Dinámica de corto plazo del tipo de cambio real: Uruguay Gabriel Chiara

Transcripción

1 Dinámica de coro plazo del ipo de cambio real: Uruguay Gabriel Chiara I. Inroducción En ese capíulo se exiende el análisis de los fundamenos del ipo de cambio real en Uruguay para raar empíricamene el efeco de las políicas macroeconómicas sobre dicha variable en el coro plazo. El enfoque del capíulo anerior nos proporciona a ravés del mecanismo de corrección del error una vía de ajuse de coro plazo de los desvíos del cr respeco de su rayecoria de equilibrio de mediano-largo plazo represenada por la relación de coinegración. Sin embargo dado que los fundamenos no incluyen variables de políica no es posible obener conclusiones respeco a la posible incidencia de las políicas macroeconómicas del período sobre el cr. El concepo de cr de equilibrio esá asociado a una noción de equilibrio macroeconómico inerno, y por ano de consisencia enre las políicas macroeconómicas. La inconsisencia enre las diferenes políicas macroeconómicas puede producir desalineamienos de coro plazo en el cr. En ese capíulo se esudia la dinámica de coro plazo del ipo de cambio real para conocer la imporancia de las disinas variables que inciden en el ajuse hacia los niveles de equilibrio, con especial énfasis en el rol de la políica macroeconómica. Se generan indicadores del grado de consisencia de la políica macroeconómica y se analiza empíricamene su efeco en la apreciación del ipo de cambio real del período. II. Marco analíico Edwards (1989) desarrolla un modelo moneario con un secor real alamene simplificado con el propósio de analizar los desalineamienos del ipo de cambio real (ver Edwards (1989), cap. 3). Pare del supueso que en el largo plazo el cr se maniene en la rayecoria deerminada por los fundamenos reales pero que en el coro plazo el cr acual responde a variables ano reales como monearias. Propone una ecuación empírica que capa los elemenos cenrales de la dinámica del cr derivados de su modelo. En esa ecuación la variación del ipo de cambio real responde a res fuerzas: a) una endencia auónoma a auocorregir desvíos respeco del cr de equilibrio que acúa a ravés de la modificación del ipo de cambio nominal o de los precios de no ransables según el régimen de ipo de cambio, b) un efeco de la inconsisencia de las políicas macroeconómicas medida a ravés de variables como la diferencia en la asa de crecimieno del crédio inerno en relación a la asa de crecimieno del produco, c) un efeco derivado de la variación nominal del ipo de cambio que al acuar en combinación con los oros dos efecos sólo podrá ener un efeco de impaco sobre el cr. La siguiene 1

2 expresión resume los res mecanismos de ajuse responsables de la variación del cr donde lcr refiere al ln(cr). * * 1) + φ ( lcn lcn 1) λ ( Pol Pol ) lcr = θ ( lcr lcr + ε Ec: 1 La variable lcr * represena el ipo de cambio real de equilibrio y por ano el primer érmino de la derecha de la expresión corresponde al ajuse auomáico que deermina que si el lcr esá por debajo del equilibrio se produce una devaluación real. Bajo régimen de ipo de cambio predeerminado, ese ajuse se daría vía variación de los precios de no ransables * Economéricamene lcr = θ ( lcr lcr 1 ) es una ecuación dinámica de ajuse parcial que relaciona el valor acual del lcr con su valor deseado o de largo plazo lcr * ; la ecuación puede expresarse como: lcr * = θ lcr + ( 1 θ ). lcr 1 Mosrando que el log del ipo de cambio real acual es un promedio ponderado de su nivel rezagado un período y del valor de largo plazo. Esa ecuación iene senido económico si exise un nivel no observado del lcr y si es válido el supueso que exise una dinámica de ajuse que iende a anular los desvíos de los valores acuales del lcr respeco a ese nivel de largo plazo. Ambos supuesos son consisenes con el hallazgo de una relación de coinegración como la del capíulo II. La variable (Pol Pol * ) inena describir el grado de discrepancia enre el nivel acual de una variable de políica (Pol ) y su nivel susenable de largo plazo (Pol * ) y por lo ano represena el grado de inconsisencia de las políicas macroeconómicas en el mediano y largo plazo. Un valor posiivo indica que se generará una apreciación del cr. Dependiendo de la discrepancia enre Pol y Pol * y del valor del parámero λ es posible que ese efeco domine al mecanismo de auocorreción generando una apreciación creciene con el iempo. Al susiuir en la Ec: 1 lcr * por sus deerminanes indicados en el capíulo II se obiene una ecuación a esimar que incluye ano los deerminanes reales del lcr (fundamenos) como el efeco de las variables de políica: lcr * 1 1) λ ( Pol Pol = (1 θ ) lcr + φ ( lcn lcn ) + β 1 cpbi + β2lprod + β3 lin + β4 rcp + ε Ec: 2 El parámero θ represena la velocidad del proceso de ajuse, un valor de 1 significa un ajuse compleo en un período del desvío enre el valor acual y el de equilibrio en el lcr (Ec:1). El signo debe ser posiivo para que un valor del lcr por debajo del de equilibrio 2

3 genere una depreciación. Las rigideces nominales de precios y salarios reardan el ajuse siuación que se reflejaría en un parámero cercano a cero. El parámero φ mide la magniud del impaco de una devaluación sobre el lcr acual. Los parámeros β represenan los efecos de los fundamenos sobre el lcr acual. El parámero λ mide el grado en que una políica macroeconómica inconsisene genera un efeco sobre el lcr. Si bajo un régimen de ipo de cambio predeerminado Pol mide la asa de crecimieno del crédio inerno y Pol * la asa de crecimieno del produco, un valor posiivo para el érmino (Pol - Pol * ) esá indicando una inconsisencia de políica ya que la elevada asa de expansión del crédio generará un aumeno de precios en especial de no ransables que deerminará una apreciación del cr que lo aparará de su nivel de equilibrio. Una aproximación a una variable que cape la posible inconsisencia enre la políica fiscal y la cambiaria surge de la relación enre défici público, inflación y base monearia. Si el défici es financiado eneramene por emisión, la inflación necesaria para financiar el défici sigue la relación: π = d.v o lo que es lo mismo = d / ( BM / Y ) π Ec: 3 Donde d es el défici expresado en % del PBI, V la velocidad de circulación del dinero, BM la base monearia y Y el PBI. Un défici elevado que genere elevada inflación supone suba de precios de no ransables con la consiguiene apreciación del cr. Esa apreciación puede ser persisene si la siuación de défici requiere que el crédio inerno crezca más que la demanda de dinero generando una inconsisencia macroeconómica que puede producir imporanes desalineamienos respeco al cr de equilibrio. Una evolución creciene de la relación défici a base monearia sería indicaiva de una inconsisencia enre la políica fiscal y un plan para reducir la inflación ya que una financiación con creación de dinero significaría inflación creciene y una financiación con endeudamieno llevaría el nivel de deuda pública a niveles no sosenibles. Ya a comienzos del período en esudio el país enía una elevada deuda pública que sugiere poco espacio para la financiación mediane endeudamieno (Rodriguez 1991). Como lo indica La Figura 1, la relación défici público a base monearia fue creciene a parir de Eso indica que de haberse financiado el défici mediane creación de dinero el resulado hubiera sido elevada inflación. Si se iene en cuena que la relación mencionada muesra valores que para la endencia de la serie van de 0,4 a 1 durane el período, una financiación sólo con creación de dinero esaría significando inflación anual de enre 40% y 100%. 3

4 Figura 1. Evolución de la relación défici primario del Secor público a base monearia Porcenaje DprimBm TendenciaHP Sin embargo, como lo indica la Figura 2 la principal fuene de financiación del défici no fue la creación de dinero (1). La financiación esuvo básicamene en el endeudamieno del secor público que elevó la deuda ano inerna como exerna a niveles imporanes en érminos del PBI. Figura 3. Figura 2. Financiamieno del défici público mediane endeudamieno o pasivos monearios en % del PBI ENDEUDAM PASIVMONET Como lo señala Rodriguez (1991) en su análisis sobre el período previo al plan de esabilización, el mecanismo de financiar mediane endeudamieno es ambién inflacionario en la medida que aumena la ofera de acivos alernaivos a la enencia de dinero y hace caer la demanda de dinero. Al aumenar la velocidad de circulación del dinero el efeco inflacionario de un deerminado défici aumena según surge de la Ec 3. Sugiere además que si el inerés real pagado por la nueva deuda es posiivo y mayor al crecimieno de la economía un financiamieno mediane deuda hoy para ser financiado mediane creación de dinero en el fuuro implica mayor inflación que la que provocaría una financiación inicial con creación de dinero. (1) Los daos sobre fuenes de financiamieno se obienen de los los informes del BCU al poder ejecuivo 4

5 El gráfico de la Figura 4 muesra la evolución del valor de la creación de dinero realizada por el BCU. Se puede observar que durane el período el valor en dólares de la creación de dinero disminuyó al iempo que el défici público en porcenaje del Pbi mosró imporane crecimieno (2). Figura 3. Deuda inerna, exerna y oal del Gobierno en millones de dólares DEUEXT DEUINT DEUTOT Figura 4. Défici público e ingresos por creación de dinero en % del Pbi Porcenaje Porcenaje DPRIPBI ICDPBI Una forma alernaiva de capar una posible inconsisencia enre las políicas es mediane el crecimieno del crédio inerno neo del Banco Cenral en comparación al crecimieno del produco, Figura 5. Figura 5. Evolución del crecimieno del crédio inerno neo del Banco Cenral Creccin Creccinrd (2) Para calcular el valor de la creación de dinero se acumulan los cambios mensuales de la base monearia nominal calculados en dólares y el acumulado anual se divide por el PBI en us$. Los daos se muesran en la siguiene gráfica. 5

6 III. Análisis empírico de la dinámica de coro plazo del ipo de cambio real Para el análisis de la dinámica de coro plazo se uilizan dos procedimienos economéricos alernaivos. En el primero se esima una ecuación dinámica de ajuse parcial de acuerdo a la sugerencia de Edwards (1989) comenada en el marco analíico. En el segundo se emplea un modelo de corrección del error (MCE), siguiendo el méodo de Engle-Granger. A. Series empleadas en el análisis de coro plazo Se emplean series rimesrales para el período 1990:1 a 2001:4. Se consideran dos grupos de variables: a) los fundamenos que son relevanes en el mediano-largo plazo pero pueden ser de imporancia ambién en la dinámica de coro plazo y b) un grupo de variables que a priori se reconoce que sólo podrán ener un efeco en el coro plazo, como las variables de políica y la asa de variación de los precios. Las series de los fundamenos que se emplean en ese capíulo fueron descrias en el capíulo II. Se incluyen la relación consumo oal a produco (cpbi), la relación consumo del gobierno a produco (cgpbi), el log de la producividad relaiva del secor ransable y el no ransable (lprodn), el log de los érminos de inercambio (lin), y la asa real de inerés inernacional de coro plazo (rcp). Además se incluyen la recaudación derivada de recargos e impuesos a las imporaciones de bienes (recimp) en porcenaje del valor de las imporaciones. Esa variable es una proxy de las políicas comerciales del período y raa de capar la evolución de las resricciones arancelarias al comercio. Teniendo en cuena los concepos manejados en el marco analíico se definen dos variables que capan la posible inconsisencia enre la políica fiscal y la mea de reducir la inflación. Esas variables se incluyen en las ecuaciones a esimar con el propósio de deerminar si uvieron o no incidencia en la caída del ipo de cambio real del período. Se generan dos series basadas en la relación enre el défici público y la base monearia (3), Figura 1, uilizando alernaivamene el défici global (defbm) o el défici primario (dpribm). Se elabora además una serie que refleja el exceso de crédio inerno neo del Banco Cenral, calculado como la diferencia enre la asa de crecimieno del crédio inerno neo del BCU (4) y el crecimieno real del PBI promedio de los cuaro rimesres aneriores (crecin), Figura 5. La variable deva corresponde a la asa de variación del ipo de cambio nominal en relación al rimesre anerior. (3) La series se elaboran con daos rimesrales del resulado primario y global del secor público publicado por el Miniserio de Economía y Finanzas en base a daos de la Conaduría General de la Nación, la Tesorería General de la Nación y el Banco Cenral del Uruguay. El défici público y la base monearia se expresan en pesos corrienes. (4) Elaborada en base a daos del balance del BCU. 6

7 Para el ipo de cambio real se emplea la definición: TCR N * * ( Pi TCNi ) i= 1 = P TCN donde TCR es el ipo de cambio real, TCN el ipo de cambio nominal expresado en la moneda de cada país por dólar, P corresponde a los índices de precios relevanes, el aserisco indica países exranjeros. Por ano el índice compara la evolución de los precios expresados en dólares de Uruguay con los de sus principales socios comerciales. Con esa definición un aumeno del TCR indica una depreciación de la moneda nacional. Los índices de precios relevanes incluidos varían con el país, siendo índices de precios de consumo para Uruguay y sus vecinos e índices de precios al producor para el reso de los socios comerciales. Las ponderaciones (α i ) son variables y se obienen de daos de la balanza de pagos del año anerior, reflejando la imporancia de cada socio en el comercio de bienes. La serie uilizada es elaborada y publicada por el Banco Cenral e incluye en el índice a los 10 socios comerciales de mayor relevancia para Uruguay. B. Resulados de la ecuación de ajuse parcial Los resulados de la esimación de la ecuación de ajuse parcial (Ec 2) se resumen en el Cuadro 1, se indican los resulados de res especificaciones diferenes según la variable de políica empleada. Previamene se incluyeron oros fundamenos como la relación de producividad y los érminos de inercambio los que no resularon significaivos. Se someen los residuos de las res ecuaciones a diferenes ess. Para las res ecuaciones el análisis de los correlogramas de los residuos muesra las caracerísicas deseadas, el es Q de Ljung-Box muesra que los coeficienes de auocorrelación y auocorrelación parcial no difieren esadísicamene de cero para odos los rezagos considerados (24 rezagos) lo que indica que no se puede rechazar la hipóesis nula de ausencia de correlación serial. El Cuadro 1 resume los valores de probabilidad para el esadísico Breusch-Godfrey como es adicional de correlación serial y los valores de probabilidad del esadísico Jarque-Bera de normalidad. Se observa que para las res ecuaciones se obiene un razonable comporamieno de los residuos. En odas las regresiones el ipo de cambio real rezagado un período es alamene significaivo. El coeficiene de esa variable es (1-θ ) en la Ec. 2, con θ el parámero que represena la velocidad de ajuse cuando el cr se apara de su valor de equilibrio en la ecuación original (Ec 1). Es así que valores para el parámero en un rango de 0,54 a 0,58 esán indicando una velocidad de ajuse elevada de la discrepancia en un solo rimesre de enre 42% y 46%. Esas velocidades de ajuse podrían omarse como un indicador de ausencia de rigideces de precios imporanes, ya que la presencia de rigideces de precios deerminaría una baja velocidad de ajuse en un régimen donde el cn es predeerminado y asumimos que los precios son relevanes en el ajuse del cr. α i 7

8 Los fundamenos que ienen relevancia en el ajuse de coro plazo son la relación consumo produco y la asa de inerés inernacional ambos con signo negaivo. Hay que señalar que no hay argumeno eórico que sugiera que los fundamenos deben ener imporancia en el coro plazo. En esas regresiones se incluye una variable que perenece al grupo de los fundamenos, no considerada en el análisis del capíulo II, que capa la evolución de las resricciones al comercio a ravés de la recaudación por recargos a las imporaciones (recimp). En el período analizado esa recaudación en érminos del PBI cae en forma coninua. El coeficiene de la variable recimp resula con signo opueso al esperado. Una caída de las resricciones a las imporaciones esaría según el signo asociada a una apreciación cambiaria, cuando un análisis de equilibrio parcial sugiere que el aumeno de la demanda de imporaciones debería generar una depreciación real. Se discue con más exensión ese resulado en el lieral D. La variable devaluación (deva) muesra ser de imporancia en la deerminación del cr de coro plazo en odos los casos. Es decir que las asas de variación del cn producidas por la políica con ancla cambiaria se rasladan a variaciones del cr en forma imporane en un rimesre. Eso sugiere que las variaciones del cn no se rasladan eneramene a variaciones de precios en cuyo caso el cr se manendría consane. Se observa que de las disinas variables de políica empleadas relación défici global del secor público a base monearia (defbm), défici primario del secor público a base monearia (dpribm), y asa de crecimieno del crédio inerno neo (crecin), sólo esa úlima variable muesra relación con el ipo de cambio real con el signo esperado indicando que un crecimieno elevado del crédio inerno neo esuvo asociado a apreciación real. 8

9 Cuadro 1. Esimación de la ecuación de ajuse parcial para el cr, OLS, Período: 1990:1.2001:4 (1) lcr (2) lcr (3) lcr lcr(-1) cpbi rcp deva recimp dpribm defbm crecin Inercepo (5.93) ** (7.05) ** (8.46) ** (-2.35) * (-2.42) * (-1.99) (-2.21) * (-2.28) * (-1.68) (3.01) ** (2.85) ** (2.03) * (1.84) + (1.77) + (2.27) * -1.22E-06 -(0.007) ns (0.44) ns (-2.71) * (4.81) ** (1.76) + (4.96) ** R F Prob(F) Log likelihood Tes a los residuos Breusch-Godfrey (1) Valor P Jarque-Bera Valor P Valores de se indican enre parénesis, significaivos al 1% ** al 5% * y al 10% + (1) Tes LM de auocorrelación serial, Esadísico obs*r 2. Valor P para 12 rezagos. 9

10 C. Resulados del modelo de corrección del error Como méodo alernaivo a la ecuación de ajuse parcial se esima un modelo de corrección del error (MCE) siguiendo el procedimieno de Engle-Granger. En el primer paso se esima nuevamene una relación de largo plazo en base a las variables que enran en la relación de coinegración del Capíulo II, según: A ( L) y B ( L x + u = ) i Con x i fundamenos y A(L) y B(L) polinomios operadores de rezagos. Se sigue la sugerencia de Harris y Sollis (2003) de incluir dinámica en la ecuación de largo plazo para eviar correlación serial en el residuo que será empleado en el mecanismo de corrección del error. Los coeficienes de la esimación no serán los de largo plazo los que se deben recuperar a parir de los coeficienes obenidos. De odas formas en ese análisis esamos ineresados en los coeficienes de ajuse que surgirán del modelo de corrección del error. La variable dependiene es el logarimo del ipo de cambio real y se incluyen como regresores la relación consumo oal a produco (cpbi), la relación consumo del gobierno a produco (cgpbi), el log de la producividad relaiva del secor ransable y el no ransable (lprodn), el log de los érminos de inercambio (lin), y la asa real de inerés inernacional de coro plazo (rcp). Además se incluye la recaudación derivada de recargos e impuesos a las imporaciones de bienes (recimp). Pariendo de una esimación con un rezago de dos rimesres y luego de eliminar las variables no significaivas se obiene la esimación que se indica en el Cuadro 2 mediane mínimos cuadrados ordinarios. Cuadro 2. Deerminanes del lcr. Variable Coeficiene Esadísico- lcr (-1) ** Lcr (-2) cpbi ** cpbi (-1) rcp ** recimp ** Inercepo ** R2 = 0,956, F= Prob F = 0,000000, Los es realizados al residuo aseguran que esamos en presencia de un ruido blanco. El es de Jarque-Bera no permie rechazar la hipóesis de normalidad de los residuos (Valor p del esadísico = 0,71). Y el es de Bresuch-Godfrey no permie rechazar la hipóesis de ausencia de correlación serial con valores de probabilidad para el esadísico F de 0,92 y para el esadísico obs*r 2 de 0,81. i i 10

11 El residuo se somee al es de raíces uniarias (ADF) y se rechaza la hipóesis nula de exisencia de raíz uniaria al nivel de significancia de 1% ( = P=0,0000). Ese residuo es empleado en la esimación del modelo de corrección del error según: A ( L) y = B ( L) x α ε 1 + u i i En el mecanismo de corrección del error se incluyen además de las variables consideradas fundamenos las siguienes: dpribm (relación enre el défici primario del secor público y la base monearia), crecin (diferencia enre el crecimieno del crédio inerno neo y el crecimieno del produco real), lcn (logarímo del ipo de cambio nominal), lipc (logarímo del índice de precios de consumo), errorlp(-1) (residuo de la esimación de la relación de largo plazo rezagado un período). Se realiza una primera esimación del MCE incluyendo como regresores a la primera diferencia del lcr rezagada una y dos períodos y a las resanes variables en diferencia sin rezago y rezagadas un período. Luego se aplica el es de la relación de verosimiliud bajo la hipóesis nula que en conjuno las variables con coeficienes no significaivos son variables redundanes. No se puede rechazar dicha hipóesis (Esadísico F = 1.20 p:0.33; Esadísico LR = 14.3 p:0.073). También se aplica el es de Wald bajo la hipóesis nula que en conjuno las variables no significaivas ienen odas coeficienes igual a cero. No se puede rechazar la hipóesis ya que los valores de probabilidad del esadísico F y Chicuadrado son 0.33 y 0.29 respecivamene. i Cuadro 3 Coeficienes del modelo de corrección del error. Variable Coeficiene Esadísico- D(lcr(-1)) ** D(lcr(-2)) * D(cpbi) ** D(cpbi(-1)) ** D(cgpbi) ** D(rcp) ** D(lprodn(-1)) D(lipc) * D(lcn) ** D(dpribm) errorlp(-1) ** Consane ns ( ** ),( * ),( + ), Valores de significaivos al 1%, al 5% y al 10% R 2 = 0,67 ; F = 6.38, Prob F = ; Tess al residuo: Jarque-Bera p= 0,55; es de auocorrelación serial de Breusch-Godfrey Valor p: F: 0,10, obs*r 2: 0.024; es de heorocedasicidad de Whie Valor p F: 0,92 11

12 En base a los ess realizados las variables eliminadas de la regresión son: D(cgpbi(-1)) D(rcp(-1)) D(lprodn) D(recimp) D(recimp(-1)) D(dpribm(-1)) D(lin) y D(lin(-1)). D(.) indica la primera diferencia de la variable. Los resulados de la esimación se indican en el Cuadro 3. El error de largo plazo rezagado un período mosró ener efeco alamene significaivo. Esa variable mide la diferencia enre el cr acual y el esimado por la relación de largo plazo por lo que el coeficiene con signo negaivo esá mosrando que un valor del cr acual superior al de largo plazo genera una apreciación. El coeficiene es muy elevado, indicando que el 85% de la discrepancia se corrige en el rimesre poserior. El rol de los fundamenos en el ajuse de coro plazo muesra diferencias con los resulados obenidos en el modelo de corrección del error del capíulo II. Enra como variable de ajuse la relación consumo-produco y el signo de la asa de inerés inernacional es el opueso al enconrado previamene. El lcr rezagado aparece nuevamene como variable de ajuse en el coro plazo. La devaluación nominal D(lcn) y la inflación D(lipc) mosraron efecos significaivos y con los signos esperados. La asa de devaluación nominal se rasladó en forma imporane (45%) a la asa de devaluación real en un solo rimesre. Ese resulado ambién se enconró en la ecuación dinámica y podría indicar que el plan con ancla cambiaria esuvo en el aciero en la deerminación de la asa de devaluación y que la reducción del ipo de cambio nominal conribuyó a alinear el ipo de cambio real a su nueva senda de equilibrio que durane el período fue descendene como consecuencia de las rayecorias de los fundamenos como se concluye en el capíulo II. Edwards (1989) concluye de su análisis del modelo eórico que una condición para que la devaluación nominal se raslade a una devaluación real es que el ipo de cambio real esé fuera del equilibrio. La asa de inflación iene un efeco imporane en la dinámica del ipo de cambio real en el coro plazo lo que se ve reflejado en el elevado coeficiene de ajuse. Bajo un régimen de bandas de floación para el ipo de cambio es de esperar que los precios engan un rol relevane en el ajuse del cr. La variable recimp, proxy de la políica comercial no resuló significaiva en el ajuse. Finalmene de las variables incluídas como proxies del grado de consisencia enre la políica fiscal y la políica aniinflacionaria sólo dpribm muesra un efeco al nivel de significancia del 10%. El coeficiene de la relación défici a base monearia indica que un puno porcenual de incremeno del défici para una base monearia dada generaría una apreciación de 0,08 %. Si se observa que esa relación creció un 100% endencialmene durane el período considerado (ver Figura1), y que eso equivale a un crecimieno de 6.5 % acumulaivo anual, la apreciación calculada sería de 0,52% anual o de 5.9 % acumulada en el período Esa apreciación es muy inferior a la caída del ipo de cambio real regisrada de 40% 12

13 D. Efeco de la políica comercial Como se comena en el lieral C. en la ecuación de ajuse parcial y en la deerminación de la relación de largo plazo necesaria para la esimación del mecanismo de corrección del error se incluye una variable que se puede considerar como un fundameno del ipo de cambio real, no considerada en el análisis del capíulo II, que capa la evolución de las resricciones al comercio. Se uiliza como proxy de dichas resricciones a la recaudación por recargos a las imporaciones (recimp). En el período analizado esa recaudación en érminos del PBI cae en forma coninua (Figura 4, Capíulo II). El coeficiene de la variable recimp obenido en la ecuación de ajuse parcial y en la relación de largo plazo (Cuadro 2) resula con signo opueso al esperado. Una caída de las resricciones a las imporaciones esaría según el signo asociada a una apreciación cambiaria, cuando un análisis de equilibrio parcial sugiere que el aumeno de la demanda de imporaciones derivado de la mencionada políica comercial debería generar una depreciación real (Harberger, 1988; Rodríguez y Sjaasad, 1979). Es posible sin embargo inenar una fundamenación eórica al resulado enconrado. El raamieno dado por Edwards (1989) a los efecos de las políicas comerciales sobre el cr esablece las condiciones bajo las cuales se encuenra que una reducción de aranceles se asocia a una depreciación real. Para ese auor el efeco final dependerá del nivel inicial de las arifas a la imporación y del grado de susiución o complemenariedad enre bienes imporables exporables y no ransables. Edwards concluye que si al inicio hay arifas bajas la imposición de más arifas en forma emporaria o permanene aprecia el cr, con la condición suficiene que haya susiuibilidad enre bienes imporables exporables y no ransables. Con arifas iniciales elevadas se requiere además que el efeco susiución domine al efeco ingreso. Sin embargo si domina el efeco ingreso o los bienes imporables y no ransables son complemenos un aumeno del precio inerno de los imporables por imposición de una arifa genera caída del precio de no ransables y depreciación. Cualquiera de esas dos condiciones deermina una asociación posiiva enre recargos a la imporación y ipo de cambio real como la enconrada. También es posible razonar en la línea del rabajo de Moniel (1999) quien con un modelo de equilibrio general analiza el efeco de un aumeno en los subsidios a la exporación, a ravés de su impaco sobre los érminos de inercambio inernos. Si bien el auor no considera el caso de recargos a la imporación, se puede sugerir que el efeco sobre los érminos de inercambio inernos de un aumeno del subsidio a las exporaciones es equivalene al de una reducción en los recargos a la imporación. De ahí se podría inferir que una reducción de los recargos a la imporación como la del período bajo análisis podría esar asociada a una apreciación real. Para que el argumeno sea válido la mejora en los érminos de inercambio inernos generada por la caída en los recargos a la imporación debería producir un aumeno en el precio de no ransables como consecuencia de un exceso de demanda en ese secor por un efeco ingreso posiivo o bien por una caída de la ofera de no ransables asociada al crecimieno del secor exporable. 13

14 IV. Conclusiones En ese capíulo se esudia la dinámica de coro plazo del ipo de cambio real mediane el empleo de dos écnicas economéricas alernaivas: la esimación de una ecuación de ajuse parcial y la esimación de un modelo de corrección del error. Se analiza la incidencia de posibles inconsisencias enre la políica fiscal y la mea inflacionaria del plan de esabilización en la apreciación real del período. Los resulados no son concluyenes. En la ecuación de ajuse parcial, sólo la variable que capa el exceso de crédio inerno neo del Banco Cenral mosró relación con la apreciación real del período, pero esa relación no se observa en el modelo de corrección del error donde es la relación défici primario a base monearia la que muesra un efeco significaivo y sólo al 10% de significancia. Si bien los resulados sugieren una responsabilidad del persisene défici fiscal en la apreciación real en el coro plazo a pesar de los esfuerzos por no recurrir a la creación de dinero para su financiamieno, se puede concluir a parir de la baja significancia y el valor reducido del coeficiene de la relación défici a base monearia que la políica macroeconómica no uvo un rol imporane en la apreciación real del período. Un análisis más compleo de los efecos del défici público sobre el ipo de cambio real debe incluir el análisis del impaco de más largo plazo del imporane incremeno de la deuda ano inerna como exerna produco del financiamieno del défici. Aun reconociendo un rol a la inconsisencia de las políicas en la apreciación real del ipo de cambio en el coro plazo, sigue vigene la conclusión del capíulo II que aribuye la pronunciada caída del cr del período a un nuevo equilibrio deerminado por los fundamenos. 14

15 V. Referencias. Edwards, S. (1989) Real exchange raes, devaluaion and adjusmen. Ch 3 and 5, Cambridge, MIT Press. Harberger A. (1988), Trade policy and he real exchange rae. Economic Developmen Insiue. The World Bank. Harris R., Sollis R. (2003) Applied ime series modelling and forecasing, Ch 4. Wiley Moniel P.J. (1999), The long run equilibrium real exchange rae misalignmen: Concepual issues and empirical research, In: L.E. Hinkle and P Moniel, eds, Exchange rae misalignmen: Conceps and measuremen for developing counries (A World Bank Research Publicaion, Oxford Universiy Press). Ch 5. Rodríguez, C. A and L. Sjaasad (1979a) El araso cambiario, Mio o Realidad. Documeno de Trabajo Cema Nª2, 1979 Rodriguez, Carlos A. (1991), Inflaion in Uruguay, Documenos de rabajo Nº 75 CEMA. Rodríguez Carlos A. (1994) The exernal effecs of public secor deficis. In: Public secor deficis and macroeconomic performance. Ed William Easerly, Carlos Alfredo Rodriguez, Klaus Schmid-Hebbel. 15