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LA MEDICIÓN DEL TCR DE EQUILIBRIO:
UNA NUEVA APROXIMACIÓN ECONOMÉTRICA
Jorge CARRERA*, Mariano FÉLIZ*, Demian PANIGO* #
CACES – UBA, UNLP
Resumen
Determinar los desvíos del tipo de cambio real respecto a algún estándar de equilibrio resulta fundamental
para la política económica. Sin embargo, tanto la medición del TCR como la del equilibrio de referencia
resultan controversiales.
En este trabajo se analizan diferentes medidas del TCR argentino en el período 1980-97, así como también
los desvíos observados respecto a dos conceptos antagónicos de equilibrio: la Paridad del Poder
Adquisitivo y el enfoque de los fundamentales. Los desvíos muestran un patrón similar en el período de
inestabilidad y un comportamiento opuesto desde 1991. Finalmente, se sugieren algunos caminos para
perfeccionar el enfoque de los fundamentales dando mayor peso a los desequilibrios en el mercado de
trabajo.
Abstract
To determine the deviation of the real exchange rate (RER) with respect to some equilibrium level is of great
importance for economic policy. However, the measurement of the RER as well as the determination of its
equilibrium level are controversial matters.
In this work we analyze several indicators of the RER in the period 1980-97 for Argentina, taking a look at its
observed deviations with respect to two different definitions of equilibrium: the Purchasing Power Parity and
the theory of the “fundamentals”. The deviations show a similar pattern in the period of instability and a very
different behavior since 1991. Finally, we suggest proposals to improve the theory of “fundamentals” giving
greater weight to the dis-equilibriums in the labor market.
JEL Clasification number: C3,C5,E3,F3,F4
*
Centro de Asistencia a las Ciencias Económicas y Sociales - Universidad de Buenos Aires y Universidad Nacional de La Plata. Las
opiniones expuestas en este artículo no comprometen la opinión de las instituciones de pertenencia.
E-mail: jcarrera@isis.unlp.edu.ar
#
Demian Panigo es también becario investigador del CONICET.
Contenidos:
0. INTRODUCCIÓN ............................................................................................................................................................................. 1
1 DEFINICIONES EMPÍRICAS. ............................................................................................................................................................. 2
2 EVOLUCIÓN DEL TIPO DE CAMBIO REAL ....................................................................................................................................... 5
2.1 El Tipo de Cambio Real Bilateral. ........................................................................................................................................ 5
2.2 El Tipo de Cambio Real Multilateral. ................................................................................................................................... 6
3. EL TIPO DE CAMBIO REAL DE EQUILIBRIO. ALTERNATIVAS......................................................................................................... 7
3.1 La perspectiva de la PPA ...................................................................................................................................................... 7
3.2 Un modelo en base a los fundamentales................................................................................................................................ 8
3.3 Diferencias entre los enfoques propuestos ............................................................................................................................ 9
4 EVALUACIÓN EMPÍRICA DE LA PARIDAD DEL PODER ADQUISITIVO (PPA). ................................................................................... 9
4.1 Análisis de los desvíos del TCR observado respecto de la PPA.......................................................................................... 10
4.2 Análisis de cointegración para la evaluación de la PPA .................................................................................................... 11
5 EVALUACIÓN EMPÍRICA DEL ENFOQUE DE LOS FUNDAMENTALES ................................................................................................ 13
5.1 Los fundamentales ............................................................................................................................................................... 13
5.2 Tendencia de las Variables Explicativas. ............................................................................................................................ 14
6 ESTIMACIÓN ECONOMÉTRICA DEL ENFOQUE DE LOS FUNDAMENTALES ....................................................................................... 15
6.1 Selección de la Estructura de Estimación. Endogeneidad vs. Exogeneidad en los fundamentales del TCR....................... 15
6.2 Estimación con fundamentales endógenos. Los Vectores Autorregresivos y sus posibles especificaciones ....................... 17
6.3 Determinación del conjunto de variables a incluir en el Bloque Marginal......................................................................... 17
6.4 Análisis de Cointegración en el Bloque Marginal............................................................................................................... 18
7 ESTIMACIÓN DEL TIPO DE CAMBIO REAL DE EQUILIBRIO EN BASE A LOS FUNDAMENTALES. UNA METODOLOGÍA CON VECTORES
AUTORREGRESIVOS QUE INCLUYEN MECANISMOS DE CORRECIÓN DE ERRORES (VECM). .......................................................... 20
7.1 Análisis de los desvíos entre el TCR de equilibrio obtenido a partir de los fundamentales y el efectivamente observado. 21
8. SINTESIS, CONCLUSIONES Y FUTURAS EXTENSIONES ................................................................................................................. 22
9. REFERENCIAS ............................................................................................................................................................................. 25
10. ANEXO I. TEST DE RAÍCES UNITARIAS DEL TIPO DE CAMBIO REAL BILATERAL Y SUS FUNDAMENTALES. (TEST DICKEY
FULLER AUMENTADO)................................................................................................................................................................ 28
11. ANEXO II. TEST DE COINTEGRACIÓN MULTIVARIADA (BASADO EN EL MÁXIMO VALOR CARACTERÍSTICO) DE LAS VARIABLES
INCLUIDAS EN EL BLOQUE MARGINAL ......................................................................................................................................... 29
LA MEDICIÓN DEL TCR DE EQUILIBRIO:
UNA NUEVA APROXIMACIÓN ECONOMÉTRICA
Jorge CARRERA*, Mariano FÉLIZ*, Demian PANIGO* #
CACES – UBA, UNLP y CONICET
“If on the other hand these assumptions are not fulfilled and changes are taking place in the
“equation of exchange”, as economist call it, between the services and products of one country and
those of another, either on account of movements of capital, or reparation payments, or changes in
the relative efficiency of labour, or changes in the urgency of the world’ demand for that country’s
special products, or the like, then the equilibrium point between purchasing power parity and the rate
of exchange rate may be modified permanently”
Keynes (1923).
0. Introducción
Para una economía que está realizando un proceso de integración a los mercados internacionales el tipo
de cambio real (TCR) es muy importante, no sólo porque es un indicador de la competitividad externa de la
economía, sino también porque afecta el nivel de las variables macroeconómicas claves y porque
determina la composición de la producción sectorial y la asignación y uso de los factores. Para Razin
(1997) el desalineamiento del TCR afecta además al crecimiento de la economía a través de tres vías: 1)
influye sobre la inversión agregada y sectorial tanto doméstica como externa, 2) determina la competitividad
externa que afectaría el crecimiento y, por último, 3) la volatilidad del TCR tiene un efecto negativo sobre la
inversión y el comercio.
En el caso de Argentina, en los últimos años se suele asociar la apreciación del TCR con: el masivo flujo de
capitales, el incremento del déficit comercial, el aumento de la productividad y la sustitución de trabajo por
capital, la efectividad del shock estabilizador inicial de la convertibilidad, la baja competitividad de amplios
sectores industriales y con el aumento en la producción de no transables, entre otras cuestiones.
Sin embargo, siendo una variable tan importante para la política económica, su medición no está exenta de
ambigüedad. En primer lugar existen múltiples formas de calcular el TCR como precio relativo entre dos
canastas de bienes (Obstfeld y Rogoff, 1996). La forma más aceptada es la del cociente entre el precio de
los bienes transables y el de los no transables (Edwards, 1989); alternativamente, existe una amplia
variedad que compara el precio de canastas homogéneas entre un país y otro u otros.
Pero analizar el nivel del TCR nos brinda poca información si no tenemos algún punto de referencia contra
el cual comparar. Surge así la necesidad de diferenciar entre TCR observado y TCR de equilibrio o
“natural”. Siendo el equilibrio un concepto tan dificultoso para modelizar en la economía, definir el TCR de
equilibrio no está exento de discrepancias. Dicotomizando la presentación existen dos enfoques
antagónicos sobre cómo medir los desvíos respecto al equilibrio. El más tradicional y aceptado se basa en
la Paridad de Poder Adquisitivo (PPA) que, en cierto modo, es a la teoría de la economía monetaria
internacional lo que la ecuación cuantitativa es a la economía monetaria. El concepto más moderno para
medir los desvíos del TCR es el que sostiene que el TCR observado se debe comparar con un TCR que
tenga en cuenta el equilibrio interno y externo sostenibles de la economía (Keynes, 1923, Edwards, 1989,
Repetto , 1992). Este enfoque toma en cuenta los efectos de variables fundamentales en la determinación
del equilibrio que pueden haber sufrido cambios estructurales relevantes. Por ejemplo, en los últimos veinte
*
Centro de Asistencia a las Ciencias Económicas y Sociales-Universidad de Buenos Aires y Universidad Nacional de La Plata. Las
opiniones expuestas en este artículo no comprometen la opinión de las instituciones de pertenencia.
E-mail: jcarrera@isis.unlp.edu.ar
#
Demian Panigo es también becario investigador del CONICET.
-1-
años la economía argentina ha sufrido cambios en los términos de intercambio, en los flujos de capitales,
en el grado de monetización, en la productividad, en el régimen inflacionario, en el grado de apertura, en el
rol del Estado, etc. La idea de este enfoque, en contraposición al de la PPA, es que un cierto TCR en el
momento t puede estar depreciado o apreciado pero no respecto a una situación de equilibrio en el pasado
sino respecto a una situación “ideal” de equilibrio interno y externo correspondiente a ese momento t.
Complementariamente se afirma que sólo las variables reales determinan el TCR en el largo plazo
(Edwards, 1989). Para la PPA el TCR es un fenómeno monetario que, ante shocks reales puede sufrir
modificaciones, pero en el mediano plazo se resuelve en la esfera monetaria y por lo tanto los
determinantes reales no deberían cambiar el punto de referencia.
Teniendo en cuenta que la presencia de desvíos del TCR respecto a su sendero de equilibrio puede ser
problemática para el diseño de políticas económicas, encontrar un esquema de análisis adecuado
contribuye a clarificar la discusión, y ese es el objetivo principal de este trabajo.
La organización del estudio es la siguiente. Primero, se repasan las múltiples definiciones sobre el TCR y
se analiza el grado de divergencia en el caso argentino, utilizando datos trimestrales para el período 198097. Se compara en la sección dos la evolución de la versión bilateral respecto al dólar norteamericano y la
versión multilateral ponderada por el comercio. En la sección tres se aproxima teóricamente la idea de TCR
de equilibrio según los enfoques antagónicos presentados: PPA y fundamentales. En la sección cuatro se
realiza una evaluación del enfoque de la PPA, testeando sus propiedades econométricas y analizando los
desvíos del TCR respecto de algunos de los posibles equilibrios. En las secciones cinco y seis se desarrolla
el enfoque de los fundamentales para determinar el TCR de equilibrio. En primer lugar se analizan las
variables elegidas según los usos corrientes en trabajos del tipo, y se pasa posteriormente a desarrollar la
estimación econométrica. Particularmente allí se discute un punto que a nuestro criterio es clave y es la
endogeneidad en la determinación del TCR respecto a sus variables fundamentales. De este modo, utilizar
la metodología de los vectores autorregresivos (VAR) iniciada por Sims (1979), en vez de un modelo
uniecuacional con variables exógenas parece el camino indicado. Específicamente, al realizar el análisis de
cointegración se detectan relaciones de largo plazo que aconsejan utilizar un modelo de vectores
autorregresivos con corrección de error (VECM) según el procedimiento de Johansen (1988). Para la
realización del mismo, se parte de un modelo general y a través de un proceso de selección de variables
relevantes se llega a un modelo más parsimonioso. En la sección siete se estudian los desvíos del TCR
observado con respecto a valores de equilibrio sostenibles. En la última sección se brinda una comparación
entre los resultados de la PPA y los de los fundamentales. Se presenta también una explicación para la
discrepancia observada y se marcan posibles extensiones para perfeccionar el concepto de equilibrio
(sobre todo el interno) en los modelos utilizados como referencia.
1 Definiciones empíricas.
Mientras el Tipo de cambio nominal indica sólo el valor relativo de una moneda respecto de otra (cuantos
pesos puedo cambiar por cada dólar en el mercado cambiario, por ejemplo), el Tipo de Cambio Real (TCR
en adelante) expresa el valor relativo de una canasta de bienes en un país (por caso, Argentina) respecto
del valor de la misma canasta de bienes en otro (por caso, Estados Unidos). Es decir, el tipo de cambio real
nos permite comparar el valor relativo de los bienes entre dos países (expresándolos en la misma moneda
a través del tipo de cambio nominal, E).
En una definición teórica general, el tipo de cambio real (e) se expresaría como:
E * PTarg
1)
eΖ
PTusa
E * PNTarg
2) e Ζ E *
PNTusa
PNTusa
PNTarg
donde PT y PNT indica el precio de los bienes transables y no transables en cada país, respectivamente.
Es decir, el precio de una canasta de bienes transables en Argentina (medida en términos de los bienes no
transables) respecto de una canasta de bienes transables en los Estados Unidos (medida esta en términos
-2-
de los bienes no transables en ese país). Si suponemos que se cumple la ley de un solo precio para los
bienes transables, PTarg Ζ PTusa , entonces la ecuación 1 se transforma en la ecuación 2.
Sin embargo, no se poseen, en general, índices de precios que se encuentren construidos a partir de las
mismas canastas de bienes en los diversos países. Por ello, en el estudio del TCR se busca aproximar su
valor a través de diversos índices de precios aproximativos de esas canastas. Entre ellas tenemos a:
3)
e Ζ E*
IPCusa
IPCarg
4) e Ζ E *
IPM usa
IPM arg
donde E es el tipo de cambio nominal ($/U$S), IPC arg es el índice de precios al consumidor Argentino,
IPCusa es el índice de precios al consumidor de Estados Unidos, e IPM arg y IPM usa son los índices de
precios mayoristas de Argentina y Estados Unidos, respectivamente.
El IPC se utiliza en el caso de la ecuación 3 como un proxi del precio de los bienes no transables. Como se
entenderá el índice de precios al consumidor incluye tanto bienes transables como no transables. Sin
embargo, esta es la metodología más utilizada dada la fácil disponibilidad de los datos.
Una segunda forma de calcular el TCR es a través de la sustitución de los índices de precios al consumidor
por los índices de precios mayoristas (ecuación 4). Esta metodología intenta presentar el TCR como el
resultado de la evolución diferencial de los precios de los bienes transables en ambos países
representados. Según el modelo presentado en Baffes, Elbadawi y O'Connell (1997), la evolución del tipo
de cambio real estaría explicada por la evolución diferencial de la productividad en los sectores productores
de bienes transables y no transables, y que ésta se traslada a los precios (bajo el supuesto de que las
empresas los fijan según una regla de “mark-up”). Suponiendo que la productividad en el sector productor
de bienes no transables es aproximadamente igual en ambos países, la evolución del TCR deberá seguir la
evolución de la productividad relativa en la producción de bienes transables en ambos países. El índice de
precios mayoristas es utilizado en este caso como un proxi aceptable de la evolución de esa productividad.
Otro indicador del tipo de cambio real bilateral es el que denominamos “x Salarios”. Este se calculó según
la fórmula:
5)
e Ζ E*
Wusa
Warg
donde los índices de precios han sido reemplazados por el índice de salarios nominales de Estados Unidos
y Argentina respectivamente. Nuevamente, por el supuesto señalado anteriormente de que las empresas
siguen una regla de fijación de precios de tipo “mark-up”, el salario nominal (que se fija, en los supuestos
del modelo de citado, a partir de la productividad) podría ser un proxi adecuado del valor del índice de
precios de los bienes transables.
Posteriormente presentamos un versión modificada del TCR construido según la ecuación 3 pero con la
diferencia de que lo corregimos por la evolución de la productividad media (Pme) relativa de ambos países:
6)
e Ζ E*
IPCusa PMearg
*
IPC arg PMeusa
(Versión 1)
Bajo este indicador subyace la idea de que el PMe podría ser un buen índice de la productividad de los
bienes transables de la economía, y por tanto de la evolución futura de los precios de esos bienes. Así, a
través de esta representación del tipo de cambio real nos estaríamos acercando al ideal teórico de la
ecuación 1.
Por la forma de construcción de este último indicador, donde la productividad relativa entra de manera
multiplicativa, los efectos de cambios en el tipo de cambio real (producto de cambios en los precios o en el
tipo de cambio nominal) son magnificados en demasía. Por ello construimos un indicador adicional de TCR
ajustado por productividad (que denominamos “Versión 2”) en el que el tipo de cambio real se construye
-3-
como un promedio del TCR y la productividad relativa. A partir de este indicador se aprecia más
cabalmente el efecto de los diferenciales de productividad sobre el TCR:
7)
IPCusa PMearg Η
E *
IPCarg PMeusa eΖ
2
(Versión 2)
Las definiciones que hemos discutido son esencialmente definiciones el tipo de cambio real respecto de un
solo país, que se toma como referencia. Esto puede responder a diversos motivos.
Puede ocurrir que se comercie fundamentalmente con ese país de referencia, y como el TCR pretende ser
un indicador de la competitividad internacional de la economía el patrón relevante sería el país con el cual
más se comercia.
Asimismo, otro factor importante a tener en cuenta es el hecho que el país posee importantes obligaciones
de carácter financiero con el resto del mundo que se encuentran expresadas en dólares. Esto implica que
es fundamental para la Argentina conseguir las divisas para responder ante sus acreedores. Así, la
competitividad del país respecto de la moneda de cuenta internacional (principalmente, el dólar) es un dato
central para evaluar la capacidad de repago. Un fuerte intercambio económico con nuestros socios del
Mercosur, realizada en las monedas de cada uno de ellos, en modo alguno garantiza la capacidad de poder
conseguir las divisas necesarias.
Esas definiciones del TCR respecto de un solo país expresan lo que se conoce como el Tipo de Cambio
Bilateral. En nuestro caso, el TCR relevante suele medirse respecto al dólar de los Estados Unidos.
Por otro lado, cuando un país tiene un comercio más diversificado, cuando se abre la economía y por tanto
los intercambios económicos se multiplican, etc. el tipo de cambio real bilateral pierde valor explicativo. En
el caso argentino este indicador es cada vez más relevante habida cuenta de la conformación del Mercosur
y la consecuentemente creciente importancia del comercio con Brasil y Chile.
En ese contexto un indicador que gana peso es lo que se conoce como Tipo de Cambio Real Multilateral
(TCRM). Este pondera el valor real de una canasta de bienes (medida en las diversas monedas) por el
peso del comercio Argentino con cada país.
Este índice nos permite evaluar el grado de competitividad internacional de la economía teniendo en cuenta
el peso relativo de los distintos socios.
El TCRM que calculamos en éste trabajo fue construido ponderando el valor relativo de las canastas de
bienes en varios de los principales socios comerciales argentinos1 por el peso de ese comercio en el
comercio total:
8)
IPM arg ( X arg i Η M arg i ) e M Ζ å Ei
*
IPM
( X arg Η M arg ) i i
donde Ei es el tipo de cambio nominal entre Argentina y el país i y
comercio con el país i en el comercio total argentino.
-4-
( X arg i Η M arg i )
( X arg Η M arg )
es el peso del
2 Evolución del Tipo de Cambio Real
2.1 El Tipo de Cambio Real Bilateral.
El tipo de cambio real bilateral (medio respecto al dólar norteamericano), bajo cualquiera de sus
aproximaciones, ha tenido un comportamiento marcadamente volátil en el tiempo. De aquí en más (en esta
sección), a menos que señalemos lo contrario nos referiremos a los resultados para el tipo de cambio real
bilateral según la construcción presentada en la ecuación 4.
Durante la década de los ochenta (ver gráfico 1), la volatilidad extrema del mismo no fue más que el reflejo
de las dificultades enfrentadas por la Argentina para responder a un contexto internacional que se
caracterizó principalmente por una fuerte restricción de crédito (no sólo a la Argentina, sino al conjunto de
los países conocidos en ese momento como "en vías de desarrollo") y consecuentemente un fuerte
incremento, respecto de los años ’70, en la tasa de interés relevante para la Argentina en los mercados
financieros internacionales (incrementándose la prima de riesgo país). Asimismo, se produjo un fuerte
deterioro de los términos de intercambio argentinos.
A partir de la crisis de la deuda en el año 1982, no sólo se observa un fuerte salto tanto en la volatilidad del
TCR como en su valor medio (de 87,90 hasta el segundo trimestre de 1982 a 151.85 para el período que
abarca hasta el primer trimestre de 1991, antes del comienzo del Plan de Convertibilidad).
Gráfico 1
x IP C
TIPO DE CAMBIO REAL BILATERAL
x IP M
$/dólar
x S alarios
700
xIP C ajus tado por productividad. Vers ión 1
xIP C ajus tado por productividad. Vers ión 2
600
500
400
300
200
100
I 91
I 90
I 88
I 87
I 86
I 85
I 84
I 83
I 82
I 81
I 80
I 89
PRE-CONVERTIBILIDAD
0
NOTA: Base I91=100
Como se observa el tipo de cambio real encontró sus picos como resultado de los dos shocks fuertes de la
década. Primero, en el tercer trimestre de 1982 con el default del Estado Mexicano, y luego en 1989 en el
segundo y tercer trimestre del año, donde el TCN sobrerreaccionó al la hiperinflación y catapultó hacia
arriba los valores del TCR.
Gráfico 2
TIPO DE CAMBIO REAL BILATERAL
x IP C
x IP M
$/dólar
110
x S alarios
xIP C ajus tado por productividad. Vers ión 1
105
xIP C ajus tado por productividad. Vers ión 2
100
95
90
85
80
75
CONVERTIBILIDAD
NOTA: Base I91=100
-5-
III 97
I 97
III 96
I 96
III 95
I 95
III 94
I 94
III 93
I 93
III 92
I 92
III 91
I 91
70
En los noventa (más precisamente a partir de la implementación del Plan de Convertibilidad), como se
muestra en el gráfico 2, el TCR presenta un comportamiento marcadamente diferente.
En primer lugar el valor medio del tipo de cambio real desciende desde los elevados valores de los años 80
(en promedio 122,80), a valores más acordes con aquellos observados a principios de la década pasada
(98,08), aunque más depreciado que ese.
Por otro lado se observa un fuerte descenso de la volatilidad. En el gráfico 3 se observa la evolución
temporal de la volatilidad absoluta2.
Gráfico 3
Evolución de la volatilidad absoluta del TCR
0,3
0,2
0,2
0,1
0,1
0,0
En los noventa la misma a descendido a casi cero. Como dato acompañante podemos señalar que el
desvío standard de la serie pasó de una media de 41,7% en el período anterior a la Convertibilidad a un
valor medio de tan sólo 3,3 a partir de ella).
2.2 El Tipo de Cambio Real Multilateral.
Si tenemos en cuenta la otra medida alternativa de tipo de cambio real, el TCR multilateral (TCRM),
podemos observar algunas diferencias respecto a los resultados señalados en el punto anterior.
Gráfico 4
TIPO DE CAMBIO REAL
BILATERAL VERSUS MULTILATERAL
TCRB
TCRM
Media TCRB
Media TCRM
250
200
150
100
I 97
I 96
I 95
I 94
I 93
I 92
I 91
I 90
I 89
I 88
I 87
I 86
I 85
I 84
I 83
I 82
I 81
I 80
50
En términos generales durante la década de los ochenta el TCRM tuvo un comportamiento altamente
volátil, siguiendo el comportamiento ya señalado para el TCRB (aquí aproximado por el TCR deflactado por
-6-
IPM, presentado en la ecuación 4). En los noventa, asimismo, el grado de volatilidad también se redujo
fuertemente.
Sin embargo el TCRM siguió un patrón de comportamiento diferente al TCRB en la presente década. Como
se observa en el gráfico 5, los diversos componentes del tipo de cambio real multilateral siguieron un
comportamiento fuertemente diferenciado.
Si bien el componente “atado” al dólar, es decir el tipo de cambio real bilateral U$S/$ ajustado por IPM,
mostró una importante apreciación al igual que el componente relacionado con el marco alemán, el resto de
ellos (respecto al Yen, al Real y al Peso Chileno) ha seguido una evolución contrapuesta.
Gráfico 5
B IL A T $/D ÓL A R
160
T IP O DE CA M BIO M UL TILA T ERA L
T CR M
M ONEDA S C OM PONENT ES
B IL A T $/R E A L
150
B IL A T $/$CHIL E
B IL A T $/Y E N
140
B IL A T $/M A R CO
130
120
110
100
90
80
I 97
I 96
I 95
I 94
I 93
I 92
I 91
70
Esto determinó una fuerte depreciación del TCRM hasta principios de 1996, momento en el cual comienza
una suave pero persistente tendencia a apreciarse. Hacia fines de 1997 el TCRM se encontraba así tan
sólo un 4% depreciado con respecto al valor de 1991:I.
3. El Tipo de Cambio Real de Equilibrio. Alternativas.
3.1 La perspectiva de la PPA
En la literatura se encuentran, fundamentalmente, dos perspectivas diferentes respecto a la forma de
determinación del tipo de cambio real en el largo plazo.
Primero, la llamada teoría de la Paridad del Poder Adquisitivo (PPA)3. En su versión clásica, esta teoría se
planteaba como una formulación simple pero exigente. En esa tradición, a la cual adherían personajes tan
disímiles como David Ricardo, John Stuart Mill o Alfred Marshall, la idea base se sustentaba en el pleno
cumplimiento de la “ley de un solo precio”, donde los arbitrajes de mercado generarían una tendencia hacia
“un solo precio” para un mismo bien. Esto resultaba en que tomando índices de precios agregados
equivalentes para ambos países el tipo de cambio real debería ser igual a 1.
Esta visión “absoluta” de la PPA chocó con la realidad de una “ley de un solo precio” que rige tan sólo para
un pequeño sub-conjunto de bienes transables.
Surge por tal motivo una reformulación de la PPA en una visión “relativa”, desarrollada en principio por el
economista Gustav Cassel (1916), quién señala que el tipo de cambio nominal se movería
fundamentalmente con las diferencias en los precios relativos de los dos países de referencia:
Ε
Φ
9) st Ζ ° Η pt ϑ pt* Η ut
siendo st , °, pt y pt* el logaritmo del TCN, los costos de transporte y rigideces asociadas al comercio
internacional, el logaritmo de los precios domésticos y el logaritmo de precios internacionales,
-7-
respectivamente, y ut los desvíos aleatorios del tipo de cambio respecto a su nivel de paridad con media 0
y varianza finita ″ 2 .
Esto significa que el tipo de cambio real et será igual a:
Ε
Φ
10) et Ζ st Η pt* ϑ pt Ζ ° Η ut
De aquí se deduce que el TCR se reduciría a ser el resultado de una simple relación lineal de largo plazo
entre el tipo de cambio nominal y el nivel de precios relativos entre bienes transables y no transables
(aproximados por pt y pt* , respectivamente).
De la relación planteada se deduce que el TCRE según la PPA podría ser representado por un paseo
aleatorio (random walk) alrededor de un valor constante ( ° ).
En diversas reformulaciones hubo intentos de integrar esta doctrina del TCR de equilibrio con la teoría
monetaria, relacionándola con el enfoque monetario de la Balanza de Pagos. Estas reformulaciones
pretenden incorporar al enfoque determinantes adicionales del tipo de cambio real, tales como la emisión
monetaria y el crecimiento económico. Sin embargo, en la literatura a sido difícil contrastar favorablemente
estos modelos monetarios del tipo de cambio4.
Diversos trabajos han señalado, por otro lado, que a pesar de que el tipo de cambio real de equilibrio puede
no seguir un paseo aleatorio, la mayor parte de sus movimientos se debería a cambios en factores reales
(cambios en la productividad de los factores, cambios en las preferencias de los consumidores, etc.)5.
Diversos trabajos6 por otro lado señalan que la mayor parte de la varianza del tipo de cambio real se debe
fundamentalmente a shocks de tipo real.
Esta situación impone al búsqueda de un concepto más complejo de equilibrio del tipo de cambio real. Así,
en una perspectiva general el mismo suele definirse como aquel que permite garantizar el balance interno y
externo de la economía para ciertos valores "sostenibles" de un numero de variables exógenas
"fundamentales" y ciertos parámetros de la política económica de largo plazo.
3.2 Un modelo en base a los fundamentales
El equilibrio interno se obtiene7 cuando el mercado de bienes no transables se 'limpia'. Comenzando en una
posición de balance interno, si se verifica un incremento en el gasto (c), se produce un exceso de demanda
en el mercado de bienes no transables al tipo de cambio real vigente (e).
De este modo para retornar a la situación de equilibrio interno el tipo de cambio real debe apreciarse de
forma de desplazar parte de la oferta hacia la producción de bienes domésticos (no transables) y
simultáneamente desplazar parte de la mayor demanda hacia los bienes transables.
BE
e
e*
BI
c*
c
Este equilibrio es encuentra representado por la curva con pendiente decreciente BI en la imagen que
acompaña a estas líneas.
-8-
Por otro lado, el equilibrio externo se califica como aquella situación en la cual la posición neta de activos
de la economía ha alcanzado su posición de equilibrio de estado estacionario. Aquí, un incremento en el
gasto resulta, al tipo de cambio real vigente, en un mayor déficit (o menor superávit) en la cuenta corriente.
Para retornar al equilibrio sostenible en el sector externo, el TCR tiene que depreciarse para re-orientar la
demanda hacia los bienes no transables y la oferta hacia la producción de bienes transables (curva BE con
pendiente creciente), y así eliminar el excesivo endeudamiento.
El tipo de cambio de equilibrio se produciría en la intersección entre las dos curvas. De ese modo el tipo de
cambio de equilibrio sería:
11)
e* Ζ e* (C N , CT , r * f * ,...)
donde C N es el consumo en no transables, CT el consumo en bienes transables, y r * f * es el monto de
servicios de la cuenta corriente, entre otras variables determinantes.
3.3 Diferencias entre los enfoques propuestos
En el enfoque de la Paridad del Poder Adquisitivo (PPA), el punto central en cuanto a la determinación del
tipo de cambio real de equilibrio es la elección de un solo nivel de equilibrio para todo el periodo en
cuestión, sin tener en cuenta de modo alguno los movimientos en las variables fundamentales.
La critica central a este enfoque es, justamente, el obviar el hecho de que el tipo de cambio debiera
moverse en el tiempo, acompañando la evolución de aquellos determinantes, de manera de que se
garanticen una serie de condiciones de equilibrio macroeconómico (internas y externas). Difícilmente pueda
pensarse que más allá de los cambios producidos en variables estructurales de la economía (como los
términos de intercambio, la productividad, el nivel de gasto publico, etc.) el nivel de tipo de cambio que
permita equilibrar el sector interno y externo de una economía no varíe.
Otra diferencia entre ambos enfoques, tal vez más trascendental, tiene que ver con la utilización de la
información proveniente de los datos versus la utilización de información a priori. El enfoque PPA, a
diferencia del enfoque de fundamentales, se apoya sustancialmente en una aproximación eminentemente
teórica, a priori, a la determinación del TCRE.
El enfoque de fundamentales, por su parte, se concentra en la utilización de la información proveniente de
la muestra para la determinación de los valores de equilibrio del tipo de cambio.
4 Evaluación empírica de la Paridad del Poder Adquisitivo (PPA).
En el gráfico 4 se muestra la evolución tanto del TCRM como de una medida de TCR bilateral (en esta
sección a menos que explícitamente indiquemos lo contrario utilizaremos el índice de la ecuación 4). A
efectos de comparabilidad en ambos casos el tipo de cambio nominal está corregido por la evolución de los
precios mayoristas (IPM) de nuestro país y cada uno de los socios comerciales.
Se observa como durante los ochenta ambos indicadores siguieron el patrón altamente volátil ya señalado.
con TCRM consistentemente por debajo del TCRB, con una media de 127,7 para el primero contra una de
137,6 para el segundo.
Por su parte, simultáneamente con la Convertibilidad se produjo una notable mejoría de los términos de
intercambio que repercutió en una inversión de esta relación. Así, durante estos últimos años la media del
TCRB fue de sólo 98,1, mientras que para el TCRM la media fue de 105,5.
-9-
Esto es un dato relevante no siempre señalado (junto con la reapertura de los mercados financieros
internacionales para todos los países en vía de desarrollo, ahora llamados "emergentes", que repercutió en
una fuerte reducción de la tasa de interés relevante para todos ellos).
La mejora sustancial en el TCRM es debida fundamentalmente a la significativa apreciación de los últimos
años del Real brasileño, así como la fuerte depreciación del dólar hasta mediados del año 1995.
Como se verificaba en el gráfico 4, si estableciésemos como de equilibrio el tipo de cambio real promedio
1980-1997 podríamos encontrar conclusiones interesantes respecto al estado de equilibrio/desequilibrio del
TCR.
De aquí surge que a partir del año 1983 (y con la excepción del último trimestre de 1988), el TCR estuvo en
general fuertemente depreciado. En los noventa, por el contrario (según el mismo valor medio), nos
encontraríamos significativamente apreciados bajo cualquiera de los dos indicadores.
Ahora bien, como se observa en la perspectiva de la PPA el grado de equilibrio o desequilibrio del tipo de
cambio real depende claramente del valor que se utilice para determinar el equilibrio de la paridad.
En los gráficos subsiguientes se observa esta dificultad
TCRM
TCRB
TCRM
TCRB
TCRM
TCRB
Media TCRM 80-82
Media TCRB 80-82
Media TCRM 85-86
Media TCRB 85-86
Media TCRM 91:1
Media TCRB 91:1
I 97
I 96
I 95
I 94
I 93
I 92
I 91
I 90
I 89
I 88
I 87
I 86
I 85
I 84
I 83
I 97
I 96
I 95
I 94
I 93
I 92
I 91
I 90
I 89
I 88
I 87
I 86
I 85
I 84
I 83
I 82
I 81
I 80
I 97
I 96
I 95
I 94
50,0
I 93
50,0
I 92
50,0
I 91
100,0
I 90
100,0
I 89
100,0
I 88
150,0
I 87
150,0
I 86
150,0
I 85
200,0
I 84
200,0
I 83
200,0
I 82
250,0
I 81
250,0
I 80
250,0
I 82
Gráfico 8
I 81
Gráfico 7
I 80
Gráfico 6
Como se ve el grado de desvío del TCR respecto de su nivel de equilibrio (medio) cambia sustancialmente
según tomemos como referencia el nivel medio durante el plan de Martínez de Hoz (Gráfico 6), el nivel
medio durante el plan Austral (Gráfico 7) o el nivel medio vigente en el primer trimestre del año 1991
(comienzo de la convertibilidad, Gráfico 8).
El valor medio del tipo de cambio real durante el período 1980-1982 se encontraba levemente por encima
(es decir, más depreciado) que la media vigente en el inicio de la convertibilidad. La media del TCRM en
ese período por su parte era inferior a la media para el TCRB.
Por otro lado, el valor de equilibrio del TCR computado a partir del valor medio del mismo en el período
1985-1986 estaría en un nivel sustancialmente más elevado. Nuevamente, sin embargo, el tipo de cambio
real multilateral promedio se encontraba por debajo del valor medio del TCRB.
A partir del establecimiento del régimen de convertibilidad se produce una modificación importante en los
niveles de medios observados para el TCR. Mientras el TCRB medio se ubicó algo por debajo del nivel
base, a diferencia de lo ocurrido en los 11 años anteriores el TCRM sostuvo un valor medio
sustancialmente más elevado (Gráfico 8).
4.1 Análisis de los desvíos del TCR observado respecto de la PPA
El cuadro 1 resume la información respecto al grado de sub-valuación (depreciación, en valores negativos)
o sobre-valuación (apreciación, en valores positivos) del tipo de cambio real (bilateral y multilateral) en la
convertibilidad, tomando como referencia el valor medio (de equilibrio) cada período.
- 10 -
Cuadro 1. Grado de Sobre/Sub-Valuación (Apreciación/Depreciación) del TCR en la Convertibilidad
SOBRE/SUBVALUACIÓN
RESPECTO A LA MEDIA DEL PERÍODO:
80-82
85-86
91:1
91-97
MÁXIMA
97IV
MÁXIMA
97IV
MÁXIMA
97IV
MÁXIMA
97IV
TCRB
12,5%
11,3%
35,7%
34,9%
6,5%
5,2%
4,6%
3,4%
TCRM
2,7%
-3,1%
23,6%
19,0%
1,0%
-4,8%
6,2%
0,6%
Tanto el TCRB como el TCRM se han depreciado desde su máximo pico de apreciación (en el tercer
trimestre de 1995 y segundo y tercer trimestre de 1991, respectivamente).
El TCRM se encuentra, para el último dato analizado, relativamente depreciado contra todos los niveles
que hemos señalado como posibles equilibrio del TCR. Contra el valor base del primer trimestre de 1991,
tiene una depreciación del 4,8%.
Por su parte, el TCRB está en todos los casos con un cierto nivel de apreciación real. Respecto al valor de
91:1, en especial, la apreciación es del 5,2%, algo menor a la máxima (a modo de comparación podemos
señalar que el TCR corregido según el índice precios minoristas se encuentra un 23,6% apreciado respecto
al valor base).
A partir del cuadro se aprecia claramente como la regla de la PPA es un tanto desconcertante ya que el
grado de apreciación (ó depreciación) de la paridad cambiaria es sustancialmente diferente según cual
nivel sea definido como de equilibrio.
Esto surge del hecho de que esta definición de equilibrio es una definición básicamente monetaria del TCR.
Por tal motivo no toma en cuenta los cambios en factores estructurales de la economía, exógenos o
endógenos, que modifican en consecuencia el TCR de equilibrio.
Esta ambigüedad del concepto de equilibrio de la PPA da sustento adicional a nuestro objetivo inicial de
encontrar una definición más completa del equilibrio del tipo de cambio real basado en la idea de las
variables fundamentales.
Para confirmar estas observaciones, y ahora desde una análisis cuantitativo más sistemático podemos
testear la robustez de la hipótesis de la PPA para el tipo de cambio real argentino mediante un número de
herramientas econométricas.
4.2 Análisis de cointegración para la evaluación de la PPA
Primero, debemos señalar que el cumplimiento de la regla de la PPA requiere como condición necesaria la
existencia de una relación cointegración entre el tipo de cambio nominal y el índice de precios relativos de
los bienes internacionales versus nacionales. O lo que es lo mismo, la serie del índice de precios
norteamericanos multiplicada por el tipo de cambio nominal peso/dólar (es decir, corregida por el TCN),
st Η pt* , debe encontrarse cointegrada con el índice de precios argentinos, pt . Esto significa para que se
cumpla la hipótesis de la Paridad del Poder Adquisitivo el precio de los bienes internacionales (expresados
en moneda nacional) deben estar asociados a los precios domésticos a través de una relación de largo
plazo.
Para afirmar que dos series se encuentran cointegradas primero debemos encontrar que el orden de
integración de ambas series sea el mismo.
- 11 -
Cuadro 2 Test ADF para los precios dom. y norteamericanos expresados en moneda doméstica
ADF
Valor Crítico Rezagos
(5% )
Óptimos
Orden de
Integración
-1,45
-1,95
3
1
s + ipm* -1,48
s + ipc*
-1,95
3
1
ipc
-1,76
-2,90
3
1
ipm
-1,90
-2,90
3
1
A partir del test de integración Dickey-Fuller Aumentado (ADF) detectamos que tanto cuando utilizamos los
precios minoristas (ipc* e ipc, norteamericano y argentino, respectivamente), como los mayoristas (ipm* e
ipm, idem) todas las variables son integradas de orden 1. Esto significa que dado que tanto st Η pt* como
pt son integradas del mismo orden, en principio, se podría aceptar la hipótesis de que existe una relación
de cointegración significativa entre ambas series y por lo tanto podría cumplirse la hipótesis de la PPA.
Sin embargo, para confirmar este hecho debemos encontrar además que se cumpla que la combinación
lineal:
12)
st pt* Ζ ° Η pt Η ut
sea integrada de orden cero (0). Esto significa que la serie de los residuos de la regresión deben ser
estacionarios (en sentido débil) y por lo tanto debe cumplirse, según señalan Charemza y Deadman (1992),
la media y la varianza de los residuos de la regresión deben ser constantes en el tiempo, mientras que la
covarianza entre dos períodos depende solo de la distancia entre los períodos y no del momento del tiempo
en el cual se considera la misma. Si alguna de estas condiciones no es satisfecha, el proceso implícito en
la ecuación 12 es no estacionario.
Realizamos entonces un test de raíz unitaria para dos formulaciones de la ecuación 12. La primera, que en
el cuadro denominamos ETIPMUSA, representa la especificación utilizando los precios mayoristas
internacionales y nacionales, e ETIPCUSA es la especificación construida utilizando los precios minoristas.
Cuadro 3 Test de Raíces Unitarias (ADF) para el error de la combinación lineal de precios
domésticos y norteamericanos expresados en moneda doméstica.
ADF
ETIPMUSA
ETIPCUSA
Valor Crítico Rezagos
(5%)
Óptimos*
Niveles
-5,00
-3,48
4
1ras diferencias
-4,07
-1,95
5
Niveles
-4,16
-3,48
4
1ras diferencias
-3,59
-1,95
5
Orden de
Integración
0
0
Constante
Tendencia
Significativa
Significativa
No Significativa
No Significativa
Significativa
Significativa
No Significativa
No Significativa
* Según criterio de Akaike
Del cuadro 3 resulta que en ambos casos las expresiones serían integradas de orden 0, satisfaciendo la
primera condición necesaria para aceptar la hipótesis de la PPA.
Sin embargo, para que podamos certificar la validez de la PPA en su versión absoluta la constante °
debiera ser igual a cero(0), algo que es rechazado. Tanto para ETIPMUSA como para ETIPCUSA la
constante es significativamente distinta de cero, lo cual viola los supuestos de la PPA absoluta.
Por otro lado, detectamos la existencia de un componente tendencial significativo en ambas regresiones.
Esto contradice las condiciones de estacionariedad débil, la cual requiere la no existencia de un
componente que sistemáticamente aleje el valor de ambas series (es decir, que la media de los residuos
sea constante). En definitiva, si bien se cumple que los residuos de la ecuación 12 son estacionarios, esto
sólo ocurre a partir de la incorporación de un componente de tendencia significativo a la regresión, lo cual
viola los supuestos ya planteados.
Esto significa que no es posible aceptar para el tipo de cambio real argentino la hipótesis de la Paridad del
Poder Adquisitivo.
- 12 -
5 Evaluación empírica del enfoque de los fundamentales
El anterior resultado, desfavorable a la hipótesis “monetaria” del TCR, nos da la idea de que el proceso de
determinación del tipo de cambio real de equilibrio en la economía argentina posee una dinámica más
compleja.
Esta dinámica depende fuertemente del concepto de variables estructurales o fundamentales presentado
con anterioridad. En el presente capítulo desarrollaremos un esquema de estimación del TCR de equilibrio
en base al marco conceptual del modelo de determinantes fundamentales.
5.1 Los fundamentales
El TCR podría entenderse así como el resultado de la interacción de un conjunto amplio de determinantes
de corto y largo plazo (fundamentales), interacción compleja determinada por la necesidad de satisfacer las
condiciones de equilibrio estructural de la economía. La evolución temporal de la posición de los equilibrios
internos y externos (y, por tanto, del tipo de cambio real de equilibrio) depende de los factores
fundamentales, o estructurales.
La evolución de la tasa de interés internacional o los términos de intercambio son, por ejemplo, dos factores
fundamentales detrás de la posición del equilibrio externo. Así, una suba en la primera o un empeoramiento
de los segundos, redundara en un desplazamiento hacia arriba y a la izquierda de la curva BE. Para un
nivel de gasto agregado dado, se necesitará un tipo de cambio real de equilibrio más elevado que permita
solventar el pago de intereses al exterior, o inducir un mayor superávit comercial real debido a la baja del
precio de nuestras exportaciones.
En cuanto al equilibrio interno, la composición de la demanda agregada es un determinante central. Un
mayor sesgo (debido a un cambio en las preferencias de los agentes) hacia el consumo de bienes
domésticos redundara en un desplazamiento hacia la derecha de la curva BI (y a una elevación de
equilibrio en el TCR). El mayor consumo de bienes no transables puede ser inducido por diverso motivos,
entre los que se pueden contar un cambio en la distribución del ingreso (hacia sectores de la población con
mayor propensión a consumir domésticamente, tal vez los dueños del factor trabajo) o un incremento en
permanente en el consumo público.
Otros factores importantes son aquellos relacionados con la evolución del cambio técnico: la tasa de
inversión y la productividad. Un incremento de la productividad de la economía respecto al resto del mundo
redundará en una progresiva reducción del tipo de cambio real de equilibrio. Esto podría deberse a un
efecto directo de la inversión en los sectores productores de bienes transables, o indirecto por la reducción
secular en los precios de los transables debido a un incremento proporcionalmente mayor de la
productividad del sector respeto de los no transables.
En el presente trabajo reduciremos el conjunto de variables explicativas a utilizar a las que presentamos a
continuación8. Para esta selección hemos tomado en cuenta tanto las elecciones realizadas por otros
autores en la literatura como las restricciones de disponibilidad de información confiable y nuestra propia
intuición en cuanto a las variables relevantes para el análisis. Esas variables son:
1. Términos de Intercambio (TERM), medio por la relación entre el precio de las exportaciones y el de las
importaciones.
2. Movimiento de Capitales (en proporción del PBI).
3. Consumo como proporción del Producto Bruto Interno (PBI), es decir, la propensión media a consumir.
4. Productividad Relativa (aproximada a partir de la relación entre el producto medio argentino y el de los
Estados Unidos).
5. M1 Real, el agregado monetario M1 deflactado por el Indice de Precios al Consumidor (IPC),
6. Tipo de Cambio Nominal (TCN).
- 13 -
Antes de iniciar concretamente el trabajo de estimación econométrica creemos importante analizar el
comportamiento observado por las distintas variables fundamentales. La información así obtenida será una
fuente importante de información a priori para la construcción del modelo econométrico.
5.2 Tendencia de las Variables Explicativas.
En el gráfico 9 presentamos la evolución en el período de análisis de las variables fundamentales. En cada
figura se presenta tanto el valor del logaritmo de las variables9 como su tendencia obtenida a través de la
utilización del filtro Hodrick-Prescott (1980)10..A modo de comparación, presentamos también la serie y la
tendencia del TCRB y TCRM.
Gráfico 9
Evolución del TCR y sus Fundamentales. Niveles y Tendencias HP desde 1980.
5.6
5.6
5.4
5.2
5.2
5.0
4.8
4.8
4.6
4.4
4.4
4.2
4.0
4.0
80
82
84
86
TCRM
88
90
92
94
96
80
82
84
Tendencia HP
86
TCRB
88
90
0.88
5.4
8.4
0.86
5.2
8.0
5.0
7.6
4.8
7.2
4.6
6.8
0.84
92
94
96
Tendencia HP
0.82
0.80
0.78
6.4
4.4
0.76
80
82
84
86
88
90
Consumo/PBI
92
94
80
96
82
84
86
88
90
Términos de Intercambio
Tendencia HP
92
94
80
96
0.6
7.8
0
0.4
7.6
-5
0.2
7.4
-10
0.0
7.2
-15
-0.2
7.0
82
84
86
88
90
Tipo de Cambio Nominal
92
94
96
Tendencia HP
86
88
90
92
94
96
Tendencia HP
6.8
-0.4
80
84
M1 real
5
-20
82
Tendencia HP
80
82
84
86
88
90
Movimiento de Capitales/PBI
92
94
96
Tendencia HP
80
82
84
86
88
Productividad Relativa
90
92
94
96
Tendencia HP
Tanto los términos de intercambio como la cantidad real de dinero (M1 real) presentan un comportamiento
similar, aunque obviamente independiente. Mientras el comportamiento de M1 real es esencialmente el
reflejo del profundo proceso de desmonetización producto de años de alta inflación, la evolución de la
primera variable es el resultado de la tendencia general de los precios de nuestras exportaciones (en su
gran mayoría productos primarios y commodities).
En cuanto a la relación Consumo/PBI se aprecia claramente el boom de consumo de principios de los
noventa (a partir de la estabilización nominal). Este efecto pareciera estar volviendo a los niveles preconvertibilidad. Cabe destacarse que el aumento en la relación Consumo/PBI pareciera haberse iniciado
años antes de que se consolidase la estabilidad de precios, aun antes de que se hubiese producido la
hiperinflación.
El tipo de cambio nominal (TCN), por su parte, tiene una fuerte pendiente positiva hasta el comienzo del
Plan de Convertibilidad donde producto de un esquema de fijación cambiaria que se prolongó en el tiempo
la tendencia se aplanó totalmente.
- 14 -
Los movimientos de capitales que durante la década de los ochenta permanecieron extremadamente bajos
muestran un fuerte salto a partir de la Convertibilidad. Se observa un cambio en el valor medio del flujo de
capitales, valor que es más de cuatro a partir del año 91 la entrada media de capitales durante el período
anterior.
Por último, la evolución de la productividad (media) relativa muestra fuertes diferencias entre los períodos.
Durante la década de los ochenta la productividad argentina experimentó una profunda depresión respecto
de la productividad de los Estados Unidos. Al comenzar la década de los noventa se produjo un quiebre
estructural que repercutió en un fuerte cambio en la tendencia de la productividad. La productividad media
relativa argentina creció durante los noventa alrededor de 16%, luego de la fuerte caída del 80% en la
década anterior.
6 Estimación Econométrica del enfoque de los fundamentales
Esta sección tiene como objetivos principales el análisis de las relaciones existentes entre el TCR bilateral y
sus fundamentales, así como el también el poder establecer un marco metodológico apropiado para
estimar los valores estructuralmente sostenibles del TCR bilateral en el mediano plazo y a partir de los
mismos el grado a apreciación (o depreciación) cambiaria existente.
Para poder identificar la estructura econométrica que refleje más fielmente al proceso generador de los
datos de cada una de las variables utilizadas en la estimación, se irá determinando progresivamente el
modelo más parsimonioso y robusto (en términos de poder explicativo) que se adapte a la información. Las
sub-secciones previstas son: a) Selección de la Estructura de Estimación. Endogeneidad vs. Exogeneidad
en los fundamentales del TCR Bilateral; b) Estimación con fundamentales endógenos. Los Vectores
Autorregresivos y sus posibles especificaciones. c) Determinación de las variables a incluir en el Bloque
Marginal. d) Análisis de Cointegración en el Bloque Marginal; e) Estimación del Tipo de Cambio Real de
Equilibrio en base a los fundamentales. Una metodología con vectores autorregresivos que incluyen
mecanismos de corrección de errores (VECM); d) Análisis de los desvíos entre el TCR de equilibrio
obtenido a partir de los fundamentales y el efectivamente observado.
6.1 Selección de la Estructura de Estimación. Endogeneidad vs. Exogeneidad en los
fundamentales del TCR.
Para la determinación del TCR de equilibrio, así como también para estimar las relaciones existentes entre
el TCR y diversas variables preconizadas como sus “fundamentales”, la metodología tradicional consistía
en “suponer” que estas últimas eran exógenas para el TCR (es decir: el Tipo de cambio Real no afectaba a
sus fundamentales). La metodología descripta fue adoptada entre otros por Baffes, Elbadawi y O´Connell
(1997), Razin y Collins (1997) y Edwars (1989).
Si bien es posible, y hasta teóricamente preferible por su sencillez instrumental, que los determinantes del
TCR sean exógenos, esta condición debería verificarse fehacientemente debido a que de no ser así, los
coeficientes estimados por Mínimos Cuadrados Ordinarios (usualmente utilizados para estas estimaciones
econométricas sobre el TCR) resultan inconsistentes, lo que deriva en interpretaciones erróneas de las
interrelaciones existentes entre las variables del modelo11.
Ha existido una extensa discusión en el ámbito econométrico acerca del concepto de exogeneidad
abarcando esta tanto a la diferencia entre la noción de exogeneidad débil, fuerte y superexogeneidad12,
como a los diferentes tests necesarios para su verificación.
Para poder identificar correctamente la estructura de estimación, obteniendo parámetros consistentes y
capaces de ser útiles a fines predictivos, es necesario testear la existencia de “exogeneidad fuerte”, lo cual
implica “exogeneidad débil”13 más la confirmación de inexistencia de retroalimentación (o feedback) entre
las variables independientes (en nuestro caso los fundamentales) y la dependiente (el TCR).
Dentro de los tests más comúnmente utilizados para verificar este tipo de restricciones se encuentran el
test de exogeneidad de Hausman (1978) (en ocasiones identificado como el test de Durbin (1954) – Wu
(1973) – Hausman (1978)), y el test de causalidad14 de Granger (1969).
- 15 -
Para la verificación de exogeneidad fuerte en los fundamentales del TCR utilizaremos esta última
metodología en base a una estructura bivariada para el TCR y sus fundamentales tomados de a uno.
El procedimiento consiste en estimar los parámetros del siguiente sistema de ecuaciones
k
αTCRt Ζ å (° j αTCRt ϑ j Η ϒ j αxt ϑ j ) Η ⁄ t
j Ζ1
11)
k
αxt Ζ å (↔ j αx t ϑ j Η ∼ j αTCRt ϑ j ) Η ↑ t
j Ζ1
donde:
xt es el fundamental sobre el cual se desea testear la hipótesis de exogeneidad,
⁄t y ↑t son los errores de las ecuaciones estimadas,
j es el número de rezagos,
°, ϒ, ↔ y ∼ son los parámetros estimados y
α es el operador diferencia.
testeando, a través de la construcción de un estadístico F, la siguiente hipótesis sobre la primera ecuación:
H 0 x : ϒ j Ζ 0 para todo j.
y la que se describe a continuación sobre la segunda ecuación:
H 0TCR : ∼ j Ζ 0 para todo j.
A continuación se presenta un cuadro resumen que contiene la información referente al testeo de las
diferentes hipótesis H0TCR . No incluimos en él el testeo de las hipótesis H0x, ya que lo que intentamos
verificar es la exogeneidad de las variables incluidas en x (los fundamentales). La verificación de la
influencia de los fundamentales sobre el TCR será testeada más adelante a partir de un VAR multivariado
durante la selección del bloque marginal.
Cuadro 4 Test de Precedencia o Causalidad en el sentido de Granger
Probabilidad
Hipótesis
TRCB no causa en el sentido de Granger a TERM
4 Lags
5 Lags
6 Lags
7 Lags
Promedio
68,5%
82,9%
69,9%
67,1%
72,1%
TRCB no causa en el sentido de Granger a MCAP
32,7%
45,6%
20,4%
28,6%
31,8%
TRCB no causa en el sentido de Granger a PROD
23,8%
28,2%
28,1%
45,8%
31,5%
TRCB no causa en el sentido de Granger a CONS
26,7%
14,2%
31,1%
41,8%
28,5%
TRCB no causa en el sentido de Granger a M1R
3,6%
1,2%
0,4%
1,0%
1,5%
TRCB no causa en el sentido de Granger a TCN
5,4%
1,3%
1,9%
3,7%
3,1%
Se observa que a un nivel de confianza del 95% no puede aceptarse en ningún caso la inexistencia de
precedencia del TCR en relación a sus fundamentales. Es decir, no puede aceptarse significativamente que
el TCR no cause en el sentido de Granger (no anticipe temporalmente) al resto de las variables. A
excepción de los términos de intercambio15, el resto de los “fundamentales”, claramente no pueden ser
tratados como fuertemente exógenos, conllevando a la necesidad de utilizar para la estimación del Tipo de
Cambio Real una estructura econométrica que tenga en cuenta la endogeneidad de las distintas variables
eliminando así el problema de inconsistencia en los coeficientes estimados por MCO derivados de un
modelo uniecuacional.
- 16 -
6.2 Estimación con fundamentales endógenos. Los Vectores Autorregresivos y sus
posibles especificaciones
Los modelos desarrollados a partir de vectores autorregresivos cumplen con el requisito establecido
previamente y su forma estándar para un modelo con 2 ecuaciones esta dada por:
12)
y t Ζ a 10 Η a 11 . y t ϑ1 Η a 12 . z t ϑ1 Η e1 .t
z t Ζ a 20 Η a 21 . y t ϑ1 Η a 22 . z t ϑ1 Η e 2 .t
donde los errores innovación de estas ecuaciones son una combinación lineal de los errores de la forma
primitiva reducida, tal como puede apreciarse en Enders (1995) y Carrera, Feliz y Panigo (1997).
Dentro de los modelos de vectores autorregresivos, existen diferentes alternativas de especificación según
el tipo de restricciones de identificación, ya sean derivadas de supuestos de teoría económica o propias del
proceso generador de los datos, que deseen incorporarse en el modelo a estimar16. Algunas de estas
especificaciones son las desarrolladas por Sims (1980) para VAR irrestrictos (no existen variables
cointegradas ni se fuerzan relaciones ad-hoc de largo plazo), Blanchard y Quah (1989) para VAR
estructurales (donde a partir de supuestos económicos se imponen relaciones de largo plazo entre las
variables) y Johansen (1988) para VAR en variables cointegradas (o Vector Error Correction Models, que
incorporan las relaciones de largo plazo obtenidas a partir del proceso generador de los datos).
Teniendo en cuenta que nuestro trabajo intenta reducir al mínimo posible el nivel de discrecionalidad,
analizaremos las características de integración de cada una de las variables como primer paso para poder
derivar el tipo de restricciones necesarias para determinar la especificación óptima del VAR requerida por el
proceso generador de los datos.
En el Anexo I se presenta un cuadro resumen con los resultados de los test Dickey – Füller Aumentados17,
realizados para cada una de las variables en niveles y diferencias (en caso de rechazarse la hipótesis de
primer orden de integración), para el número óptimo de rezagos determinado por el criterio de Akaike18.
En primera instancia notamos que para un nivel de significatividad del 1% (para obtener una confianza del
99% en los resultados del test) en ninguna de las variables analizadas puede rechazarse la hipótesis de
que sean integradas de primer orden.
Si se relajan los requisitos y solo se desea obtener un nivel de significatividad del 5%, notamos que el
TCRB (Tipo de Cambio Real Bilateral) es estacionario (alrededor de una tendencia estocástica lineal19) al
igual que la productividad relativa y el flujo de capitales en relación al producto mientras que la participación
del consumo en el producto, los términos de intercambio, el Tipo de cambio nominal y M1 real siguen
siendo integradas de primer orden.
La no estacionariedad verificada en alguna de las variables incluidas en la estimación determina la posible
existencia de cointegración entre las mismas. Esta situación debe ser estrictamente contemplada para la
incorporación de las relaciones de largo plazo (si las hubiese) en el modelo autorregresivo a estimar.
6.3 Determinación del conjunto de variables a incluir en el Bloque Marginal
Un paso previo al desarrollo del test de cointegración esta dado por la determinación del conjunto de
variables a incluir en dicho análisis. Entre las variables seleccionadas como “fundamentales” del TCR
(Términos de Intercambio, M1real, Consumo/PBI, Flujos de capitales/PBI, Productividad Relativa y TCN),
podría existir algunas que, pese a tener un fuerte peso teórico que fundamente su inclusión, no resulten
significativas en la explicación del proceso generador de los datos del TCR, y que, por lo tanto, deben ser
excluida del bloque marginal de estimación20.
Para este alcanzar este objetivo, desarrollamos un test de exclusión recursiva basado en la estructura del
Likelihood Ratio Test (LRT)21 . Partiendo de la estimación inicial de un VAR irrestricto en niveles que incluyó
al Tipo de Cambio Real Bilateral (TCRB), a los Términos de Intercambio (TERM) a la Productividad Relativa
(PROD) a M1 Real (M1R) a la Participación del Consumo en el PBI (CONS), al Flujo de Capitales en
relación al PBI (MCAP) y al Tipo de Cambio Nominal (TCN), se fueron estimando luego distintos VAR
restrictos (también en niveles) excluyendo de la estimación primero de a una variable por vez, luego de a
- 17 -
dos y así sucesivamente hasta agotar todas las combinaciones posibles (combinaciones de 7 variables
tomadas de a 6, más combinaciones de 7 variables tomadas de a 5, más etc.....). De cada estimación se
tomo el logaritmo del determinante de la matriz de varianzas y covarianzas de los errores para construir
luego el valor Chi cuadrado observado que se utilizó en el desarrollo del LRT que utilizamos para la
exclusión de las variables.
Si el valor observado es menor que el valor crítico calculado para los grados de libertad que imponía la
reducción en el espacio paramétrico a un nivel de significatividad del 10%, entonces se acepta que las
variables eliminadas no incrementan significativamente el poder explicativo del modelo y, por lo tanto,
puden ser excluidas del bloque marginal de estimación22.
A continuación presentamos una estructura sintética de los resultados obtenidos:
Cuadro 5. Test de exclusión de Variables o Selección del Bloque Marginal
Valor Observado
Valor Crítico al 10%
de significatividad
TERM
MCAP
PROD
CONS
M1R
TCN
TCN,M1R
94,7
70,9
111,7
131,1
79,3
81,3
89,24
95,48
95,48
95,48
95,48
95,48
95,48
82,10
TCN,MCAP
TCN,TERM
M1R,MCAP
M1R,TERM
MCAP,TERM
TCN,M1R,MCAP
80,42
103,03
82,93
109,87
112,52
97,1
82,10
82,10
82,10
82,10
82,10
68,78
Variables
Incluídas
TCRB,TCN,M1R,CONS,PROD,MCAP,TERM
TCRB,TCN,M1R,CONS,PROD,MCAP
TCRB,TCN,M1R,CONS,PROD,TERM
TCRB,TCN,M1R,CONS,MCAP,TERM
TCRB,TCN,M1R,PROD,MCAP,TERM
TCRB,TCN,CONS,PROD,MCAP,TERM
TCRB,M1R,CONS,PROD,MCAP,TERM
TCRB,CONS,PROD,MCAP,TERM
TCRB,M1R,CONS,PROD,TERM
TCRB,M1R,CONS,PROD,MCAP
TCRB,TCN,CONS,PROD,TERM
TCRB,TCN,CONS,PROD,MCAP
TCRB,TCN,M1R,CONS,PROD
TCRB,CONS,PROD,TERM
Excluídas
El bloque marginal más parsimonioso que puede hallarse en las condiciones descriptas previamente no
incluye al TCN ni a MCAP, pese a lo cual el modelo no pierde significativamente poder explicativo.
Tal como lo indicáramos previamente, el próximo paso consiste en realizar el test de cointegración entre las
variables que determinan el bloque marginal a los efectos de poder determinar las relaciones de largo plazo
existente entre las mismas e incorporarlas a la estructura de estimación.
6.4 Análisis de Cointegración en el Bloque Marginal.
“While nonstacionarity of the data was previously considered a nuisance and therefore largely
ignored, recent experience with cointegration analysis has pointed to its great potential as a statistical
means to distinguish between long run relations and short run dynamics adjustment”.
Johansen y Juselius (1992).
La frase acuñada por quienes son considerados como principales referentes de la metodología de
cointegración es clara al identificar las ventajas de utilizar un proceso de estimación que permite
“estadísiticamente” especificar tanto las relaciones de largo plazo como el mecanismo de ajuste de corto
plazo.
Desarrollos empíricos recientes de esta metodología23, aplicados al TCR, han sido llevados a cabo por
Mougillianski (1995), Mujica (1997), y Arena y Tuesta (1998).
Para utilizar este tipo de estructura de estimación se debe, en primera instancia, verificar la cantidad de
relaciones de largo plazo existentes entre las variables del bloque marginal. Este objetivo puede ser
alcanzado usando método de Johansen24, que consiste en identificar el número de vectores de
cointegración linealmente independientes dentro de modelo general de n vectores autorregresivos. En
nuestro caso, este modelo general estará compuesto por las 5 variables que determinan el bloque marginal
- 18 -
de estimación (TCR, Términos de Intercambio, M1 Real, Proporción del Consumo en el PBI y Productividad
Relativa) y la cantidad de vectores linealmente independiente ha sido estimada usando el test de Johansen
para 7, 6 y 5 lags intentando verificar la sensibilidad de los resultados ante cambios en la estructura de
rezagos. El procedimiento se realizó en dos etapas utilizando el programa Eviews 2.025. En la primera de
ellas el test se realizó incorporando en el término de error una constante y una tendencia lineal y en la
segunda se excluyó la tendencia. En el Anexo II se presenta una tabla con los resultados encontrados.
En la misma se puede apreciar la robustez de los resultados que se mantienen invariantes ante los
cambios impuestos en la estructura de rezagos. Teniendo en cuenta que en todos los casos la tendencia
lineal incorporada en el término de error resulta significativa, cualquiera sea la estructura de rezagos, el test
de Johansen indica la existencia de 3 vectores de cointegración linealmente independientes de deben ser
incorporados a la estructura del VAR para identificar correctamente las relaciones de largo plazo existentes
entre las variables.
Habiendo establecido el número de vectores de cointegración linealmente independientes procedemos a
identificar la estructura final de estimación del modelo de vectores autorregresivos, que tomará la forma de
un VECM:
13) α X t Ζ C Η
k
å°
iΖ2
t ϑi
. α X t ϑ i Η ∼ . ϒ 〈. X t ϑ1 Η ƒ . D
donde: X y C son matrices de 5 x 1 que incluyen respectivamente a las variables que constituyen el bloque
marginal y a las constantes de cada equación,
D es una matiz de 3 x 5 que incluye, en cada ecuación a las dummys que identifican a la hiperinflación, la
convertibilidad y el tequila,
° es una matriz de 5 x 5 que contiene a los parámetros que determinan las relaciones de corto plazo,
ϒ es la matriz de 3 x 5 que engloba los parámetros de los 3 vectores de cointegración linealmente
independientes existentes entre las variables de bloque marginal ,
∼ (también de 3 x 5) está compuesta por los parámetros que especifican la velocidad de ajuste desde las
posiciones de desequilibrio y
ƒ es la matriz que detalla la respuesta de cada ecuación a las variables dummys que incluídas en D.
Utilizando datos trimestrales para las variables en logaritmos y desestacionalizadas a partir del método X11
ARIMA, realizamos el procedimiento de estimación del sistema de vectores de cointegracion para el
período 1980:1-1997:4.
El primer paso de la misma consiste en verificar la estructura óptima de rezagos consistente con el modelo
más parsimonioso que es posible especificar sin que se alteren significativamente las propiedades
predictivas del VECM. Para realizar este procedimiento, tuvimos que confrontar los resultados de tres
diferentes test que son comúnmente utilizados para este objetivo: Criterio de Schwarz, Criterio de Akaike y
Likelihood Ratio Test. Por su simplicidad de aplicación comenzamos verificando los resultados de los
criterios de Schwarz y Akaike, que mostraban resultados contradictorios pues el primero determinó que el
VECM debía incorporar solamente 1 rezago en tanto que el Criterio de Akaike recomendó 6.
Para poder resolver esta disyuntiva, calculamos recursivamente el Likelihood Ratio Test entre un modelo
irrestricto con 7 rezagos y otros restrictos que iban reduciendo el número de rezagos de a uno por vez. Los
resultados de este test se presentan a continuación:
Cuadro 6. Likelihood Ratio Test para la estructura óptima de rezagos
Cantidad de rezagos
LRT
Valor Crítico al 10% de significatividad
7
6
5
13,6
35,5
34,38
34,38
- 19 -
Como puede observarse, el Likelihood Ratio Test, al igual que el criterio de Akaike, nos indica que el
número óptimo de rezagos es 6. La diferencia entre este resultado y el que nos brindara el criterio de
Schwarz esta íntimamente ligada a la excesiva penalización que este último criterio impone a la pérdida de
grados de libertad26.
Habiendo determinado la estructura óptima de rezagos, y sabiendo que para la misma existen 3 vectores
de cointegración linealmente independientes27, podemos obtener los parámetros que utilizaremos para el
cálculo del TCR de equilibrio (que, al ser estimados en un sistema de ecuaciones que permite la
endogeneidad de los fundamentales del TCR, evitan el problema de inconsistencia que se derivaba de la
estimación uniecuacional de los mismos)28.
7 Estimación del Tipo de Cambio Real de Equilibrio en base a los
fundamentales. Una metodología con vectores autorregresivos que incluyen
mecanismos de correción de errores (VECM).
Una vez estimados los parámetros consistentemente 29, tomando ciertos procedimientos de la metodología
desarrollada por Edwards (1989), podemos hallar una serie del Tipo de Cambio Real de equilibrio en el
mediano plazo.
Más precisamente, habiendo hallado las relaciones de corto y largo plazo entre el TCR y su fundamentales,
eliminamos las series reales que utilizamos para la estimación y las reemplazamos por los valores
“autosostenibles en el mediano plazo”.
Estos valores, a difrerencia de los valores de equilibrio ad-hoc que utilizaba Edwards en el reemplazo,
evitan las decisiones discrecionales acerca “del valor de equilibrio” en el mediano plazo para cada una de
las variables incluídas en el sistema.
Seleccionar los valores autosostenibles de mediano plazo a suscitado cierta controversia. Baffes, Elbadawi
y O´Connell (1997) utilizan las tendencias estocásticas como obtenidas a partir del procedimiento de
Beveridge y Nelson (1981) o medias móviles de 5 años y tendencias determinísticas lineales, verificando
leves diferencias entre los resultados obtenidos.
En otros trabajo recientes, Jiménez (1997) y Arena y Tuesta (1998) utiliza las tendencias estocásticas
suavizadas obtenidas a partir del filtro Hodrick-Prescott (1980) para estimar los valores de equilibrio de la
variable a estimar (en nuestro caso el TCR bilateral).
Dadas estas alternativas, para comprobar la robustez de los resultados en la estimación del Tipo de
Cambio Real Bilateral de equilibrio en el mediano plazo, estimamos el mismo a partir de los valores
Hodrick-.Prescott y luego reiteramos la estimación tomando medias móviles de 3 años para cada una de
las variables incluídas en el sistema.
A continuación, presentamos la series estimadas para el TCR Bilateral de equilibrio en el mediano plazo
con las dos metodologías de reemplazo especificadas:
Cuadro 7. Cálculo del TCR bilateral de equilibrio a partir de sus fundamentales.
Año
80
81
82
83
84
85
86
87
88
89
log. TCR eq HP log. TCR eq M.M.
4,309
4,700
5,067
5,260
5,371
5,412
5,405
5,363
5,270
5,062
- 20 -
ND
ND
ND
4,919
5,309
5,401
5,320
5,231
5,229
5,261
90
91
92
93
94
95
96
97
4,805
4,830
4,577
4,401
4,303
4,264
4,254
4,261
5,304
5,325
4,867
4,426
4,277
4,242
4,240
4,257
Restando de la serie real los valores de equilibrio estimados podemos calcular la sub-sobrevaluación
existente en cada momento del tiempo en el Tipo de Cambio Real. El siguiente gráfico nos muestra dicha
información:
Gráfico 10.
Desvíos apreciados del TCR bilateral con respecto a su valor de equilibrio calculado en base a sus
fundamentales.
100,0%
Des ví os VE CM (fundamentales en HP )
Des ví o VE CM (fundamentales en M.M.)
50,0%
0,0%
-50,0%
-100,0%
I/80
I/81
I/82
I/83
I/84
I/85
I/86
I/87
I/88
I/89
I/90
I/91
I/92
I/93
I/94
I/95
I/96
I/97
7.1 Análisis de los desvíos entre el TCR de equilibrio obtenido a partir de los fundamentales
y el efectivamente observado.
El análisis de los desvíos del TCRB observado respecto al TCR de equilibrio sostenible presenta
importantes características comunes tanto al cálculo utilizando promedios móviles como al que utiliza la
tendencia HP.
En ambas versiones resalta el fuerte aumento de los desvíos positivos y negativos asociado con las
hiperinflaciones y con la estabilización exitosa. O sea que la aceleración inflacionaria está asociada con la
depreciación del TCR y la abrupta reducción de la inflación con la apreciación inicial.
Vemos también que, como regla general, los desvíos del TCR con respecto al equilibrio son más acotados
cuando usamos las tendencias HP para los fundamentales30. El motivo de esto es que el HP tiende a filtrar
(a penalizar más) los ciclos de corta duración. Ver caso primer trimestre de 1991.
Podemos establecer siete períodos claramente diferenciados.
El primero corresponde a la apreciación del período Martínez de Hoz. Como se puede apreciar el TCR
observado se encuentra un 47% por “arriba” de su nivel de equilibrio. Esta apreciación es la mayor para
toda la muestra31 , por lo tanto superior a la registrada al inicio de la convertibilidad.
El segundo período 1982-84 corresponde a la debacle del gobierno militar y al período Grispum en el inicio
de la administración Alfonsín. La característica fundamental es la depreciación real del TCR observado
cuyo máximo (53%) corresponde a la guerra de Malvinas.
- 21 -
El período siguiente va del segundo trimestre de 1984 al primero de 1987. El hecho económico más
relevante es la implementación del Plan Austral que logró una estabilización transitoria de las variables
nominales y que muestra un período de cierta estabilidad del TCR entorno al equilibrio. Hacia fines de 1986
durante la vigencia de un régimen de cambio fijo se produce una apreciación del 30% (relevante si se
piensa en un período de restricción financiera externa) que es corregida mediante una devaluación.
El período abarca desde el cuarto trimestre de 1987 y todo el año 1988 y marca otro período de
depreciación abrupta que luego tiende a un nivel de equilibrio. Este período esta asociado con el intento
estabilizador conocido como el Plan Primavera.
El siguiente lapso relevante en los desvíos es el 1989-90. Homogéneamente con respecto a ambas formas
de cálculo se capta una depreciación abrupta 112% respecto al equilibrio, de este aumento un 90% ocurrió
en un solo trimestre. El TCR vuelve al equilibrio más rápido en el calculo del equilibrio con las medias que
en el cálculo con las tendencia HP. (segundo trimestre de 1990 contra cuarto trimestre de 1990).
Entre el 90 y 1994 se observa un largo período de apreciación del TCR (17 trimestres consecutivos) donde
la mayor apreciación se da en el trimestre anterior al inicio de la convertibilidad (36% respecto al equilibrio
HP y 88% respecto al equilibrio con medias móviles). El ciclo de esta apreciación es muy asimétrico ya que
llega al mínimo valor en tres trimestres. A partir de allí se pone en movimiento un proceso de corrección
que lleva a que en el tercer trimestre de 1994 se arribe al equilibrio. Esta convergencia proviene
fundamentalmente de la apreciación del TCR de equilibrio en sus dos alternativas.
El último período relevante para la muestra es el que se inicia a partir del tequila que muestra al TCR
observado establemente en un entorno del equilibrio con una depreciación del 6%. En el indicador de
medias móviles vemos que la depreciación máxima se alcanzó en el tercer trimestre de 1996 y desde allí
ha comenzado un proceso de apreciación.
8. Sintesis, Conclusiones y Futuras Extensiones
En el análisis realizado se ha visto que el TCR cambia según las distintas definiciones que se apliquen.
Sobre todo en el período inflacionario donde por largos lapsos los TCRs discrepan ampliamente. La
estabilidad trajo una convergencia relativa y la reducción de las volatilidades. Pero, aún así, en la misma
convertibilidad hay fuertes discrepancias entre los TCRs. Cuando pasamos del bilateral al multilateral
vemos que en los ochenta el TCB era mayor que el TCRM, pero en los noventa esa relación se revierte.
Aquí juega un rol preponderante el mayor peso de Brasil como comprador externo y, por tanto, la mayor
ponderación que tiene este tipo de cambio bilateral en el multilateral. La evolución del TCRM es importante,
sobre todo cuando se piensa en sistemas cambiarios relacionados con una canasta de monedas como una
forma de desacoplar a la economía argentina de la suerte de una única moneda.
Un aspecto relevante del análisis del TCR pasa por su caracterización como serie estacionaria pero en
torno a una tendencia. Esto estaría mostrando que los shocks tienen un efecto permanente sobre la
variable. En términos de la política económica significa que la variable no vuelve al viejo equilibrio luego de
un shock, por lo tanto, podrían ser adecuadas medidas que aceleren el ajuste de la economía. Si la variable
fuese I(0) en torno a una constante se podría suponer que la misma vuelve a su media anterior
automáticamente, o sea la economía tiene mecanismos correctores (salvo que se pruebe que este
comportamiento es obra de la política económica).
Resulta evidente del estudio que el TCR de equilibrio en el mediano plazo está afectado por la secuencia
de shocks que ocurren. Debería estarlo solo por los permanentes pero identificar el tipo de shock es dificil
cuando ocurre y esto es un problema para el diseñador de políticas que desea saber ex-ante si el equilibrio
cambió. Por ejemplo, ante un shock externo negativo como el de 1997-98 se genera un cambio de precios
relativos, ¿es el shock permanente o transitorio?, ¿debe la estructura económica adaptarse o no al nuevo
vector de precios relativos o es mejor compensarlo con políticas económicas ante la presunción de que sea
transitorio?
- 22 -
De los TCR bilaterales de equilibrio construidos con el VECM, tanto su versión HP como con medias
móviles, vemos que se pueden definir claramente dos tipos de TCR de equilibrio uno para el período 82–90
y otro, significativamente inferior, para el período 91-97. La existencia de distintos niveles de equilibrio es
una contradicción a las predicciones el modelo de la PPA que sostiene que el TCR oscila en torno a un
único valor de equilibrio. Porqué se diferencian y de qué depende que permanezca esa diferencia parece
depender, sobre todo en el caso argentino, del acceso o no al mercado financiero internacional.
Cuando comparamos los desvíos del TCR bilateral observado respecto al criterio de PPA32 con aquellos
obtenidos respecto al valor de equilibrio en base a los fundamentales (variante HP), podemos apreciar
importantes diferencias.
Gráfico 11.
Análisis comparativo de los desvíos calculados a partir de la PPA y de los Fundamentales
200,00%
150,00%
Des ví o VE CM (fundamentales en HP )
Des ví o P P A(prom 85-86=equilibrio)
100,00%
50,00%
0,00%
-50,00%
-100,00%
I/80
I/81
I/82
I/83
I/84
I/85
I/86
I/87
I/88
I/89
I/90
I/91
I/92
I/93
I/94
I/95
I/96
I/97
El desvío PPA presenta valores extremos mayores tanto en las apreciaciones como en las depreciaciones.
Para el total de la muestra notamos dos períodos claramente definidos, siendo el punto diferenciador el
inicio de la Convertibilidad.
En la primera etapa, observamos que ambos desvíos tienen un comportamiento positivo y altamente
correlacionado (el coeficiente de correlación entre las dos series es 0.81 en 1980:I-1991:I).
A partir de 1991 las dos teorías nos dan un resultado contrapuesto a partir de un comportamiento
marcadamente antagónico (coeficiente de correlación igual a -0.77 en el período 1991:II-1997:IV). Mientras
que según el método de la PPA el TCR bilateral (deflactado por IPC) ha estado en el período alrededor de
un 60% por debajo de su valor de equilibrio, según el método de equilibrio en base a los fundamentales, la
apreciación se ha ido paulatinamente corrigiendo entre 1991 y 1994, para estabilizarse en torno a una leve
depreciación del 5%.
Lo que puede apreciarse es que en períodos de alta inflación, donde las variables nominales ejercen una
gran influencia sobre el comportamiento del TCR, el enfoque de la PPA no pareciera diverger
significativmente del enfoque de los fundamentales. Sin embargo, cuando la volatilidad de las variables
nominales deja de tener un rol preponderante33, entran en juego las variables reales como determinantes
del equilibrio. Esto se deduce de que la creciente discrepancia entre la PPA y el enfoque de los
fundamentales (observada desde el inicio de los ´90) se debe a la apreciación en el TCR de equilibrio que
sólo capta este último.
Dicha apreciación está asociada con 1) el fuerte incremento de la productividad argentina respecto a la de
EEUU, 2) el aumento en la demanda por saldos reales que, dentro del esquema de tipo de cambio fijo, se
asoció a que el influjo de capitales no haya tenido efectos inflacionarios y 3) la paulatina mejoría en los
términos de intercambio que se observó desde 1991 hasta la crisis asiática y que redujo el nivel del TCR
necesario para mantener el equilibrio34. El siguiente gráfico muestran el cambio en el comportamiento de
estos tres fundamentales en el período analizado (80-97).
- 23 -
Gráfico 12
3
2
1
0
-1
-2
80
82
84
86
88
90
Tend. HP Prod. Relativa
Tend. HP M1 Real
92
94
96
Tend. HP Térm. Intercambio
Por lo tanto, podríamos concluir que para analizar el equilibrio del TCR, un esquema de evaluación basado
en el enfoque de los fundamentales resulta superior a la PPA cuando analizamos economías nominalmente
estables.
Si bien como aporte metodológico la conclusión resulta sólida es convenieste interrogarse sobre las
caracteristicas del nivel de equilibrio observado. Las variables elegidas son similares a las de la mayoría de
los trabajos sobre tipo de cambio real aún cuando en nuestro caso hemos realizado la estimación en base
a un criterio de endogeneidad de las variables que determinan y son afectadas por el TCR. La pregunta
ante el resultado obtenido para el período más reciente es si es posible afirmar que estamos en equilibrio
interno y externo existiendo una tasa de desocupacion del 13-15%. Sin afan de completitud se pueden
ensayar algunas respuestas como las siguientes. Una es que el TCR no tenga una fuerte relación con el
mercado laboral y, por lo tanto, distintos niveles de equilibrio en el TCR no afecten a la demanda u oferta
de trabajo al ser la economía argentina relativamente poco abierta. Esto se asentaría en la idea que
estando el TCR en un entorno del equilibrio del 5% desde 1994 la desocupación ha pasado desde el 10%
al 14% con picos del 16%. Otra alternativa, la más probable a nuestro criterio, es que en los modelos de
base para el equilibrio de los fundamentales no esten suficientemente desarrollados los problemas de
equilibrio interno.
“El tipo de cambio real de equilibrio es aquel precio relativo de transables a no transables que, para
unos valores sostenibles dados (de equilibrio) de otras variables relevantes – tales como impuestos,
precios internacionales y tecnología- produzca simultáneamente el equilibrio interno y externo. El
equilibrio interno significa que el mercado de bienes no transables se limpia en el período en curso y
se espera que se mantenga equilibrado en períodos futuros. En esta definición del tipo de cambio
real de equilibrio está implícito que el equilibrio ocurre a su nivel natural.”
Edwards (1989).
El problema es asumir como equilibrio interno aquel en el mecado de no transables que iguala oferta y
demanda y que, en realidad, podría ser compatible con distintos niveles de desocupación si salimos del
supuesto de mercados que ajustan plenamente y asumimos imperfecciones que obstaculizan este proceso.
Se requiere incorporar con mayor relevancia en los fundamentales de los modelos de TCR de equilibrio a la
tasa de desocupación y, por ende, utilizar directamente esta variable en el VECM. En otras palabras la idea
es trabajar en los modelos teóricos con las imperfecciones que impiden un equilibrio en el mercado de
trabajo.
Lo que se observa en el caso argentino es que la determinación del TCR de equilibrio parece ser
independiente del desequilibrio en el mercado laboral lo que no quiere decir que no afecte dicho mercado.
Una hipótesis a verificar sería que el TCR puede inducir desequilibrios que la economía tarda en ajustar y
ese desequilibrio no retroalimenta al TCR porque hay otros determinantes que contrarrestan ese efecto.
Por ejemplo, un crecimiento en los términos de intercambio o un cambio en las expectativas de los
inversores internacionales respecto al país mantiene un TCR de equilibrio superior al requerido si solo
- 24 -
primara la necesidad de equilibrar el mercado laboral. O sea el shock positivo externo oculta al
desequilibrio interno, eso sumado al TC nominal fijo, la insuficiente flexibilidad de los precios internos y la
imposibilidad práctica de reasignar la mano de obra no permiten el ajuste vía retroalimentación.
Este problema requiere futuros análisis de los encadenamientos entre mercado laboral, integración a la
economía internacional y TCR.
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- 27 -
10. Anexo I. Test de Raíces Unitarias del Tipo de Cambio Real Bilateral y sus
fundamentales. (Test Dickey Fuller Aumentado).
N iveles
Varia b le
C o n su m o / P B I 2 ) α Y
3) α Y
r
å ∞ .α Y
t
t
Ζ ← Η ° .Y t ϑ 1 Η
Ζ ° .Y t ϑ 1 Η
r
å
iΖ1
i Ζ1
r
å
2) αY
3) α Y
t
t
Ζ ← Η ° .Y t ϑ 1 Η
Ζ ° .Y t ϑ 1 Η
r
å
iΖ1
∞ .α Y T
3) α Y
t
t
Ζ ← Η ° .Y t ϑ 1 Η
Ζ ° .Y t ϑ 1 Η
r
å
iΖ1
2) αY
3) α Y
i Ζ1
r
å
t
t
Ζ ← Η ° .Y t ϑ 1 Η
Ζ ° .Y t ϑ 1 Η
r
å
iΖ1
2) αY
3) α Y
t
Ζ ← Η ° .Y t ϑ 1 Η
t
Ζ ° .Y t ϑ 1 Η
r
å
iΖ1
∞ .α Y T
2) αY
3) α Y
t
Ζ ← Η ° .Y t ϑ 1 Η
t
Ζ ° .Y t ϑ 1 Η
r
å
iΖ1
V alo r
C rítico al
5% d e
sig n .
Η ⁄t
6
-2,75
-3,48
N o c orresponde
I (1)
Η ⁄
6
-1,96
-2,91
N o c orresponde
I (1)
5
-0,47
-1,95
N o c orresponde
I (1)
Η ⁄t
6
-1,11
-3,48
N o c orresponde
I (1)
Η ⁄
6
-1,79
-2,91
N o c orresponde
I (1)
6
-2,01
-1,95
5
-2,71
-1,95
I (0)*
Η ⁄t
1
-3,97
-3,47
1
-9,85
-3,47
I (0)*
Η ⁄
1
-3,40
-2,90
1
-9,90
-2,90
I (0)*
2) αY
3) α Y
t
Ζ ← Η ° .Y t ϑ 1 Η
t
Ζ ° .Y t ϑ 1 Η
r
å
iΖ1
Η ⁄
å ∞ .α Y
T ϑ1
i Ζ1
r
å
∞ .α Y T
i Ζ1
∞ .α Y T
ϑ1
ϑ1
Η ⁄
r
å ∞ .α Y
i Ζ1
r
å
T ϑ1
∞ .α Y T
i Ζ1
∞ .α Y T
ϑ1
ϑ1
å ∞ .α Y
T ϑ1
i Ζ1
r
å
∞ .α Y T
i Ζ1
∞ .α Y T
ϑ1
ϑ1
r
i Ζ1
r
å
T ϑ1
∞ .α Y T
i Ζ1
∞ .α Y T
ϑ1
ϑ1
r
i Ζ1
r
å
i Ζ1
T ϑ1
∞ .α Y T
∞ .α Y T
ϑ1
ϑ1
V alo r
C rítico al
5% d e
sig n .
Orden d e
Integ.
N o c orresponde
N /C
3
-1,58
-3,48
N o c orresponde
I (1)
Η ⁄
3
-2,63
-2,90
N o c orresponde
I (1)
N o c orresponde
N /C
N o c orres ponde
Η ⁄t
2
-1,91
-3,47
N o c orresponde
I (1)
Η ⁄
2
-1,98
-2,90
N o c orresponde
I (1)
2
-0,11
-1,95
N o c orresponde
I (1)
3
-1,18
-3,48
N o c orresponde
I (1)
N o c orres ponde
N o c orresponde
N /C
N o c oresponde
N o c oresponde
N /C
Η ⁄t
Η ⁄
Η ⁄
å ∞ .αY
A DF
Η ⁄t
Η ⁄
å ∞ .α Y
N úm ero
Op tim o d e
R ez ago s
N o c orres ponde
Η ⁄
r
1) α Y t Ζ ← Η ∼ T Η ° .Y t ϑ 1 Η
TCRB
ϑ1
ϑ1
r
1 ) α Y t Ζ ← Η ∼ T Η ° .Y t ϑ 1 Η
TCN
T ϑ1
∞ .α Y T
i Ζ1
1 ) α Y t Ζ ← Η ∼ T Η ° .Y t ϑ 1 Η
M 1 R eal
A DF
Η ⁄
å ∞ .αY
1 ) α Y t Ζ ← Η ∼ T Η ° .Y t ϑ 1 Η
T erm d e In t.
ϑ1
ϑ1
r
1 ) α Y t Ζ ← Η ∼ T Η ° .Y t ϑ 1 Η
F lu jo d e C ap . /
2) αY
PBI
T ϑ1
∞ .α Y T
i Ζ1
1) α Y t Ζ ← Η ∼ T Η ° .Y t ϑ 1 Η
P ro d u ctivid ad
R elativa
N úm ero
Op tim o de
R ez ago s
E structura de la ecuació n
1 ) α Y t Ζ ← Η ∼ T Η ° .Y t ϑ 1 Η
1era. D iferen cia
Η ⁄t
2
Η ⁄
Η ⁄
-3,52
1
-5,51
-3,47
I (0) *
N o c oresponde
N o c oresponde
N /C
N o c orres ponde
N o c orresponde
N /C
* S i el valor c rític o s e tom a al 1% de s ignificatividad, no s e puede rechazar que s ea I (1).
- 28 -
-3,47
11. Anexo II. Test de Cointegración Multivariada (basado en el máximo valor
característico) de las variables incluidas en el bloque marginal
Estrutura de término
de corrección de
errores (en todos
incluye constante)
7 Lags sin Tendencia
7 Lags con Tendencia
6 Lags sin Tendencia
6 Lags con Tendencia
5 Lags sin Tendencia
5 Lags con Tendencia
Nº de Vect. De
Coint.
Linealmente EIGENVALUE
independientes
hipotetizados
0
1
2
3
4
0
1
2
3
4
0
1
2
3
4
0
1
2
3
4
0
1
2
3
4
0
1
2
3
4
0,66
0,48
0,21
0,06
0,03
0,67
0,64
0,47
0,2
0,05
0,61
0,47
0,23
0,14
0
0,64
0,61
0,44
0,22
0,01
0,64
0,43
0,26
0,05
0,01
0,69
0,45
0,38
0,26
0,03
1
Likelihood
Ratio
observado
132,00
62,50
20,50
5,49
1,83
194
124
58,4
17,8
3
129
67,7
27,1
10,4
0,18
183
116
54,5
16,8
0,37
128
61,2
24,2
4,05
0,79
169
92,5
53,3
21,8
2,19
Número de
vectores de
Valor Crítico al
cointegración
5% de
linealmente
Significatividad
independientes
confirmados al 5%
de significatividad
68,52
47,21
2
29,68
15,41
3,76
87,31
62,99
3
42,44
25,32
12,25
68,52
47,21
2
29,68
15,41
3,76
87,31
62,99
3
42,44
25,32
12,25
68,52
47,21
2
29,68
15,41
3,76
87,31
62,99
3
42,44
25,32
12,25
Estos son: Brasil (Real), China y Japón (Yen), Unión Europea (Marco alemán), Chile (Peso chileno) y Resto del Mundo (Dólar
estadounidense).
2
Ver Carrera, J., Féliz, M. y Panigo, D. (1998) para una discusión sobre la forma de cálculo de la misma.
3
Extensamente desarrollada en Dornbush (1992)
4
Ver Meese y Rogoff (1983), Cambell y Clarida (1987), Meese y Rogoff (1988), Edison y Pauls (1993), Clarida y Gali (1994),
Sarantis (1994), Cushman, Lee y Thorgeirsson (1995).
5
Ver Huizanga (1987), Baxter (1994), Clarida y Gali (1994).
6
Ver Lastrapes (1992), y Evans y Lothian (1993).
7
Edwards (1989) y Reppeto (1992).
8
Inicialmente, ya que a partir de diversos tests depuraremos el mismo en busca de la mayor parcimoniocidad posible, eliminando
las variables de bajo poder explicativo.
9
La variable movimiento de capitales MCAP no fue logaritmizada debido a que presenta valores negativos. Par poder comparar las
expresiones se transformó la serie expresándola en relación al PBI.
10
Para una descripción de la metodología ver Carrera, Féliz y Panigo (1996).
11
Ver Engle, Hendry y Richard (1983) y Geweke (1984).
12
Una interesante discusión de los diferentes conceptos de exogeneidad pueden encontrarse en Darnell (1994)
- 29 -
13
En palabras de Harvey (1981): “The explanatory variables may be treated as though they are fixed in repeated samples, even
though they may be generated by a stochastic mechanism in the same way as yt. If this condition is satisfied, the explanatory
variables are said to be weakly exogenous”.
14
Definido como test de precedencia temporal a partir del trabajo desarrollado por Leamer (1985).
15
Que podría ser tratado como exógeno si se acepta la no precedencia temporal del TCR con una probabilidad de error mayor al
25%.
16
Para analizar el problema de sub-identificación en los modelos VAR consultar Enders (1995), Hamilton (1994) o a Carrera, Feliz y
Panigo (1998) para una aplicación al caso Argentino.
17
Ver Dickey y Fuller (1979 y 1981) o Charemza y Deadman (1992).
18
Desarrollado en Akaike (1973).
19
Dato que confirma los resultados obtenidos en la sección 4.2: Se rechaza la existencia de estacionariedad en media del TCR.
20
Ver Moreira, Fiorencio y Lopez (1997).
21
Un análisis formal del LRT puede encontrarse en Hamilton (1994), mientras que una visión más intuitiva se detalla en Darnell
(1994).
22
La utilización del Likelihood Ratio Test para este tipo de hipótesis se encuentra restringida a que los modelos más parsimoniosos
que se comparan con el modelo irrestricto inicial estén anidados (nested), es decir que las variables incluidas en el modelo restricto
también los estén en el irrestricto. Por ejemplo: con esta metodología se puede comparar el poder explicativo y la parsimoniosidad
de un modelo que contenga a las variables X, Y y Z en relación a otro que solamente contenga a X y a Y. Pero no pueden
compararse uno que incluya a X y a Y con otro que este compuesto por X y Z. Para este tipo de comparaciones (entre non nested
models) se deben utilizar los test derivados del “Ordering Dominance Criterion” tales como el Likelihood Dominance Criterion de
Pollack y Wales (1991) que se encuentra simplemente desarrollado en Amisano y Gianninni (1997).
23
Cuyo procedimiento se encuentra descripto en Granger (1983), Granger y Weis (1983), Granger y Engle (1985), y que fuera
luego generalizado para un número finito de vectores de cointegración en Johansen (1988).
24
Descripto de manera precisa y amigable en Johansen (1995).
25
Ver Quantitative Micro Software (1996).
26
Tanto el criterio de Akaike como el de Schwarz son funciones de pérdida a minimizar que ponderan conjuntamente los grados de
libertad y el poder explicativo. La principal diferencia entre los mismos radica en el factor de ponderación de cada argumento. Así,
sabiendo que el criterio de Schwarz penaliza severamente a la pérdida en los grados de libertad, no resultan demasiado llamativos
los diferentes resultados encontrados. Para un análisis detallado ver Hamilton (1994).
27
Resultado que, recordamos, puede verificarse en el Anexo II del test de cointegración realizado para las variables incluidas en el
bloque marginal de estimación.
28
Por una cuestión de espacio, los test de normalidad, autocorrelación y heterocedasticidad de cada los errores de cada una de las
variables estimadas en el VECM no han sido incluidos en la presente edición y pueden ser solicitados a los autores.
29
A partir de la expresión más parsimoniosa posible que se adecuó a la función de distribución conjunta de las variables incluídas
en el bloque marginal.
30
El desvío estándar de la serie de desvíos respecto al equilibrio es 26% contra 38% en el caso de medias móviles.
31
El cálculo del TCR de equilibrio con medias móviles no posible para los primeros 11 trimestres de la muestra.
32
Se tomó como período de referencia para calcular el equilibrio el período 85-86. Buscaglia (1997) presenta una estimación del
producto interno de paridad internacional en U$ donde justifica ampliamente tomar el año 1986 como base para la comparación.
33
Ver CACES (1998).
34
Respecto a este último factor, el ostensible deterioro que se observa en los términos de intercambio en 1997-98, y que parece
duradero según el consenso de las proyecciones, nos indica que el TCR de equilibrio se estaría depreciando, incluso a pesar de los
índices negativos de inflación que presenta la economía argentina. Dicho en otras palabras, ante fuertes caídas en los términos de
intercambio para compensar el cambio que podría ocurrir en el equilibrio, se requerirán ingentes incrementos de la productividad
relativa o un fuerte salto en la demanda por saldos reales. Al margen de lo que ocurre con el TCR de equilibrio, con un sistema de
cambio fijo, adicionalmente, se requiere una fuerte flexibilidad nominal de salarios y precios para modificar el TCR.
- 30 -