La apreciación del ipo de cambio y su efeco en la balanza comercial. Caso boliviano (2006-2008) Boris A. Luna Acevedo (*) (*) Se agradece la colaboración de Marcelo Monenegro, al Lic. Fernando Jiménez y Lic. Vladimir Fernández Q. por los comenarios y apores que fueron valiosos para la realización de ese rabajo. Noa Ediorial. La presene versión del documeno es la adecuación del conenido de la invesigación original presenada en el XIII remio Nacional de Invesigación Económica del Banco Cenral de Bolivia (BCB), a los lineamienos edioriales de la Revisa de Análisis del BCB. El auor fue ganador del rimer remio en la Caegoria Dirigida de ese ceramen académico.
46 Boris A. Luna Acevedo Resumen La economía boliviana ha eperimenado un noable desempeño en las eporaciones radicionales y no radicionales a consecuencia del incremeno de los precios inernacionales y de la demanda eerna. En cambio, el Banco Cenral de Bolivia adopa una políica cambiaria de apreciación para cumplir con su objeivo de bolivianización de la economía nacional, lo cual genera una inconsisencia con la compeiividad de los producos de eporación. El presene documeno analiza, primero la relación enre el ipo de cambio real (TCR) y los fundamenos que deerminan su equilibrio de largo plazo, y segundo, se esiman los efecos conjunos del TCR y la acividad eerna en la demanda de las eporaciones radicionales y no radicionales para el periodo 2006 a 2008 mediane un modelo de Vecor de Corrección del Error (VEC), que muesra los efecos de coro plazo y su velocidad de ajuse hacia su nivel de equilibrio ane shocks ransiorios. Los resulados señalan que la compeiividad eporadora esaría asociada al ciclo económico de nuesros principales socios comerciales, y a aspecos insiucionales, de producividad e innovación, aperura comercial, acceso al uso de ecnología y oros no relacionados al movimieno cambiario pero que posiblemene influyan en el desempeño eporador en el largo plazo. Clasificación JEL: C22, C32, F1. alabras Claves: Tipo de cambio, balanza comercial, series de iempo Revisa de Análisis, Julio - Diciembre 2011, Volumen N 15, pp. 45-96
LA ARECIACIÓN DEL TIO DE CAMBIO Y SU EFECTO EN LA BALANZA COMERCIAL. CASO BOLIVIANO (2006-2008) 47 I. Inroducción. La economía de Bolivia en la década de los 80 sufrió una serie de cambios esrucurales produco de la implemenación de la nueva políica económica 1 (NE), enre las que figura el régimen cambiario que pasa de un régimen de conrol de cambios a oro cuasi-fijo (crawlingpeg) con mini flucuaciones donde empieza a ener mayor aribución el Banco Cenral de Bolivia (BCB). 2 or oro lado, las eporaciones empiezan a ener mayor dinamismo y diversificación, en especial del secor no radicional, lo cual se asocia a posibles facores como: el incremeno de los precios inernacionales, el favorable desempeño de la demanda eerna y a posibles aperuras comerciales, generando de esa manera superávi comercial. Ese rabajo iene como objeivo evaluar los efecos conjunos del ipo de cambio real y la acividad eerna en el desempeño eporador, idenificando los impacos diferenciados de largo plazo de cada una de ésas variables a nivel secorial de eporaciones: oales, sin hidrocarburos, radicionales y no radicionales. En ese senido la invesigación se basa en la hipóesis de que la apreciación del ipo de cambio real iene un débil impaco en las eporaciones, debido a que algunos secores de eporación dependen de los precios inernacionales y de la demanda eerna y no necesariamene del ipo de cambio. or ano, el presene rabajo se esrucura como sigue: la sección II describe el modelo eórico de la demanda por eporación; la sección III son esudios realizados sobre nuesro ema de invesigación para Bolivia como para oros países; la sección IV describe el comporamieno de las variables de eporación, ipo de cambio real y la esimación de su 1 La políica económica es la acción del gobierno dirigida a influir en la rayecoria emporal de alguna variable económica, lo cual implica una siuación deseada, un esado de cosas, ambién el conjuno de insrumenos, la capacidad y volunad de hacerlo. Más sobre políica económica se encuenra en Gamez e al. (1996). 2 Desde 1985, el valor del ipo de cambio oficial y único se esablece a ravés del bolsín del BCB. Inicialmene el Bolsín funcionó como un verdadero mecanismo de subasas de divisas para la deerminación del ipo de cambio (eso es, el ipo de cambio era deerminado principalmene por las fuerzas del mercado), pero con el iempo evolucionó hacia un mecanismo del ipo de cambio deslizane (crawling-peg), con algunas paricularidades. [Banco Cenral de Bolivia, 2001, p. 3]. Revisa de Análisis, Julio - Diciembre 2011, Volumen N 15, pp. 45-96
48 Boris A. Luna Acevedo equilibrio para verificar la sub o sobrevaluación cambiaria; la sección V presena la esimación del modelo de eporación bajo la meodología VEC; por úlimo en la sección VI se ienen las principales conclusiones sobre los resulados obenidos del modelo. II. Demanda de eporaciones. El modelo Siguiendo el modelo de demanda de eporación propueso por Reinhar (1995), acerca de los fundamenos básicos del modelo de susiuos imperfecos, se muesra evidencia que los precios relaivos juegan un papel significaivo en la deerminación de los flujos del comercio. or ano, los deerminanes de la demanda de las eporaciones de una economía pequeña se derivan de la maimización de una función de uilidad de un agene racional represenaivo 3 y considera los siguienes supuesos: - La presencia de dos países: un país desarrollado (indusrializado), y el oro, un país en vías de desarrollo. - Ambos países son abieros al comercio. - Las eporaciones e imporaciones son susiuos imperfecos para el consumo domésico de producos no comerciables. - El agene represenaivo desina su gaso en consumo de bienes ransables y no ransables. El problema que enfrena el agene represenaivo, puede ser epresado por la siguiene función de uilidad: U 0 e β u ( n, ) Dado que odos los argumenos de la función de uilidad esán medidos en érminos reales, la epresión anerior puede ser escria como: U (1) (2) 4 Donde, 0 < b < 1 represena la asa de descueno, a es el ponderador d [ α ln( n ) ( 1 ) ln( ) ] α 0 e β d 3 Véase [Misas e al. (2001)], documeno en el cual se hace mención a Reinhar (1995). 4 La nueva epresión que se iene pare de una función Cobb Douglas en érminos logarímicos, con la cual rabajan Misas e al. (2001) op. ci., y ambién Ramírez y Rendón (2003). Revisa de Análisis, Julio - Diciembre 2011, Volumen N 15, pp. 45-96
LA ARECIACIÓN DEL TIO DE CAMBIO Y SU EFECTO EN LA BALANZA COMERCIAL. CASO BOLIVIANO (2006-2008) 49 de gaso en bienes inernos, mienras (1 - a) represena el ponderador de gaso en bienes de eporación. Esa función esá sujea a una resricción presupuesaria ( ġ ) de su gaso desinado al oal del consumo conformado por: bienes producidos inernamene (d) eporaciones de los bienes (m) que en nuesro caso represena las imporaciones de los países en vías de desarrollo, y un presupueso inicial (g). A esos res componenes se le debe resar el gaso en consumo inerno (n), o sea en bienes no ransables, y el gaso desinado al consumo de bienes ransables equivalene a la eporación (). La descripción anerior se denoa de la siguiene manera: g m d m g n En esa ecuación se observa que ano las eporaciones como las imporaciones esán deflacadas por el nivel de precio inernacional, lo que implica lo siguiene: m : resena la relación enre el precio de las eporaciones del país eranjero, que es lo mismo decir, el precio de imporación para el país en vías de desarrollo, y el precio inerno en el país eranjero. : Es la relación enre el precio de imporación, que para un país en vías de desarrollo como Bolivia, represena el precio de eporación, y el precio inerno en el país eranjero en ese caso Esados Unidos y el mundo. Siguiendo a Reinhar (1995), op. ci., para la solución del problema de maimización, enemos el siguiene Hamiloniano: H π d m El Hamiloniano descrio aneriormene es solucionado por la eoría del conrol ópimo, donde las variables de conrol son: la demanda por bienes no ransables (n) y la demanda por imporaciones (), además la variable de esado es el presupueso (g) y la variable de co esado es el muliplicador dinámico (p) asociado al problema. Aplicando condiciones de primer orden a ravés de un proceso de derivada se obienen los siguienes resulados: g n m β [ α ln( n ) ( 1α ) ln( )] e 0 (3) (4) Revisa de Análisis, Julio - Diciembre 2011, Volumen N 15, pp. 45-96
Boris A. Luna Acevedo 50 Revisa de Análisis, Julio - Diciembre 2011, Volumen N 15, pp. 45-96 (5) (6) (7) Una vez aplicadas las condiciones necesarias de las ecuaciones (5) y (6) se obiene la relación enre el consumo de los bienes producidos inernamene por el país eranjero y las imporaciones, que para nuesro caso represena las eporaciones de los países en vías de desarrollo, y que podemos epresar de la siguiene forma: (8) 5 Se iene la ecuación de la demanda de eporaciones: (9) Si epresamos en érminos logarímicos la anerior ecuación (9), enemos: (10) Como vemos, los deerminanes de las eporaciones en érminos logarímicos dependen de: imporaciones, presupueso y precios. odemos realizar algunas simplificaciones para una eplicación del modelo, y para ello realizamos algunas definiciones del uso de las variables: 5 or la condición marke clearing, el consumo domésico es igual al consumo en bienes del eranjero d n 0 e n n H π α β ( ) 0 e 1 H π α β 0 n g m d H m π 1 n α α m g m ( ) m ln g m ln ln
LA ARECIACIÓN DEL TIO DE CAMBIO Y SU EFECTO EN LA BALANZA COMERCIAL. CASO BOLIVIANO (2006-2008) 51 X ln W ( ) ln m g m ln Volviendo a escribir la ecuación (10), enemos una ecuación esimable de la demanda de eporación: X µ β β W ε (11) La demanda de eporación específicamene esá conformada por el logarimo de las eporaciones reales deseadas X *, que iene como variables deerminanes a los precios relaivos. ara ello se uiliza como variable proy el índice de la asa de cambio real, una variable de escala 6 que agluina las condiciones del ingreso mundial o demanda mundial W y por úlimo e, que represena una perurbación esocásica (variable aleaoria). Analizando las relaciones, enre variables independienes y dependienes, en ese caso, un aumeno de los precios relaivos refleja una disminución de la demanda real de eporación, por lo que se espera que b 1 < 0. En cambio, un incremeno de la demanda mundial o de la acividad económica mundial genera un aumeno de la demanda real de eporación, es decir b 2 < 0. Además, la ecuación (11), presena el equilibrio a largo plazo de la demanda de eporación. De al forma que en el largo plazo, cualquier desviación enre los valores observados y esperados de las eporaciones reales ienden a desaparecer (X * X ). 7 or lo ano su epresión es de la siguiene manera. 1 2 X µ β β W ε 1 2 6 Cuando hablamos de una variable de escala, se asocia como variable proy al IB de una región, o de un país especifico, como por ejemplo el de los Esados Unidos, ya que represena el mercado más grande para el caso de una economía pequeña. 7 Misas e al. (2001) op. ci. Revisa de Análisis, Julio - Diciembre 2011, Volumen N 15, pp. 45-96
52 Boris A. Luna Acevedo III. Revisión de la lieraura Un aspeco relevane en economía Inernacional se refiere al comporamieno de los flujos del comercio en función de sus deerminanes macroeconómicos (precios relaivos, ipo de cambio e ingresos). or ano, en la lieraura especializada se presenan diversos esudios respeco a la elasicidad de las eporaciones de bienes en países de economías desarrolladas, pero menos invesigaciones para países de economías en desarrollo (especialmene América Laina). III.1. Esudios realizados para países del reso del mundo El Cuadro 1, presena un resumen de los esudios realizados para los países del reso del mundo, que en su mayoría aplican un enfoque radicional sobre la demanda de las eporaciones, y que han considerado como deerminanes a los ingresos y precios relaivos, y por ano, han enconrado que la variable precio no es el facor deerminane para el desempeño eporador, sino depende de oros como la demanda eerna e innovación en la producción, ec. Cuadro 1: EVIDENCIA ARA AÍSES DEL EXTRANJERO Reinhar (1995) Gylfason (2002) Arize e al. (2008) Misas e al. (2001) V. RECIO V. DE ESCALA AUTOR ERIODO AÍSES (Ep) 1/ (Ey) 2/ América Laina -0,19 2,07 Ramírez y Rendón. (2003) Cabezas e al. (2004) Michel (2007) Busamane y Morales (2009) 1970-1991 1990-1999 1973-2004 1980-1999 1980-2001 1990-2001 2000-2007 1991-2008 África -0,27 1,25 Asia -0,39 2,49 Todo los países -0,32 2,05 Indusrializados 1,5 2,5 En desarrollo 1,5-4,1 América Laina Colombia 0,14-0,94 1,27-3,05 1,49 4,42 Colombia 1,58 0,83 Chile República Dominicana erú 0,8 2,3-0,51 0,74 1,84-3,95 Fuene: Elaboración propia 1/ Responde a la elasicidad precio de eporación de los países o regiones. Es la razón enre el precio inernacional y el precio domésico (Ep (*/)) 2/ Es la elasicidad ingreso de la demanda de eporaciones (E y ) del país domésico, siendo una variable de escala que se uiliza como proy a los IB respecivos. Revisa de Análisis, Julio - Diciembre 2011, Volumen N 15, pp. 45-96
LA ARECIACIÓN DEL TIO DE CAMBIO Y SU EFECTO EN LA BALANZA COMERCIAL. CASO BOLIVIANO (2006-2008) 53 Siguiendo el cuadro anerior, se encuenra el esudio de Reinhar (1995) op. ci. 8, quien aplica un modelo de demanda de eporación a parir de la maimización de una función de uilidad del país domésico con respeco al país eranjero y obiene resulados para varios países, coherenes con la eoría económica, como por ejemplo el hecho que las elasicidades de la demanda oal de eporaciones con respeco al precio relaivo y al ingreso se encuenran enre -0,32 y 2,05 respecivamene. Esos resulados muesran mayor sensibilidad de las eporaciones ane cambios de la acividad eerna. Arize e al. (2008), consideran un grupo de países de América Laina 9 para los que obienen resulados con respeco a los precios relaivos enre 0,14 y 0,94, mienras que con relación a la variable de escala (uiliza como variable proy, los ingresos de los países indusrializados) son de 1,27 y 3,05, resulados que muesran mayor sensibilidad de las eporaciones con relación a los ingresos de países indusriales. En cambio, Gylfason (2002) esima que las eporaciones en relación a los precios relaivos se encuenran enre 1,5 y 2,5 para países desarrollados y para países en desarrollo 1,5 y 4,1. Gylfason no considera los ingresos denro del modelo esimado. Se encuenran esudios para América Laina como el caso de Misas e al. (2001) op. ci. 10, quienes esiman una elasicidad de eporaciones con respeco al precio relaivo de 1,49 y una elasicidad ingreso de 4,42, siendo ése úlimo dao el más influyene en la demanda por los producos de eporación no radicionales de Colombia. Mienras esudios realizados por Ramírez y Rendón (2003) op. ci. 11, para el mismo país (Colombia), en el periodo 1980 2001, esiman una 8 La esimación que realiza Reinhar (1995) op. ci. en un modelo de economía pequeña, deriva una demanda por eporaciones a ravés de la maimización ineremporal de un agene represenaivo en el reso del mundo, susenándose la hipóesis de una demanda compleamene elásica. 9 Los auores esiman para los países de la región de América Laina: Bolivia, Colombia, Cosa Rica, República Dominicana, Ecuador, Honduras, erú y Venezuela. 10 El modelo que uilizan Misas e al. (2001) op. ci., incluye al ipo de cambio real como una variable proy de los precios relaivos. De la misma manera los ingresos de los países del reso del mundo se uilizan como una proy para la variable de escala. Las esimaciones del modelo son dos: primero se realiza una esimación enre Colombia y Esados Unidos, y segundo, se realizan esimaciones enre Colombia y el reso del mundo. 11 En el documeno de Ramírez y Rendón (2003) op. ci., raan de demosrar el impaco del ipo de cambio en la balanza comercial en el coro y largo plazo y luego corroboran el cumplimieno de la condición Marshall Lerner o el Enfoque de la curva J. Revisa de Análisis, Julio - Diciembre 2011, Volumen N 15, pp. 45-96
54 Boris A. Luna Acevedo elasicidad precio de las eporaciones de 1,58, y una elasicidad ingreso foráneo de las eporaciones de 0,83. En cambio para Chile enconramos esudios de Cabezas e al. (2004) 12, quienes obienen una elasicidad precio de eporación de 0,8 y una elasicidad ingreso de eporación de 2,3 en el largo plazo con respeco a la demanda de Esados Unidos, mienras que con relación a la zona del Euro presenan una elasicidad precio de 0,05 y con respeco a la acividad eerna, de 3,3. or oro lado obienen resulados con respeco a los países del Asia, donde la elasicidad ipo de cambio (como una proy a los precios relaivos) es 0,38, y la elasicidad ingreso de eporación esa en 1,38. Concluyen con el análisis de la región de ALADI (Asociación Lainoamericana de Inegración), para la que esiman una elasicidad precio de 0,73 y de la acividad eerna de 2,26, pero para esos úlimos daos, -aclaran los auores-, los parámeros esimados no son significaivos, los cuales no son relevanes para el análisis de las eporaciones de Chile con respeco a los países de esa región. ara el caso del comercio de la Argenina, Cerimedo e al. (2005), eaminan la relación enre las eporaciones y sus deerminanes macroeconómicos para diversos producos de eporación, y obienen resulados con respeco a los precios relaivos de 0,20, y en relación a la demanda eerna (oman como variable proy las imporaciones mundiales) de 2,99, es decir, que los producos responden con mayor inensidad al efeco rena y ienen una débil respuesa al efeco precio. En relación con la evidencia para la República Dominicana se encuenra el esudio de Michel (2007), quien encuenra una elasicidad precio de la demanda de 0,51 y con respeco a los ingresos 0,74, ambas esimaciones de largo plazo, lo cual señala que la acividad económica iene mayor impaco en las eporaciones que el precio. Mienras esudios recienes de Busamane y Morales (2009) op. ci., demuesran para erú, que las eporaciones en relación al ipo de cambio real ienen una elasicidad de 1,84 y para la acividad del 12 Esiman un modelo de demanda de eporaciones para Chile y los países de ALADI, Unión Europea, Asia y los Esados Unidos. Revisa de Análisis, Julio - Diciembre 2011, Volumen N 15, pp. 45-96
LA ARECIACIÓN DEL TIO DE CAMBIO Y SU EFECTO EN LA BALANZA COMERCIAL. CASO BOLIVIANO (2006-2008) 55 reso del mundo, -3,95. 13 III.2. Esudios para Bolivia El Cuadro 2, muesra un resumen sobre esudios de la demanda de eporación para Bolivia. AUTOR Cuadro 2: EVIDENCIA EMÍRICA DE BOLIVIA ERIODO Variables Dependienes Variables Independienes V. recios V. de Escala /1 (E p) /2 (E y) Ferrufino (1993) 1986 1990 Balanza comercial -1,69 1,82 Candia e al. (1993) 1980 1990 Loza (2000) 1990 2000 Arandia e al. (2006) 1990 2005 Eporaciones oales 1,19, 1,7 2,24, 3,2 Eporaciones oal 0,62 0,40, 0,95 Agrícolas 1,57 0,018, 0,56 Manufacuras 1,61 0,57, 0,44 Mineras 0,52 0,85, 0,21 Eporaciones oal 0,75 0,48, 1,14 Sin hidrocarburos 1,07 0,14, 0,63 Manufacuras 2,18 0,78, 0,59 Agrícolas 2,48 0,03, 0,87 Mineras 0,7 1,17, 0,29 Fuene: Elaboración propia /1 Elasicidad precio de eporación (como variable proy se uiliza el ipo de cambio real) y es la razón enre el precio inernacional y el precio domésico (Ep (*/)) /2 Elasicidad ingreso de la demanda de eporaciones (E y ) del país domésico, variable de escala uilizada como proy al IB o las imporaciones del eranjero Revisando esudios para Bolivia, se encuenran invesigaciones como las de Ferrufino (1993) op. ci., en la que esima el efeco del ipo de cambio en la balanza comercial obeniendo una elasicidad de 0,82, mienras esudios de Candia e al. (1993) op. ci. obienen una elasicidad precio de la demanda enre 1,19 y 1,7, y con relación a la acividad eerna, 2,24 y 3,2, concluyendo que el desempeño de las eporaciones se debe a la ala predominancia del efeco rena de los países del reso del mundo. Loza (2000) op. ci. esima la demanda de eporaciones oales y por producos de la indusria manufacurera, 13 Busamane y Morales no realizan una argumenación eórica con respeco al coeficiene negaivo enre las eporaciones con respeco a la acividad económica (uilizan como proy las imporaciones del reso del mundo), solo enfaizan la elasicidad precio de eporación de erú para verificar la eisencia de la condición Marshall Lerner o el efeco Curva J. Revisa de Análisis, Julio - Diciembre 2011, Volumen N 15, pp. 45-96
56 Boris A. Luna Acevedo agriculura, minería e hidrocarburos, resulados que evidencian mayor sensibilidad con respeco a cambios de la acividad eerna. or úlimo, se encuenra el esudio de Arandia e al. (2006) op. ci., en base a las esimaciones realizadas por Loza (2000) op. ci., para las mismas caegorías de eporación, obeniendo una elasicidad del precio de eporación de 0,75, y con relación a la demanda eerna de países indusrializados y de América Laina, una incidencia de 0,48 y 1,14 respecivamene. or ano concluyen que en el largo plazo las eporaciones dependen más del efeco rena que del efeco precio. 14 IV. Comporamieno de las eporaciones y del ipo de cambio real Con el propósio de enender la relación enre las eporaciones bolivianas y las variables que inciden en ellas como el ipo de cambio real, los ingresos de los países Indusriales y el IB de América Laina, es imporane un análisis de su comporamieno empírico en el iempo previo a la modelación economérica. IV.1. Tasa de crecimieno de las eporaciones La asa de crecimieno de las eporaciones (Gráfico 1), se caraceriza por ausencia de un parón general de comporamieno. Ese hecho puede ser corroborado al analizar la evolución de las asas de variación anual para los siguienes periodos: 1990 1992, se caracerizó por un descenso promedio en la asa de crecimieno de -11,28%, el cual se debió a la caída de los precios inernacionales correspondienes a los principales producos de eporaciones de Bolivia. 1993-1997, se observa un crecimieno promedio de 12,01%, resulado de un mayor dinamismo de las eporaciones no radicionales. Hubo un incremeno ano en volumen como en precios, en especial de los producos de soya, casaña, aresanías, arículos de joyería y de produco indusriales 14 Véase [Arandia e al., 2006 op. ci., pág. 18]. Revisa de Análisis, Julio - Diciembre 2011, Volumen N 15, pp. 45-96
LA ARECIACIÓN DEL TIO DE CAMBIO Y SU EFECTO EN LA BALANZA COMERCIAL. CASO BOLIVIANO (2006-2008) 57 como el azúcar. A eso se debe añadir los efecos de la políica cambiaria aciva de depreciación real del boliviano. 1998 1999, se presenó una asa promedio negaiva de -5,49%, debido a los efecos de la crisis financiera inernacional, que se epresó en una conracción de la demanda eerna por los producos básicos que conforman las eporaciones de Bolivia, a pesar que en 1999 hubo un repune en las eporaciones de hidrocarburos, resulado de la finalización de la consrucción del gasoduco a Brasil, lo cual no uvo efeco alguno en el crecimieno global de la eporaciones. Gráfico 1: TASA DE CRECIMIENTO DE LAS EXORTACIONES TOTALES RESECTO AL AÑO ANTERIOR Fuene: Elaboración propia con daos del BCB y del Insiuo Nacional de Esadísica (INE). 2000 2008, se uvieron asas posiivas con un crecimieno promedio de 23,30%. Eso se debe a una serie de facores que deerminaron el comporamieno de eporación, como por ejemplo: los producos radicionales que desacaron con el incremeno en la vena del gas naural al Brasil y Argenina ano en volumen como en valores 15, además acompañado por 15 rincipalmene la modificación de la ley de hidrocarburos que se implemenó en enero de 2005, y ambién la epansión económica de Brasil, han generado en su momeno una creciene necesidad energéica. En ese coneo, el país negoció favorablemene un incremeno de precios en el conrao de eporación con Argenina, raduciéndose en mayores ingresos. Revisa de Análisis, Julio - Diciembre 2011, Volumen N 15, pp. 45-96
58 Boris A. Luna Acevedo la buena coización de los principales minerales 16 y ambién por las eporaciones de producos no radicionales que eperimenaron incremeno en precios y en volumen. or úlimo para el 2009 se muesra una variación anual negaiva de -78,50% en promedio, la cual se debió a la fuere caída del comercio mundial en el úlimo rimesre de 2008 y en el primer rimesre de 2009. IV.2. Esrucura de las eporaciones La esrucura de las eporaciones radicionales y no radicionales (Cuadro 3), presena el grado de paricipación en érminos porcenuales. En promedio, en la década de los 90, los producos radicionales uvieron una paricipación de 53,98% de la cual 40,6% esuvo represenado por minerales, y el resane 13,4% por la paricipación de los hidrocarburos. En cambio las no radicionales en promedio, pese a las flucuaciones de los precios y volúmenes en diferenes eapas, oalizaron 39,3% y un insignificane 6,9% represenado por reeporaciones. Cuadro 3: ESTRUCTURA DE LAS EXORTACIONES TRADICIONAL Y NO TRADICIONAL (En porcenaje) 1990 RODUCTOS 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 1999 Tradicionales 53,9 43,9 46,0 49,4 51,0 57,3 67,5 73,1 75,1 77,9 77,8 Minerales 40,6 31,6 24,7 25,3 21,9 20,2 18,6 25,0 28,5 27,8 29,5 Hidrocarburos 13,4 12,3 21,3 24,1 29,1 37,1 48,9 48,1 46,6 50,1 48,3 No Tradicionales 39,3 40,6 36,9 37,4 36,9 34,9 24,3 18,1 19,1 16,6 16,1 Reeporaciones 6,9 15,4 17,1 13,2 12,1 7,9 8,2 8,7 5,9 5,6 6,1 TOTAL 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 Fuene: Elaboración propia con daos del BCB. Mienras que desde el año 2000 hasa el año 2009 hubo un mayor dinamismo y cambios en el parón de paricipación en la esrucura de los producos de eporación. El secor de producos radicionales 16 Desacan en esa eapa el esaño y plomo que incenivaron una mayor producción y generaron incremenos en valores de los minerales. Además, la consolidación del crecimieno indusrial de China, la Zona del Euro, Japón y Esados Unidos, principales demandanes de los minerales que produce Bolivia (zinc, esaño, plaa y oro), indujo a una creciene demanda de esos producos. Revisa de Análisis, Julio - Diciembre 2011, Volumen N 15, pp. 45-96
LA ARECIACIÓN DEL TIO DE CAMBIO Y SU EFECTO EN LA BALANZA COMERCIAL. CASO BOLIVIANO (2006-2008) 59 mosró un porcenaje de paricipación mayor a los no radicionales, flucuando enre 43,9% en el 2000 y 77,8% en el 2009, debido a los incremenos de precios inernacionales de peróleo y además por la demanda de Brasil y Argenina, que generó mayores divisas para la economía boliviana. En cuano a los producos no radicionales, se muesra un descenso en la paricipación, de 40,6% en el año 2000 hasa 16,1% en el año 2009, eplicado por el incremeno en valor de los producos hidrocarburíferos. Además, se desaca que el parón de desarrollo en la década de los 90 seguía siendo la minería. Luego desde 1999, con la finalización de la consrucción del gasoduco a Brasil, la reanudación de la vena de gas a la Argenina en junio del 2004, y la modificación a la ley de hidrocarburos en enero del 2005, se produjeron mayores divisas para la economía, lo que consolidó al secor hidrocarburos como el principal parón de desarrollo para Bolivia. IV.3. Saldo comercial El flujo comercial, desde el año 1999 hasa el año 2009 (Gráfico 2), resuló en un saldo comercial ano deficiario como de superávi. Desde 1999 hasa el 2002, se muesra que las eporaciones fueron menores a las imporaciones a consecuencia del deerioro de la demanda eerna que se originó por la crisis fianciera del Asia y del Brasil. A parir del 2003 hasa el 2009, el saldo comercial se regisró en zona posiiva debido a la recuperación de los principales precios inernacionales y a la mayor demanda eerna. Revisa de Análisis, Julio - Diciembre 2011, Volumen N 15, pp. 45-96
60 Boris A. Luna Acevedo Gráfico 2: SALDO DEL COMERCIO EXTERIOR DE BOLIVIA (En millones de dólares) Fuene: Elaboración propia con daos del BCB y el INE IV.4. Comporamieno del ipo de cambio real La políica del ipo de cambio real que adopan los bancos cenrales de cada país orienada a mejorar la compeiividad de los producos de eporación y la esabilidad de precios, iene implicancias en la políica comercial. Desde el año 1991 hasa el año 2009, el índice rimesral del ipo de cambio real presena flucuaciones hacia la depreciación y/o hacia la apreciación, alrededor de una media de 100. (Gráfico 3). Revisa de Análisis, Julio - Diciembre 2011, Volumen N 15, pp. 45-96
LA ARECIACIÓN DEL TIO DE CAMBIO Y SU EFECTO EN LA BALANZA COMERCIAL. CASO BOLIVIANO (2006-2008) 61 Gráfico 3: INDICE DEL TIO DE CAMBIO REAL (Agoso 2003 100) Fuene: Elaboración propia con daos del BCB La gráfica anerior muesra el comporamieno del Índice del ipo de cambio real y efecivo (REER), que presena flucuaciones en diferenes eapas. La inerrogane que surge es si esas flucuaciones son permanenes o ransiorias respeco a su equilibrio, para lo cual es imporane esimar la endencia del ipo de cambio de largo plazo. Revisando documenos sobre la esimación del ipo de cambio real de equilibrio para Bolivia se encuenran esudios como: Ramírez (1991), Candia (1992), Edwards (1992), Ferrufino (1992), Lora y Orellana (2000), y Aguilar (2003). Lora y Orellana (2000) realizan esimaciones para el periodo 1990 1999, y encuenran periodos de subvaluación enre 1994 y 1996, y de sobrevaluación enre 1998 1999. En cambio, Aguilar (2003), quien realiza una esimación para el periodo 1990 2002 bajo el análisis del VEC, encuenra para 1990 1993, sobrevaluación (por debajo de su equilibrio), mienras que para 1994 1995 eise una subvaluación la cual se asocia a la inesabilidad económica de Brasil y erú. A parir de 1996 esiman un ipo de cambio esable respeco a su equilibrio presenando una apreciación hasa el año 2002. Revisa de Análisis, Julio - Diciembre 2011, Volumen N 15, pp. 45-96
62 Boris A. Luna Acevedo IV.5. Esimación de ipo de cambio real La meodología que se emplea para esimar el ipo de cambio real de equilibrio para nuesra invesigación sigue a Aguilar (2003) op.ci., quien define previamene varios enfoques sobre el ipo de cambio real de equilibrio, adopando aquel que fue aplicado por Lora y Orellana (2000) op. ci. A coninuación se epresa en su forma funcional: 17 e e ( g,g,d, ξ, η, τ ) N - T -? (12) Ese modelo es enendido como el enfoque de Equilibrio general formas reducidas 18, donde: e * es el ipo de cambio real de equilibrio, g N gaso del gobierno en no ransables, g T gaso de gobierno en ransables, d el défici comercial que forma pare de los fundamenos del TCRE, h es el parámero que resume la políica comercial de un país, represena los érminos de inercambio y por úlimo, el modelo considera como los shocks que incremenan la producividad del secor ransables, reduciendo la producción de bienes no ransables. or ano, la esimación de ese modelo se muesra a coninuación en el siguiene gráfico: - - 17 La forma funcional de ese modelo fue eraída del documeno de Aguilar (2003), quien en su análisis eórico demuesra maemáicamene el modelo. 18 Ese modelo fue desarrollado por Moniel (1999) y aplicado al caso boliviano por Lora y Orellana (2000) op. ci., y por Aguilar (2003) op. ci. Los supuesos que conlleva el modelo corresponden al de un país en desarrollo considerado represenaivo. Además analiza la deerminación del ipo de cambio real, en una economía pequeña abiera con un ipo de cambio nominal predeerminado (deslizane). Revisa de Análisis, Julio - Diciembre 2011, Volumen N 15, pp. 45-96
LA ARECIACIÓN DEL TIO DE CAMBIO Y SU EFECTO EN LA BALANZA COMERCIAL. CASO BOLIVIANO (2006-2008) 63 Gráfico 4: TIO DE CAMBIO REAL VS. TIO DE CAMBIO REAL DE EQUILIBRIO 4.75 4.70 4.65 4.60 4.55 4.50 4.45 4.40 92 94 96 98 00 02 04 06 08 T C R E T C R Fuene: Elaboración propia con daos del BCB, INE, Fondo Moneario Inernacional (FMI). Noa: La gráfica que presena la endencia del ipo de cambio real de equilibrio se realizó con el uso del filro Hodrick-resco (H) 19. Del gráfico anerior podemos inferir el siguiene análisis: ara 1991:T1 1992:T4, el ipo de cambio real, flucuó relaivamene por encima de su equilibrio de largo plazo reflejando una mayor compeiividad de la economía y un incenivo para el secor ransable. En cuano al periodo 1993:T1 1993:T4, el ipo de cambio real observado se enconró alrededor de su equilibrio con algunas flucuaciones, pero podríamos decir que la políica cambiaria fue consisene en manener una esabilidad relaiva con respeco a su equilibrio con el propósio de manener la compeiividad de los producos de eporación. En el período 1994:T1 1997:T2, se presenó un comporamieno del ipo de cambio por encima de su equilibrio, el cual esuvo subvaluado, y que dio mayor compeiividad a los producos ransables. Considerando el periodo 1997:T3 1999:T3, el ipo de cambio real con respeco a su equilibrio se enconró sobrevaluado, 19 Una vez esimado el ipo de cambio real en sus fundamenos, para fines de análisis se suavizaron las endencias eremas uilizando el filro Hodrick resco (H) con un parámero l1600, para daos rimesrales, sugerido por los auores mencionados. Revisa de Análisis, Julio - Diciembre 2011, Volumen N 15, pp. 45-96
64 Boris A. Luna Acevedo debido a la apreciación veriginosa generada por la crisis financiera de Brasil y la región del Asia, lo cual presena un alejamieno leve respeco de su equilibrio. En 1999:T4 2001:T4, se observa un comporamieno moderado alrededor de su equilibrio que responde a una políica cambiaria relaivamene esable. En 2002:T1 2004:T3, se presena una sobrevaluación cambiaria debido a la crisis de Argenina, lo que se radujo en el alejamieno de su equilibrio hasa el cuaro rimesre del 2004. El penúlimo periodo del ciclo cambiario corresponde a 2004:T4 2008:T2. Es una eapa donde la economía eperimenó alos niveles de inflación produco de los shocks climaológicos, shocks eernos y además por una elevada enrada de remesas enviadas por bolivianos residenes en el eerior. or ano, la orienación de la políica cambiaria fue coherene con la necesidad de moderar las presiones inflacionarias y aenuar las epecaivas de inflación, pueso que el ipo de cambio es una señal fácilmene comprensible por la población. 20 2008:T3 2009:T3 - hasa hoy. Se muesra el ipo de cambio sobrevaluado, aunque en los úlimos dos rimesres de 2009 hubo un repune hacia su equilibrio de largo plazo. Ese fenómeno del ciclo cambiario se debe a los shocks eernos, como por ejemplo los incremenos de los precios inernacionales derivados en mayores ingresos percibidos por el secor eerno, y además a los alos precios inernos a principio de 2008 debido a los efecos climaológicos en las regiones producoras de alimenos. or oro lado se debe ambién a las epecaivas de depreciación cambiaria. 21 20 La argumenación sobre la orienación de la políica cambiaria fue eraída del Boleín: Informe de olíica Monearia, del Banco Cenral de Bolivia, Julio 2008. 21 En el Boleín de Informe de olíica Monearia de julio 2009, p. 68, se describe la orienación de la políica cambiaria que uvo el propósio de eviar los efecos negaivos que la ala variabilidad cambiaria, como la observada en los principales socios comerciales del país, habría enido sobre la acividad produciva y el sisema financiero, con el coso adicional de avivar epecaivas infundadas sobre el comporamieno del ipo de cambio. Además la esabilidad cambiaria es concordane con el descenso de la inflación y la esabilidad de precios, principal objeivo del BCB. Revisa de Análisis, Julio - Diciembre 2011, Volumen N 15, pp. 45-96
LA ARECIACIÓN DEL TIO DE CAMBIO Y SU EFECTO EN LA BALANZA COMERCIAL. CASO BOLIVIANO (2006-2008) 65 IV.6. Desalineamieno El Gráfico 5 presena las magniudes de desalineamieno que habría eperimenado el ipo de cambio real observado respeco a su equilibrio. En el primer periodo hubo una subvaluación de 2,82% en promedio, luego en el segundo periodo una sobrevaluación leve de -0,63% debajo de su equilibrio, y en el ercer periodo alcanzó un promedio de subvaluación de 3,96%; en cuano al cuaro periodo mosró una sobrevaluación en promedio de -1,17%, seguido por un quino periodo de -0,29% casi alrededor de su equilibrio, mienras que en el seo periodo esuvo en 5,53%, por encima de su equilibrio; luego en el penúlimo periodo el ipo de cambio se enconró subvaluado en 4,62%, y en el úlimo periodo en promedio el ipo de cambio esuvo sobrevaluado aproimadamene en 8,01%, el desvío más fuere con respeco a los periodos aneriores. Gráfico 5: DESALINEAMIENTO DEL TIO DE CAMBIO REAL: TCR TCRE (En porcenaje) 10 5 0-5 -10-15 92 94 96 98 00 02 04 06 08 D E S A L I N E A M I E N T O Fuene: Elaboración propia con daos del BCB, INE y el FMI. Coninuando con el análisis del gráfico anerior podemos indicar que la esimación del ipo de cambio real de equilibrio con los valores de sus fundamenos permiió idenificar res periodos imporanes en el comporamieno del ipo de cambio real. Enre 1991 1999, se muesra Revisa de Análisis, Julio - Diciembre 2011, Volumen N 15, pp. 45-96
66 Boris A. Luna Acevedo que a lo largo de la década hubieron desvíos respeco a su equilibrio de largo plazo aunque en ningún caso su duración fue prolongada. Es decir, el ciclo cambiario uvo desvíos ransiorios con el objeivo de adopar una endencia cercana a su equilibrio y además de proeger la compeiividad eerna de nuesro país. Durane el periodo 2000 2009, el ipo de cambio real presena en los primeros años una endencia con leves alejamienos de su equilibrio. En el año 2002 fue el piso de sobrevaluación cambiaria, luego vendría una políica de depreciación cambiaria hasa el ercer rimesre del 2007, que se considera como el echo de la subvaluación, la cual afecó favorablemene a la compeiividad del secor ransable y como consecuencia de ello se produjeron mayores ingresos para la economía. or ano el BCB adopó una políica de apreciación del boliviano consisene con el incremeno de la inflación y el eceso de liquidez eerna hasa el primer rimesre del 2009, siuando al ipo de cambio por debajo de su equilibrio, pero en los dos úlimos rimesres del 2009 eisió un repune hacia su equilibrio debido a la reducción de la inflación inerna y ambién por la crisis eerna que se originó en el ercer rimesre del 2008 que afecó desfavorablemene al secor eporador y eso derivó en menores divisas para la economía boliviana. V. Esimación y análisis del modelo economérico V.1. El modelo a esimar De acuerdo al modelo eplicado en el capíulo II aplicado por Reinhar (1995) op. ci., se especifican las variables de aplicación al caso boliviano de la siguiene manera: Modelo 1: Eporaciones oales Dónde: X d TCR X IBIND u d µ 0 β1tcr β2ibal β3 : Volumen de eporación oal : Índice del ipo de cambio real y efecivo, como variable proy del raio de precio de eporación Revisa de Análisis, Julio - Diciembre 2011, Volumen N 15, pp. 45-96
LA ARECIACIÓN DEL TIO DE CAMBIO Y SU EFECTO EN LA BALANZA COMERCIAL. CASO BOLIVIANO (2006-2008) 67 IBAL IBIND b i u : roduco Inerno Bruo de América Laina, como variable de escala : Índice de producción indusrial de países desarrollados, como variable de escala : arámeros del modelo que epresan las elasicidades (precio y demanda) : Término de error (variable aleaoria) Modelo 2: Eporaciones sin hidrocarburos Dónde: X SinHidro TCR IBAL IBIND a i v n X µ α α α IBIND v SinHidro. 0 1TCR 2IBAL 3 : Volumen de eporaciones sin hidrocarburos : Índice del ipo de cambio real y efecivo como variable proy del raio de precio de eporación : roduco Inerno Bruo de América Laina como variable de escala : Índice de producción indusrial de países desarrollados como variable de escala : arámeros del modelo que epresan las elasicidades (precio y demanda) : Término de error (variable aleaoria) Modelo 3: Eporaciones radicionales Dónde: X EpTrad TCR IBAL IBIND f i e X EpTrad. 0 φ1tcr φ2ibal φ3 µ IBIND ε : Volumen de eporaciones radicionales : Índice del ipo de cambio real y efecivo : roduco Inerno Bruo de América Laina : Índice de producción indusrial de países desarrollados : Elasicidades del modelo ano precio como demanda eerna. : Término de error (variable aleaoria) Revisa de Análisis, Julio - Diciembre 2011, Volumen N 15, pp. 45-96
68 Boris A. Luna Acevedo Modelo 4: Eporaciones no radicionales Dónde: X EpNTrad TCR IBAL IBIND J i w X µ ϑ ϑ ϑ IBIND ω EpNTrad. 0 1TCR 2IBAL 3 : Volumen de eporaciones no radicionales : Índice del ipo de cambio real y efecivo : roduco Inerno Bruo de América Laina : Índice de producción indusrial de países desarrollados : arámeros del modelo que epresan las elasicidades ano de precio como de demanda eerna : Término de error (variable aleaoria) V.2. Información esadísica uilizada 22 La base de daos uilizada para esa invesigación corresponde a los indicadores de comercio inernacional: índice de volumen de eporación, índice del ipo de cambio real, índice de producción indusrial de los países desarrollados y el IB de América Laina. Considerando las limiaciones en érminos de disponibilidad de daos, la frecuencia elegida para el presene esudio es rimesral desde 1991 hasa el 2008, ya que se raa de aplicar écnicas de series de iempo, por ano, es necesario ener una suficiene muesra para poder obener buenos resulados. V.3. rueba de raíz uniaria Un paso imporane que debe analizarse anes de esimar un modelo de series de iempo es verificar el orden de inegración, con el fin de deecar la presencia o no de esacionariedad de los daos. ara deerminar el orden de inegración de las series, 22 Más sobre los daos y fuenes se presena en el Aneo C. Revisa de Análisis, Julio - Diciembre 2011, Volumen N 15, pp. 45-96
LA ARECIACIÓN DEL TIO DE CAMBIO Y SU EFECTO EN LA BALANZA COMERCIAL. CASO BOLIVIANO (2006-2008) 69 aplicamos la prueba de Augmened Dickey Fuller (ADF). 23 Como se observa en el siguiene cuadro, los resulados del es de raíz uniaria para odas las variables como canidad oal de eporación (LQTOT), eporación oal sin hidrocarburos (LQTOTSH), eporaciones radicionales (LQT) y eporaciones no radicionales (LQNT), odos epresados en érminos logarímicos, son no esacionarios en niveles a valores críicos del 1%, 5% y 10%, por lo cual acepamos la hipóesis nula de la eisencia del problema de raíz uniaria. De la misma manera las siguienes variables: ipo de cambio real (LTCR), índice de producción indusrial (LIBIND) y el IB de América Laina (LIBAL), ambién epresadas en érminos logarímicos en niveles, son no esacionarias. Eso significa que no se puede rechazar la hipóesis nula. Cuadro 4: RAÍZ UNITARIA VARIABLES LQTOT ADF es Saisics -0,922564 LQTOTSH 1,379731 LQT 1,718261 LQNT 1,530625 LTCR -0,501895 LIBIND 1,250139 LIBAL 0,932145 ruebas de Raíz Uniaria Criical Value Orden value Cons Tend Rez 1% 5% 10% - - 1 si no 4 3,531592 2,905519-2,590262 0,7752 - - 2,599934 1,945745-1,613633 1 0,9568 no no 4 - - 2,597939 1,945456-1,613799 1 0,9784 no no 0 - - 2,599934 1,945745-1,613633 1 0,9680 no no 4 - - 2,598907 1,945596-1,613719 1 0.4954 no no 2 - - 2,600471 1,945823-1,613589 1 0.9449 no no 5 - - 2,597939 1,945456-1,613799 1 0,9050 no no 0 Noa: La elección del rezago fue bajo el crierio de Schwarz (maimum lags 5) 23 Hay varios ess para realizar la prueba de raíz uniaria, pero los más comunes son el es de hillip erron (), y el de Augmened Dickey Fuller (ADF). En nuesro caso uilizamos ese úlimo es para ver la esacionariedad o no esacionariedad, en la siguiene ecuación: DY i a 0 g Y -1 S f j DY -j m Si g 0, enonces no rechazamos la hipóesis nula, con lo cual enemos presencia de raíz uniaria. En cambio cuando g 0, se rechaza la hipóesis nula y acepamos la alernaiva, con lo cual hay ausencia de raíz uniaria. Con más dealle se describe el es ADF en el aneo. p j2 Revisa de Análisis, Julio - Diciembre 2011, Volumen N 15, pp. 45-96
70 Boris A. Luna Acevedo El Cuadro 5 muesra los resulados de las variables en primeras diferencias en valor absoluo, los cuales son mayores a los valores críicos de 1%, 5% y 10%, y por ano son inegradas de orden uno. rimeras Diferencias VARIABLES Cuadro 5: RAÍZ UNITARIA EN DIFERENCIA ADF es Saisics ruebas de Raíz Uniaria Criical Value 1% 5% 10% LQTOT -4,041096-3,531592-2,905519-2,590262 LQTOTSH -4,580352-2,601024-1,945903-1,613543 LQT -8,480653-2,598416-1,945525-1,613760 LQNT -4,941589-2,599934-1,945745-1,613633 LTCR -2,837798-2,598907-1,945596-1,613719 LIBIND -2,787615-2,600471-1,945823-1,613589 LIBAL -9,82413-2,598416-1,945525-1,613760 Noa: La elección del rezago fue deerminado bajo el crierio de Schwarz (maimum lags 5) V.4. Análisis de coinegración El análisis de Coinegración se realiza enre dos o más variables que iene como propósio eviar problemas de regresión espuria 24, y además se verifica si eise una relación a largo plazo, o de equilibrio, enre ambas. 25. Bajo esos supuesos las deviaciones de la ciada relación no puede ser fuere ni crecer ilimiadamene. Dicho de ora manera el análisis de la coinegración permie, enre oras cosas deecar si eise la posibilidad de obener esimaciones correcas, es decir libres de resulados espurios, de los parámeros que definen la relación enre dos o más series, ano a coro como a largo plazo. ara la verificación de la prueba de la coinegración en la lieraura especializada se han propueso varios méodos para probar. Uno de 24 Una regresión espuria consise cuando un modelo esimado presena en principio, buenas validaciones, o sea presena un alo valor eplicaivo (R 2 ), los valores de los parámeros son significaivos, pero encierra relaciones no reales. Así ocurre cuando las variables eplicaivas y eplicada, ambos son no esacionarias. 25 Ver [Gujarai (2004), p. 796] Revisa de Análisis, Julio - Diciembre 2011, Volumen N 15, pp. 45-96
LA ARECIACIÓN DEL TIO DE CAMBIO Y SU EFECTO EN LA BALANZA COMERCIAL. CASO BOLIVIANO (2006-2008) 71 ellos es el de Engle Granger, así como ambién el es de coinegración de Johansen y Juselius (1990). En nuesro caso el análisis se realiza bajo el es de Johansen y Juselius, con la prueba de Traza 26, y ajusado al valor críico de acuerdo con lo sugerido por MacKinnon e al. (1999), que a coninuación se muesra en el siguiene cuadro: 26 La meodología de Johansen pare de un planeamieno eórico del modelo VAR de orden p y A 1 y -1 A 2 y -2... A p y 1-p B e Donde, y es un vecor de k rezagos no esacionario de orden I(1), es un vecor de d deerminísicas, y e es un vecor de innovación. odemos escribir ese VAR como: p-1 Dónde: Dy y -1 y -2... S G i D y 1-p B e A j 1 I A i G i i 1 j i La opción con respeco a idenificar coinegración en base al rango de se puede resumir como sigue: Rango de coinegración e inerpreación Si su rango es igual a cero (G 0), enonces no eise relación de coinegración ( 0) y la mejor manera de modelar es a ravés de un VAR en diferencias Si el rango es compleo, (G n) enonces odo el sisema es esacionario y se puede esimar un VAR en niveles. Y finalmene, si 1 <_ G <_ n-1, enonces la mariz iene un rango reducido igual k, enonces iene r relaciones de coinegración. or ano, es conveniene idenificar las relaciones de coinegración y uilizar VAR con érminos de corrección de errores. Más sobre eso ver: [Quaniaive Micro Sofware, 2004], [Enders, 1995, pp. 385 400] y [Casillo y Varela (Versión preliminar), pp. 158 162]. i1 Revisa de Análisis, Julio - Diciembre 2011, Volumen N 15, pp. 45-96
72 Boris A. Luna Acevedo Cuadro 6: RUEBA DE COINTEGRACIÓN Hypohesized Eigenvalue Trace 5% No. of CE(s) Saisic Criical Value Epor. Toal rob.** None * 0,289929 53,04599 47,85613 0,015 A mos 1 0,197117 29,07864 29,79707 0,0603 Epor. sin Hidrocarburos None * 0,342965 67,03843 47,85613 0,0003 A mos 1 * 0,271632 37,63714 29,79707 0,0051 A mos 2 0,197868 15,45072 15,49471 0,0508 Epor. Tradicionales None * 0,294251 47,92756 47,86 0,0492 A mos 1 0,159184 23,88132 29,80 0,2055 Epor. No Tradicional None * 0,364354 59,95584 47,86 0,0025 A mos 1 0,225815 28,23789 29,80 0,0748 Trace es indicaes 1 coinegraing eqn(s) a he 0,05 level * denoes rejecion of he hypohesis a he 0,05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values El cuadro anerior muesra que en lo concerniene a las eporaciones oales y de acuerdo a la prueba de raza, se rechaza la hipóesis nula de no coinegración en favor de una relación de coinegración, al nivel del 5% (53,05 > 47,85). ara el caso de las eporaciones sin hidrocarburos, eise una doble ecuación de coinegración de acuerdo al es de raza a los niveles del 5% (67,04 > 47,85 y 37,15 > 29,79). En lo que respeca a las eporaciones radicionales, según la prueba de la raza se encuenra la ecuación de coinegración al nivel del 5% (47,92 > 47,86). Y por úlimo para las eporaciones no radicionales se concluye de la misma manera que las aneriores esán coinegradas, al rechazar la hipóesis nula al valor críico del 5% (59,95 > 47,96). Luego del análisis de la prueba de coinegración realizada para cada una de las variables se concluye que eise una relación de largo plazo o equilibrio enre las variables, ecepo en las eporaciones oales sin hidrocarburos donde se encuenra más de dos ecuaciones de coinegración. Revisa de Análisis, Julio - Diciembre 2011, Volumen N 15, pp. 45-96
LA ARECIACIÓN DEL TIO DE CAMBIO Y SU EFECTO EN LA BALANZA COMERCIAL. CASO BOLIVIANO (2006-2008) 73 V.5. Modelación bajo Vecor de Corrección del Error (VEC) En la lieraura economérica, el vecor de corrección del error se define como un Vecor Auorregresivo (VAR) resringido, que describe el comporamieno de las variables endógenas (resringido) alrededor de su endencia a largo plazo en érminos de un conjuno de facores eógenos y del érmino de corrección de errores, que es el error del equilibrio en el modelo provocado por la regresión coinegrane. Además hay una fuere coneión enre los modelos de coinegración y las de corrección de errores, o sea, el mismo supueso que hacemos para conseguir coinegración implica la eisencia de un modelo de corrección del error. or ano, un desvío de su equilibrio de largo plazo será corregido gradualmene a ravés del ajuse parcial de coro plazo eso en función del número de reardos que aparezcan. [Greene (2003), pp. 735-736]. 27 En ese modelo, para el equilibrio de largo plazo, el érmino de corrección de error oma el valor de cero. V.5.1. Análisis de los parámeros esimados de largo plazo Los resulados generales de los parámeros esimados para los cuaro modelos en conjuno, son esadísicamene significaivos, y ienen un porcenaje de eplicación del R 2 enre 0,32 y 0,80, además con una significancia global del esadísico F enre 10,79 y 23,47 (Cuadro 7). 27 Ver sofware Eviews Versión 5.0. Más dealle en Apéndice F. Revisa de Análisis, Julio - Diciembre 2011, Volumen N 15, pp. 45-96