica 2, no muesra ningún dao en la muesra fuera de la banda de más menos dos errores esándar, lo cual evidencia la no exisencia de un quiebre esrucural a lo largo del período de análisis. Adicionalmene, se observa que a parir del año 1970 las bandas de confianza se reducen. esá perfecamene denro del rango de confianza. GRÁFICA 2: RESIDUOS RECURSIVOS PERÍODO (Resulados con los logarimos de los daos) Recursive Residuals Fuene: Elaboración propia ± 2 S.E. Del mismo modo, la observación de los resulados del es CUSUMQ ambién sugiere que no hay evidencia de inesabilidad en lo coeficienes de la ecuación 11 con un nivel de confianza de 95% debido que se ve claramene, en la gráfica 3, que el esadísico CUSUMQ ln ln X 2 ln P / P Y 11 B 0 1 x m Página 15 de 44

16 GRÁFICA 3: PRUEBA DE CUSUM Y CUSUMQ PERÍODO (Resulados con los logarimos de los daos) CUSUM of Squares 5% Significance CUSUM 5% Significance Fuene: Elaboración propia Sin embargo, el es de CUSUM sí evidencia la exisencia de un cambio esrucural a parir del año 1995, ya que la suma acumulada de los residuos recursivos esá por encima del área de la críica superior del 5%, evidenciado que hubo un cambio que esaría produciendo subpredicciones sisemáicas a parir de dicho año. Finalmene, se evalúa la esabilidad del modelo a ravés de las esimaciones recursivas. A coninuación se grafican las rayecorias de las elasicidades del PIB respeco a las exporaciones reales y a los érminos de inercambio al ir añadiendo observaciones a la muesra con la que se realiza la esimación. Se encuenra que la elasicidad del PIB a los érminos de inercambio ha enido una mayor inesabilidad que la de las exporaciones. Mienras que la primera se ha movido enre un máximo de 0,33 un mínimo de 0,146, la segunda ha variado enre 0,476 y 0,343. En odo el período, la elasicidad del PIB a las exporaciones es mayor que la elasicidad de los érminos de inercambio. GRÁFICA 4: ESTIMACIONES RECURSIVAS (Resulados con los logarimos de los daos) Esimaciones Recursivas (X) ± 2 S.E Esimaciones Recursivas (RTI) Fuene: Elaboración propia ± 2 S.E. A parir de esas gráficas se hace más evidene la inesabilidad de los parámeros, ya que si bien por un lado la varianza de los esimadores iende a Página 16 de 44

17 reducirse conforme crece la muesra, y ninguno de los dos coeficienes recursivos raspasa las bandas a lo largo de su rayecoria; por oro lado los esimadores no ienden a ser convergenes. Mienras la elasicidad de las exporaciones presena una rayecoria ascendene a lo largo del período de análisis, por el conrario la de los érminos de inercambio presena una endencia descendene. Más aún, ambas gráficas parecen un espejo, cuando la elasicidad del PIB respeco a las exporaciones verifica una caída la elasicidad del PIB a los érminos de inercambio verifica un aumeno y viceversa. Ambos coeficienes presenan por lo menos cuaro punos de rupura (1965, 1975, 1982 y 2002). Cabe desacar que a parir del año 1990, la variabilidad de ambos coeficienes es menor, en pare debido al aumeno del amaño muesral, pero ambién quizás podría esar vinculado a la aperura comercial y la inegración regional 12, caracerísicas sobresalienes en las úlimas dos décadas. En suma, a pesar de que a ravés de la prueba de CUSUMQ y el es de los residuos recursivos no se puede rechazar la esabilidad de los parámeros, las demás pruebas (CUSUM y coeficienes recursivos) dan muesras de posible inesabilidad. IV.1.4) MODELO CON COEFICIENTES QUE CAMBIAN EN EL TIEMPO: FILTRO DE KALMAN El filro de Kalman es un procedimieno maemáico que acúa por medio de un mecanismo de predicción y corrección. Ese algorimo pronosica el nuevo esado a parir de su esimación previa añadiendo un érmino de corrección proporcional al error de predicción, de forma de minimizar esadísicamene ese úlimo. La derivación del filro descansa en el supueso de normalidad del vecor de esado inicial y de las perurbaciones del sisema. De al forma que es posible calcular la función de verosimiliud sobre el error de predicción con lo cual se lleva a cabo la esimación de los parámeros no conocidos del sisema. El procedimieno de esimación compleo es el siguiene: el modelo es formulado en esado-espacio y para un conjuno inicial de parámeros dados, los errores de predicción del modelo son generados por el filro. Esos son uilizados para evaluar recursivamene la función de verosimiliud hasa maximizarla. El modelo esado-espacio se escribe en érminos de una ecuación de medida (u observación) y de una ecuación de esado (o ransición). La ecuación de medida describe la relación enre las variables observadas (daos) y las variables de esado inobservables. La ecuación de esado describe la dinámica de las variables de esado y usualmene iene la forma de un paseo aleaorio o un proceso auorregresivo de primer orden AR (1). Una represenación de un modelo esado-espacio puede escribirse como: 12 A parir de 1991, Uruguay funda e inegra el Mercosur, alianza económico aduanera, juno a Brasil, Argenina y Paraguay Ecuación de medida (u observación): 12) y X Página 17 de 44

18 donde y represena la variable dependiene observada en el momeno ; es un vecor k x1 de variables de esado inobservables; X es un vecor 1xk de variables observadas exógenas o predeerminadas que relaciona el vecor observable y y el inobservable y el error de medición se disribuye normalmene con media cero y varianza conocida 2, eso es, ~ N (0, 2 ). Se posula, además, que conocemos la forma como cambia a ravés del iempo: Ecuación de esado (o ransición): 13) ~ F 1 v 14) v ~ (0, 2 v ), E( v ) 0 donde ~ es un vecor kx1 de coeficienes consanes a esimar; F es una mariz de parámeros consanes de orden kxk. Los de orden 1x1 y el vecor v de orden kx1, represenan los errores en la ecuación de medida y de esado. El vecor de esado debe conener la información más relevane del sisema en cada momeno del iempo. En general los elemenos del vecor de esado son no observables. La ecuación (13) indica que el nuevo vecor de esado es modelado como una combinación lineal del vecor de esado anerior y de algún proceso de error. Por su pare, la ecuación (12) describe cómo las medidas u observaciones dependen del vecor de esado. En ese rabajo, la relación de largo plazo que se había esimado enre el PIB real, y las variables explicaivas del modelo de CRBP (X, RTI y FE) puede reescribirse incluyendo un subíndice a los coeficienes para idenificar que cambian en el iempo: 15) log PIB 1 log X 2 log RTI 3 log FE donde i para i = 1,2 y 3 son los coeficienes que cambian en el iempo o las variables de esado en ese modelo. La represenación esado-espacio compaible con la ecuación (15) iene la siguiene forma: Ecuación de medida: 1 16) log PIB log X log RTI log FE 2 Ecuación de esado: 17) , 1 0 2, 1 1 3, 1 3 Se especifican los coeficienes 1,, 2,, 3,, como paseos aleaorios, permiiendo que las perurbaciones sobre esos engan un efeco permanene. Esa especificación se corrobora con los daos, a ravés de pruebas ADF a los coeficienes recursivos esimados por MCO 13. Las varianzas de las perurbaciones esimadas para cada ecuación de esado 2 2 2,, conocidas como hiperparámeros, indican si el coeficiene iene una rayecoria esocásica o deerminisa. Si la varianza no es significaivamene disina de 13 En el Anexo VIII se presenan los resulados de las pruebas ADF sobre los esimadores secuenciales. Página 18 de 44

19 cero, enonces el coeficiene es fijo y no cambia en el iempo. Se presena a coninuación, en el cuadro 5, el resulado de la esimación 14 de los coeficienes de la ecuación (15) con el filro de Kalman al final del período (año 2009) y el desvío esándar de las perurbaciones de cada ecuación de esado. Se esima un modelo que incluye como variables explicaivas solamene a las exporaciones, y a los érminos de inercambio (modelo 1), y además un modelo que incorpora adicionalmene como variable explicaiva el financiamieno exerno (modelo 2). Se incorpora en la esimación con el filro de Kalman a la variable financiamieno exerno, a pesar de que la misma resuló ser no esacionaria, ya que una de las venajas que presena dicho filro, es el hecho de que el algorimo no se resringe a procesos esacionarios sino que permie la no esacionariedad siempre que el proceso sea esable 15. CUADRO 5: ESTIMACIÓN CON EL FILTRO DE KALMAN, PERIODO (Resulados con los logarimos de los daos) Modelo 1 Esimación al final del periodo (año 2009) Desviación Esándar de las perurbaciones β X,2009 0,471 ** (0,012) σ υ 0,003 β RTI,2009 0,167 ** (0,023) σ ω 0,003 log PIB log X 2 log RTI 1 14 Anexo IX - Esimación Filro de Kalman 15 Hasa la formulación por Kalman y Bucy en , se aplicaba oro filro adapaivo, desarrollado por Wiener en los años 40, que sólo es válido para magniudes esacionarias. Veáse Kalman y Bucy New resuls in linear filering and predicion heory. 16 En el Anexo IX se presenan las pruebas ADF sobre esimadores secuenciales Modelo 2 Esimación al final del periodo (año 2009) Desviación Esándar de las perurbaciones β X, ** σ υ β RTI, ** σ ω β FE,, ** σ υ log PIB log X 2 log RTI 3 log FE 1 Fuene: Elaboración propia. ** Significaivo al 1%. Error esándar enre parénesis. Para el modelo 1, los coeficienes de las exporaciones y de los érminos de inercambio son significaivos, y posiivos. Por su pare, las desviaciones esándar de las perurbaciones asociadas a ambos coeficienes son esadísicamene disinos de cero; evidenciando que los coeficienes han variado en el iempo. Se encuenra enonces una relación cambiane del PIB con las exporaciones, y con los érminos de inercambio, para la economía uruguaya en el período Al incorporar como variable explicaiva el financiamieno exerno, modelo 2, se encuenra que los coeficienes de las exporaciones y de los érminos de inercambio coninuando siendo significaivos, y posiivos, y que el financiamieno exerno ambién es significaivo con el signo esperado. El financiamieno exerno se encuenra posiivamene relacionado con el produco, aunque su peso es significaivamene menor a las oras variables. Se puede observar que, según la esimación al final del período (año 2009), la elasicidad del PIB respeco a las exporaciones alcanza a 0,414, la elasicidad del PIB respeco a los érminos de inercambio a 0,282, y a an Página 19 de 44

20 sólo 0.01 la elasicidad del PIB respeco al financiamieno exerno. En el modelo 2, los desvíos esándar de las perurbaciones de los coeficienes ambién son disinos de cero; evidenciando nuevamene que los coeficienes han variado en el iempo. Por lo ano, si se incorpora el financiamieno exerno se corrobora que para la economía uruguaya exise una relación enre el PIB las exporaciones, los érminos de inercambio, y el financiamieno exerno que ha variado enre 1955 y A coninuación se presena la predicción un período hacia adelane de la esimación alisada del filro de Kalman del modelo CRBP (con X, y RTI) por un lado y del modelo CRBP incluyendo además de las exporaciones y los érminos de inercambio, el financiamieno exerno. GRÁFICA 5: PREDICCIÓN UN PERIODO HACIA DELANTE DEL FILTRO DE KALMAN, PERÍODO (Logarimo del PIB) Modelo 1: Modelo PIB PIB_FK log PIB log X 2 log RTI log FE 1 ªEsimación alisada del Filro de Kalman Fuene: Elaboración propia Si bien la predicción un período hacia adelane de la esimación alisada del filro de Kalman del modelo 1 (con X, y RTI), recoge la rayecoria de largo plazo del PIB de Uruguay, ya que explica los años de mayor caída del PIB -mejor la del año 2002 que la de 1982-, así como la aceleración del mismo a parir de dichas crisis. Si se incorpora el financiamieno exerno (modelo 2) se logra recoger mucho mejor la rayecoria de largo plazo del PIB uruguayo PIB PIB_FK log PIB log X 2 log RTI GRÁFICA 6: ERRORES DE PREDICCIÓN DE LA ESTIMACIÓN MEDIANTE KALMAN, SIN Y CON FINANCIAMIENTO EXTERNO, UN PERÍODO HACIA ADELANTE ª (Resulados esadísicos con los logarimos de los daos) FK_CON_FE FK_SIN_FE Fuene: Elaboración propia. Página 20 de 44

21 En la gráfica 6 se presenan los errores de predicción un período hacia delane de la esimación alisada del filro de Kalman del modelo sin incluir como variable explicaiva el financiamieno exerno (modelo 1) e incluyendo dicha variable (modelo 2). La desviación esándar de los primeros es de 0,0276 y de 0,0008 en los segundos. Se aprecia que la esimación -con coeficienes que cambian en el iempo- del modelo CRBP en niveles, predice mejor el nivel PIB si se incluye el financiamieno exerno como variable explicaiva. log PIB log X 2 log RTI 1 Modelo 2 X RTI Seguidamene, se grafican las rayecorias esimadas con el filro de Kalman de los coeficienes 17, es decir la elasicidad del PIB a las exporaciones reales, y a los érminos de inercambio, para el modelo 1 como para el modelo 2, y la elasicidad del PIB al financiamieno exerno para el modelo 2. GRÁFICA 7: ESTIMACION DE LOS COEFICIENTES CON EL FILTRO DE KALMAN, TRAYECTORIA DE 55-09ª (Resulados con los logarimos de los daos) Modelo Son las esimaciones alisadas, por lo cual oman en cuena la información de odo el período muesral. X RTI FE log PIB log X 2 log RTI 3 log FE 1 Fuene: Elaboración propia. La rayecoria de la elasicidad de las exporaciones al PIB muesra un comporamieno diferene según el modelo 1 o el 2. De acuerdo al primer modelo, se observa un comporamieno voláil sin una clara endencia, sin embargo conforme al modelo 2, a pesar de que la elasicidad del PIB a las exporaciones reales presena oscilaciones verifica una clara endencia ascendene a lo largo del período de análisis. Se puede apreciar, que para ambos modelos, los cambios del muliplicador de las exporaciones no han sido grandes, y que verifican imporanes caídas en los años 1965, 1984 y Página 21 de 44

22 El aumeno, que en el modelo 2, verifica la elasicidad de las exporaciones al PIB enre 1972 y 1984, puede deberse al hecho que a parir de la segunda miad de la década del seena, se profundiza la aperura comercial: se eliminan las prohibiciones y las cuoas a la imporación y se reducen los gravámenes, con el objeivo de esimular, a ravés del uso de subsidios a la exporación y crédios preferenciales, no sólo la expansión de rubros radicionales sino ambién la diversificación de las exporaciones. Asimismo podría esar vinculado a la firma de los acuerdos comerciales bilaerales con Argenina y con Brasil, Convenio Argenino-Uruguayo de Cooperación Económica (CAUCE) en 1975 y Proocolo de Expansión Comercial (PEC) en 1976 respecivamene. En 1984, el efeco muliplicador se desacelera y recién a parir de 1990 recupera el nivel previamene alcanzado. La caída del PIB para Uruguay en 1982 fue del orden de - 9,4% en érminos reales, si bien la recuperación se inicia res años más arde es recién en 1991 que se recupera el nivel del produco previo a La esimación de la elasicidad propone que una de las causas de esa desaceleración haya sido precisamene la disminución del efeco muliplicador de las exporaciones. Enre los años 1990 a 1999, se verifica un nuevo aumeno del efeco muliplicador de las exporaciones que podría esar vinculado a la mayor aperura e inensificación regional que se dio a parir de la firma de Uruguay del raado del Mercado Común del Sur (MERCOSUR), compromeiéndose a una oal desgravación del comercio denro del bloque y a la aplicación de un arancel exerno a erceros países. En 1999 se inerrumpe nuevamene el crecimieno de la elasicidad de las exporaciones y se inicia un descenso que se agudiza en el año 2003, asociado por un lado a las menores exporaciones a la región a raíz de las crisis de las economías vecinas (en paricular la devaluación de la moneda brasileña enre y la fuere caída, de casi 11%, del produco en Argenina enre ), y por oro lado, a las menores exporaciones de carne fruo de la epidemia de afosa declarada en el Finalmene, a parir del año 2003 vuelve a crecer el efeco de las exporaciones hasa alcanzar su valor máximo de en el año La rayecoria de la elasicidad esimada de los érminos de inercambio al PIB durane el período presena, a pesar de la ala volailidad (más acenuada en el modelo 2 que en el 1), una endencia posiiva en ambos modelos. Se encuenra que los años de endencia negaiva esimada de esa elasicidad coinciden con los años en que los érminos de inercambio resularon favorables. Del mismo modo, los años en que aumena la elasicidad coinciden con los años en que los érminos de inercambio han sido desfavorables. Finalmene, en la gráfica 7 se ve que la elasicidad del PIB al financiamieno exerno uvo una endencia marcadamene negaiva en odo el período. A principios de 1990 deiene Página 22 de 44

23 su caída hasa 1995, año a parir del cual vuelve a descender ligeramene hasa llegar a su mínimo de 0.01 para el año El aumeno de las elasicidades de las exporaciones (verificado el modelo 2) y de los érminos de inercambio (en ambos modelos) muesran que el PIB uruguayo en érminos porcenuales se ve más beneficiado (perjudicado) por cada uno por cieno que aumenan (disminuyen) las exporaciones reales y los érminos de inercambio. Esas elasicidades son más imporanes que el financiamieno exerno, más las exporaciones que los érminos de inercambio. Lo cual sugiere que la economía uruguaya se ha vuelo, en las úlimas décadas, más dependiene de la economía inernacional y por ano más vulnerable a los shocks exernos. Esos resulados reflejan que los esfuerzos de las medidas de políica económica endienes a profundizar la aperura comercial y financiera, que ha seguido Uruguay desde mediados de la década del seena, han sido exiosos. III.2) VALIDACIÓN MODELO DE CRBP En las esimaciones aneriormene presenadas se rabajó con las series en niveles, pero el modelo de CRBP en realidad posula una relación específica enre la asa de crecimieno del produco que equilibra la balanza de pagos y las asas de variación de las exporaciones, los érminos de inercambio y el financiamieno exerno que se resume en la siguiene ecuación: 18) y * B x px 1 1 p m f Por lo ano, validar que se cumpla ese modelo implica verificar que los coeficienes presenen el signo esperado y que se cumplan las dos resricciones sobre los coeficienes ya analizadas en el marco eórico. CUADRO 6: ESTIMACIÓN CON EL FILTRO DE KALMAN, PERIODO (Resulados con la primera diferencia del logarimo de los daos) Esimación al final del periodo (año 2009) β x, β px, β pm, β fe, ** ** ** ** Desviación Esándar de las perurbaciones σ υ σ ω σ υ σ Ω logpib 1 logx 2 logpx 3 logpm 4 logfe Fuene: elaboración propia ** Significaivo al 1%. Error esándar enre parénesis. De acuerdo al resulado de la esimación de los coeficienes de la ecuación (18) con el filro de Kalman al final del período (año 2009), ver cuadro 6, los coeficienes de las asas de variación de las exporaciones reales, del precio de las exporaciones y del financiamieno exerno son significaivos, y posiivos, mienras que el signo de la asa de cambio del precio de las imporaciones es negaivo y ambién significaivo. En relación al conrase sobre las resricciones de los parámeros se encuenra que por un lado el coeficiene de las exporaciones es basane similar al del precio de las exporaciones. Pero por oro lado, la segunda resricción que implica que menos el coeficiene del precio de las imporaciones menos el de las exporaciones (que da ) esá basane alejado del coeficiene del financiamieno exerno para el año 2009 que dio Página 23 de 44

24 Las desviaciones esándar de las perurbaciones asociadas a odos coeficienes son esadísicamene disinas de cero; lo cual evidencia que los coeficienes han variado en el iempo. Por al moivo, se realiza el esudio de las resricciones de los coeficienes con la rayecoria de los parámeros a ravés del conrase de medias 18. A coninuación, en el cuadro 7, se presena por un lado el es de media para corroborar la primera resricción y por oro lado la segunda. CUADRO 7: TEST DE IGUALDAD DE MEDIAS ENTRE SERIES, PERIODO (Resulados con la primera diferencia del logarimo de los daos) Grados de Liberad PRIMERA RESTRICCION Suma Valor Cuadrados Media Cuadráica Valor de F Nivel de Sig. Enre Grupos 1,00 0,02 0,02 2,41 0,12 Denro Grupos 106,00 0,99 0,01 Toal 107,00 1,01 SEGUNDA RESTRICCION Grados de Liberad Suma Cuadrados Valor Media Cuadráica Valor de F Nivel de Sig. Enre Grupos 1,00 1,90 1,90 41,78 0,00 Denro Grupos 106,00 4,81 0,05 Toal 107,00 6,71 Fuene: elaboración propia 18 Tes de igualdad (Tes of Equaliy). Esa clase de ess, muy habiuales en esadísica, permien conrasar la igualdad en media, mediana o varianza de un grupo deerminado de series. E-Views aplica un conrase F- ANOVA muy simple. Ese es, se basa en comparar primero las medias pariculares de cada variable con la media global para odas las series generando así la llamada Variación Enre - Grupal (beween).una vez compuada la variación Enre - Grupal, se genera la variación Inra Grupal (wihin) comparando los valores de cada serie con la media de esa. En la medida en que las medias de las series son iguales, la variación enregrupal iende a ser mínima en ano que la inragrupal crece. El es F presenado por E- Views conrasa la H0 de igualdad en medias por lo que, valores elevados del es (o pequeños del nivel de significación) invian al rechazo de la nula. En consecuencia, para la primera resricción el nivel de significaividad indica que se puede admiir la hipóesis nula de igualdad, mienras que para la segunda resricción el nivel de significaividad indica que no se puede admiir la hipóesis nula de igualdad. Por lo ano, no se puede validar la versión ampliada del modelo de CRBP para la economía uruguaya para el período comprendido enre 1955 a Desarrollamos a coninuación algunas posibles razones, ano eóricas como empíricas, causanes de la no validación del modelo de CRBP. En relación a las razones eóricas del modelo de CRBP que inenamos validar, el mismo sólo se cumple bajo cieros supuesos específicos. En primer lugar, la versión del modelo de CRBP que inenamos validar asume que en el largo plazo se cumple la Ley de un solo precio. Asumimos que ese supueso se cumplía basados en el rabajo de Cancelo, Fernández, Rodríguez y oros (2000). En segundo lugar, el modelo se deriva a parir de funciones de demandas de exporaciones e imporaciones muliplicaivas con elasicidades consanes. Esas funciones se basan en una hipóesis de esabilidad de la esrucura de la demanda, que implica que: a) los facores condicionanes de la demanda se manienen, b) la sensibilidad de la demanda ane sus facores explicaivos permanece consane y c) la evolución de cada facor maniene las mismas caracerísicas de regularidad. Sin embargo en largo plazo cabe esperar Página 24 de 44