TIPO DE CAMBIO REAL, EXPECTATIVAS Y CICLO ECONÓMICO EN VENEZUELA
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Banco Central de Venezuela
Colección Economía y Finanzas
Serie Documentos de Trabajo
TIPO DE CAMBIO
REAL, EXPECTATIVAS
Y CICLO
ECONÓMICO
EN VENEZUELA
MIGUEL DORTA*
FRANCISCO SÁEZ**
HAROLD ZAVARCE***
[Nº 72]
septiembre, 2006
*mdorta@bcv.org.ve, **fransaez@bcv.org.ve, ***hzavarce @bcv.org.ve
Las ideas y opiniones contenidas en este documento son de la exclusiva
responsabilidad de los autores y no necesariamente coinciden
con las del Banco Central de Venezuela.© Banco Central de Venezuela, Caracas, 2006 Gerencia de Investigaciones Económicas Producción editorial Gerencia de Comunicaciones Institucionales Departamento de Publicaciones Torre Financiera, piso 14, ala sur. Avenida Urdaneta, esquina de Las Carmelitas Caracas 1010 Teléfonos: 801.8075 / 801.8063 Fax: 801.87.06 scaula@bcv.org.ve http: //www.bcv.org.ve Las opiniones y análisis que aparecen en la Serie Documentos de Trabajo son responsabilidad de los autores y no necesariamente coinciden con las del Banco Central de Venezuela. Se permite la reproducción parcial o total siempre que se mencione la fuente y no se modifique la información.
ÍNDICE
INTRODUCCIÓN ........................................................................................ 9
1. EVIDENCIA EMPÍRICA DEL EFECTO DE LAS
DEVALUACIONES EN LA ACTIVIDAD ECONÓMICA ................ 12
2. HECHOS E IDEAS ............................................................................ 14
3. METODOLOGÍA ECONOMÉTRICA ............................................... 19
4. REGRESIÓN ROBUSTA LOCAL PONDERADA. ............................ 21
5. UNA HISTORIA ECONOMÉTRICA ................................................ 23
6. UNA HISTORIA SOBRE EL CONSUMO ......................................... 29
7. UN MODELO SIMPLE ..................................................................... 33
8. EL EQUILIBRIO Y LOS DESPLAZAMIENTOS DE LAS
CURVAS DE DEMARCACIÓN ........................................................ 38
9. CHOQUES, DINÁMICA DE LA INVERSIÓN Y CICLOS ............... 40
9.1 Efectos de una apreciación inesperada en el tipo de cambio real ...... 40
9.2 Efectos de una apreciación esperada en el tipo de cambio real ........ 42
9.3 Efectos de una apreciación temporal en el tipo de cambio real ......... 44
CONCLUSIONES ....................................................................................... 46
BIBLIOGRAFÍA .......................................................................................... 48
APÉNDICE 1. .............................................................................................. 52
APÉNDICE 2. .............................................................................................. 53
SERIE DOCUMENTOS DE TRABAJO ...................................................... 56Resumen En este trabajo se presenta evidencia que relaciona el comportamiento cíclico de la inversión y el producto con las variaciones pendientes del tipo de cambio real. Se argumenta, que éstas a su vez están estrechamente relacionadas con el precio esperado de los precios del petróleo. Se estudia la pertinencia de estos vínculos, utilizando técnicas de regresión robusta y se presentan algunas relaciones teóricas que podrían contribuir a entender la presencia de estos hechos estilizados en el caso de Venezuela. Palabras clave: ciclos, tipo de cambio real, expectativas Clasificación JEL: E32, F47, Q33
INTRODUCCCIÓN
Este artículo pretende mostrar ciertas regularidades empíricas del com-
portamiento de las fluctuaciones en Venezuela explorando, al mismo
tiempo, algunas posibilidades teóricas que pudieran ayudar a com-
prender el origen de dichas relaciones. En particular, se muestra como
simples predicciones del tipo de cambio real basadas en los ingresos
petroleros están altamente correlacionadas con las decisiones de in-
versión privada. Finalmente, una combinación lineal de las prediccio-
nes de esta última variable se correlacionan de manera muy importan-
te con la actividad económica.
Mucha de la literatura que vincula crecimiento económico con el com-
portamiento del tipo de cambio real parece indicar que las
subvaluaciones del tipo de cambio se asocian con una mayor tasa de
crecimiento económico, al tiempo que los desalineamientos podrían
inducir pérdidas de competitividad en el sector exportador afectando
así el crecimiento económico (Dollar, 1992, Ghura y Grennes, 1992,
Razin y Collins, 1997, Sekkat y Varoudakis, 1998). Por su parte, la
evidencia sobre procesos de acelerado crecimiento también indica
que la presencia de estos eventos está correlacionada con deprecia-
ciones del tipo de cambio real (Hausmann, Pritchett y Rodrick, 2004).
Para Venezuela, la evidencia de la relación entre dichas variables pue-
de encontrarse en Dorta, Álvarez y Bello, (2002) y en Arreaza, Blanco
y Dorta, (2003). Pero más allá del tradicional estímulo que la depre-
ciación del tipo de cambio real pudiese generar en el sector transables
es posible encontrar argumentos alternativos para racionalizar la rela-
ción entre los desalineamientos del tipo de cambio real y el ciclo de
los negocios.
En términos muy simplificados los vínculos que se presentan en este
artículo sugieren que el origen de las fluctuaciones en Venezuela po-
dría estar en la forma como las predicciones de ingresos petroleros,
afectan a la ecuación de arbitraje y, por esa vía, las decisiones de
9inversión. La senda prevista de inversión, a su vez, afectaría la activi-
dad económica presente. En este artículo se sugieren algunas relacio-
nes teóricas que podrían contribuir a comprender el origen de estas
relaciones, sin embargo, el modelo empírico presentado en este
artículo no responde a una especificación teórica, sino que por el
contrario, son los hechos estilizados los que conducen a la discusión
del posible espectro de respuestas.
Parte de la evidencia presentada en este artículo coincide con la hipó-
tesis Balasssa-Samuelson al establecer una estrecha relación entre el
nivel de ingreso per cápita y el nivel de precios relativos (internos y
externos). En este trabajo se estudia la relevancia de tales relaciones
pero desde una perspectiva forward looking. La idea es que el motor
principal del ciclo de los negocios en Venezuela podría estar en el
comportamiento de la inversión privada. Esta, se determinaría en fun-
ción de los precios relativos esperados entre los bienes internos y
externos, los cuales finalmente en una economía petrolera, dependen
de la productividad relativa del sector de enclave.
Bajo este enfoque un incremento esperado de los ingresos petroleros,
hace prever incrementos de demanda que se trasladan al comporta-
miento de los precios internos (sobre todo en el caso de bienes no
transables). Dado un determinado comportamiento esperado del tipo
de cambio nominal (básicamente tipo de cambio fijo con ajustes dis-
cretos durante los períodos de colapsos) los agentes económicos
pueden prever el comportamiento del tipo de cambio real. Esta última
variable es fundamental para predecir el comportamiento de la tasa de
beneficios en la medida en que una mayor apreciación refleja mayores
precios de los productos finales (precios internos) en relación a los
bienes importados (básicamente bienes de consumo intermedio y/o
capital).
De esta forma sólo se necesitaría información acerca de tres variables
relevantes en la toma de decisiones de inversión. (1) Los ingresos
petroleros: que determinan el comportamiento de la demanda agrega-
10da y los precios internos. (2) El tipo de cambio nominal; que reflejaría
las políticas del Banco Central en materia de reservas internacionales,
así como los efectos de posibles ataques especulativos contra la mo-
neda (3) Los precios externos; que, conjuntamente con el tipo de
cambio nominal, servirían para predecir la evolución futura de los
costos de los insumos importados. Note que, al igual que en un mo-
delo keynesiano tradicional, la inversión es la variable fundamental en
la determinación del ciclo económico, pero al estar ligadas las expec-
tativas de ganancia al comportamiento de la productividad este enfo-
que también se acerca a los modelos de Real Business Cycle.
En la segunda parte de este artículo se explora la relación entre tipo de
cambio real e inversión y se analiza el comportamiento de la senda de
ajuste ante shocks previstos e imprevistos del tipo de cambio real.
Para ello se presentan varios modelos muy estilizados para una pe-
queña economía abierta. En el primero de ellos el tipo de cambio real
se define simplemente como la relación de precios entre un único bien
de consumo producido internamente y los precios de los bienes de
capital, que se ofrecen elásticamente en el mercado internacional. Se
muestra como un shock sobre el tipo de cambio real podría generar
una senda de auge recesión o simplemente, una disminución paulatina
de la tasa de inversión hasta que el efecto del shock desaparece.
Un segundo modelo teórico evidencia que variaciones del tipo de
cambio real de equilibrio no son sino variaciones en la productividad
de los sectores productores de bienes de consumo (no transables en
el modelo) y de inversión (petróleo). De esta forma un incremento
esperado de los ingresos petroleros es equivalente a una apreciación
esperada y a un incremento de los beneficios futuros. Cabe destacar
que las conclusiones teóricas son de carácter preliminar y sólo pre-
tenden ilustrar aspectos que pueden ser relevantes en la especifica-
ción de modelos de equilibrio general que intenten dar respuesta a los
fenómenos cíclicos en el caso de la economía venezolana.
11El artículo se organiza como sigue. En la primera parte se muestran
los hechos estilizados que relacionan producto no petrolero con in-
versión privada, en segundo lugar se muestran los vínculos entre in-
versión privada y tipo de cambio real y finalmente, tipo de cambio
real con ingresos petroleros. En la segunda sección se cuenta una
‘historia econométrica’ que relaciona estas variables, si las ecuaciones
representan relaciones de dependencia que se podrían obtener a par-
tir de un pequeño modelo macroeconómico de expectativas raciona-
les. En la tercera sección se muestra cómo un modelo simple de in-
versión con costes de ajuste para una pequeña economía abierta po-
dría contribuir a entender la naturaleza de las relaciones empíricas.
Finalmente la quinta sección se dedica a las conclusiones.
Evidencia empírica del efecto de las devaluaciones en la
actividad económica
Autor(es) Metodología1 Data Conclusiones
Entre sus resultados, indica que los cambios en
12 países en desarrollo el tipo de cambio real tienen un pequeño efecto
Modelo
Edwards, S. (1986) durante el período contraccionario en el corto plazo, mientras que
Econométrico
1965-1980. en el largo plazo las devaluaciones son neutrales
en la actividad económica.
Este trabajo estudia las asimetrías en los efectos
de las fluctuaciones del tipo de cambio real.
Dados canales de demanda (Exportaciones Netas
22 países en desarrollo, la
y Demanda de Dinero) y Oferta (Bienes
Modelo muestra varía de acuerdo
Kandil, M. (2000) intermedios importados) existe una evidencia
Macroeconómico a la disponibilidad de la
significativa de contracción en el nivel del
misma.
producto y un aumento en la tasa inflacionaria,
ante una depreciación no anticipada de la
moneda.
Los efectos de las devaluaciones reales bajo
programas de estabilización traen consigo una
reducción en el producto y tarda por lo menos
dos años en tener un efecto completo sobre el
28 países en desarrollo con
Grupo de mismo, además, los resultados sugieren que es
Morley, S. (1992) programas de estabilización
Control la inversión y no el consumo el que causa la
desde 1974.
recesión. Parte de la explicación a este fenómeno
se debe a los recortes en los proyectos de
inversión de los gobiernos en respuesta a las
crisis de deuda.
Los resultados demuestran claramente como que
México, base de datos las devaluaciones reales del tipo de cambio, van
Karnin, S. y Rogers, J. Modelo
cuatrimestral desde 1980:1 asociadas con tasas de inflación elevadas y
(1997) Econométrico
hasta 1996:3 persistentes, conjuntamente con una seria
contracción de la actividad económica.
12En este trabajo se sugiere, que
independientemente de los efectos de corto plazo
de las devaluaciones, no existen evidencias de
14 países en desarrollo de
Modelo efectos contractivos en la economía en el largo
Klau, M. y Kamin, S. (1997) Asia y América Latina y 13
Econométrico plazo. Adicionalmente, según los autores no
países industrializados
existen razones para pensar que los efectos de las
devaluaciones son más contractivos en América
Latina que Asia o en los países industrializados.
Al hacer uso del método de los estimadores
155 países para el período apareados (matching estimators) el autor
Magenzo, I. (2002) Grupo de Control 1970 - 1999. Incluyen 264 controla por el sesgo de selección al grupo de
episodios de devaluaciones. control, lo cual conlleva a que los efectos
contractivos de las devaluaciones desaparezcan.
Esta investigación concluye que el nivel de
producción de las economías se incrementa
insignificativamente durante un período
25 países (9 países de normal de devaluación, mientras que cae
Modelo América Latina, 5 países durante un período de crisis. En otras
Rajan, R. y Shen, C. (2003) palabras, el impacto de la devaluación
Econométrico Asiáticos, 4 países nórdicos,
depende del estado de la economía. Los
3 países europeos, 2 africanos
y 2 del Medio Oriente. autores también sugieren que la transición
de un tipo de cambio fijo a uno más flexible
debe ser llevada a cabo durante un período
de relativa calma.
67 países emergentes o en Según el autor, los costos de un programa de
vías de desarrollo durante el estabilización del FMI, en términos de pérdida
Modelo
Hutchinson, M. (2001) período 1975 - 1997 (con de crecimiento del producto está entre 0.6 y 0.8
Econométrico
461 programas de puntos porcentuales durante cada año de
Estabilización del FMI) participación en el programa.
1
De acuerdo a Agenor, P. y Montiel, P. (1999) existen cuatro aproximaciones metodológicas
para analizar los efectos de las devaluaciones sobre el crecimiento de la economía. La primera
estudia los cambios en el producto al momento de la devaluación y es conocido como la
metodología antes y después. El segundo procedimiento, conocido como grupo de control,
estudia el crecimiento del producto en países que han llevado a cabo devaluaciones y lo
compara con el desempeño de otros países que no han devaluado su moneda. La tercera
estrategias es la de aplicar métodos econométricos a series de tiempo para medir el impacto
de los cambios en el tipo de cambio sobre el producto real, y por último, una aproximación
menos directa, tiene que ver con la simulación de modelos o ecuaciones reducidas para
analizar los efectos sobre el tipo de cambio y es conocido como estudios Macro simulados
o simplemente Macroeconómicos
132. HECHOS E IDEAS
Muchos modelos de crecimiento coinciden en relacionar los perío-
dos de expansión económica con apreciaciones del tipo de cambio
real y viceversa. Si la causa del debilitamiento del sector externo es la
desmejora de los términos de intercambio, la acumulación de deuda
externa o una mayor volatilidad en el incremento del riesgo financiero,
el efecto es el mismo; una caída en la tasa de inversión y un menor
crecimiento económico.
Los datos de las cuentas nacionales permiten deducir que estas sim-
ples relaciones entre crecimiento y tipo de cambio pueden ser útiles
para la construcción de modelos estilizados del ciclo económico. En
esta sección intentaremos mostrar algunas de las regularidades empí-
ricas que permiten sostener esta intuición para el caso venezolano.
Para ello, nos basaremos en una ‘historia’ que consta de tres partes:
(1) Relación entre crecimiento e inversión. (2) Relación entre inver-
sión y tipo de cambio real esperado. (3) Relación entre tipo de cam-
bio real e ingresos externos por exportaciones petroleras.
La conclusión que subyace tras el enfoque parece ser consistente con
la presencia de un sector de enclave. En una economía de estas ca-
racterísticas, donde se experimenta una gran volatilidad del tipo de
cambio real son las expectativas de los agentes sobre la vulnerabili-
dad del sector externo las que pueden estar detrás del comportamien-
to del ciclo económico. Según este enfoque, el mecanismo dispara-
dor del crecimiento radica en el componente esperado de la ecuación
de arbitraje. Obviamente, existen otras historias pero en cualquier caso
estas hipótesis alternativas deberán ser consistentes con los hechos
estilizados que se presentan en este artículo.
La primera de estas relaciones vincula la actividad económica con la
inversión a diferentes períodos de tiempo. Esta relación pretende po-
14ner de manifiesto el hecho de que parte de las decisiones que hoy
determinan la actividad económica responden a los mismos factores
que determinan la senda de inversión. Al menos así parece reflejarlo la
estrecha relación que existe entre la inversión futura y la actividad
económica presente. Este es un hecho que llama la atención al consi-
derar que la inversión privada representa sólo el 11.2% del PIB total,
durante el período de estudio que abarca desde 1950 hasta 1995.
A manera de ilustración considere la figura (1). Esta figura muestra el
componente cíclico del producto no petrolero por persona ocupada
y lo relaciona con la segunda componente principal obtenida a partir
de la matriz de correlación del componente cíclico de la inversión ( I )
rezagada un período, contemporánea, adelantada un período y ade-
lantada dos periodos. La siguiente expresión genera a la mencionada
componente principal2:
CPI 2t = +0.337 * I t + 2 + 0.713 * I t +1 + 0.598 * I t + 0.140 * I t −1
La figura (1) muestra que existe una gran correlación con mucha coin-
cidencia en los puntos de giro entre el comportamiento de la actividad
económica y CPI2. Notando que los coeficientes le otorgan mayor
peso a la inversión futura lo anterior implicaría que la actividad eco-
nómica sería un indicador adelantado de la inversión. Pero existen
razones para pensar que esto es algo más que un efecto multiplicador
de tipo keynesiano. Si los individuos pueden predecir el comporta-
miento del tipo de cambio real, también pueden incorporar estas pre-
visiones en sus decisiones de inversión. En particular, si se esperan
buenos tiempos (es decir, una apreciación real), se espera también
que la actividad económica refleje esas percepciones.
2
Los coeficientes corresponden al segundo autovector de la matriz de correlación. Los
autovalores de dicha matriz permiten afirmar que esta componente contribuye con un 37%
de la variabilidad conjunta y su correlación con el componente cíclico del producto no
petrolero por persona se ubica en 0.808. Es importante mencionar que la primera componente
principal contribuye a la variabilidad conjunta marginalmente por encima de la segunda
(38.6%) pero con una correlación muy inferior a la anterior.
15Figura 1: Componentes Cíclicos
.12 3
.08 2
.04 1
.00 0
-.04 -1
-.08 -2
-.12 -3
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95
Inversión: CPI2 PIB no petrolero
En una segunda instancia se observa que la inversión también se pue-
de vincular al comportamiento futuro del tipo de cambio real. En este
artículo se asocia el componente cíclico de la inversión con la segun-
da componente principal obtenida a partir de la matriz de correlación
del primer rezago, serie contemporánea y adelantos uno, dos y tres
del componente cíclico del tipo de cambio real (Q). La expresión que
produce a la segunda componente principal es la siguiente3:
CPQ 2 t = −0.612 * Qt +3 − 0.391 * Qt + 2 − 0.0251 * Qt +1 + 0.366 * Qt + 0.581 * Qt −1
3
Los coeficientes corresponden al segundo autovector de la matriz de correlación. El autovalor
asociado estima la contribución de la segunda componente a la variabilidad conjunta en
26,9% y la correlación con el componente cíclico de la inversión resultó ser 0.403. Si bien, la
primera componente principal tiene una mayor contribución a la variabilidad conjunta, su
correlación con el componente cíclico de la inversión es significativamente inferior a la
anterior.
16La figura (2) muestra que existe una considerable correlación entre el
comportamiento del componente cíclico de la inversión y CPQ24.
En este caso, también los coeficientes le asignan mayor peso al tipo
de cambio real futuro; y en consecuencia, el componente cíclico de la
inversión sería un indicador adelantado del componente cíclico del
tipo de cambio real.
Figura 2: Componentes Cíclicos
.6 3
.4 2
.2 1
.0 0
-.2 -1
-.4 -2
-.6 -3
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95
Tipo de Cambio Real: CPQ2 Inversión
La tercera relación importante tiene que ver con el origen de las per-
turbaciones que estaría determinando la productividad de la econo-
mía: básicamente shocks de origen petrolero. Para determinar su im-
pacto sobre el costo de reposición del capital, esto es, sobre el tipo
de cambio real asumiendo que todos los insumos son de origen im-
portado, se considera que una manera razonable de predecir el nivel
4
Posteriormente se mostrará que estos signos son compatibles con la predicción teórica de
los efectos que sobre la inversión podría tener los cambios en la brecha del tipo de cambio
real.
17interno de precios es mediante el uso de los ingresos por exportacio-
nes petroleras. La figura (3) presenta este hecho estilizado. Allí se
presentan los componentes cíclicos de los ingresos petroleros y el
deflactor del producto, los cuales muestran una estrecha relación.
En la siguiente sección se profundiza en el estudio de estas relaciones
mediante estimaciones econométricas. La ‘historia’ econométrica se
presenta en orden inverso al utilizado en esta sección. Esto es, par-
tiendo de la senda esperada de tipo de cambio nominal y precios se
incorpora el tipo de cambio real futuro como una variable explicativa
del componente cíclico de la inversión y finalmente, ésta se vincula
con la actividad económica. El objetivo, no es presentar una evalua-
ción de un modelo de expectativas racionales como tal, sino simple-
mente el de ilustrar en qué medida pueden relacionarse la dinámica de
la inversión, las expectativas y el tipo de cambio real.
F ig u ra 3 : C o m p o n e n te s C íc lic o s
.8 .3
.6 .2
.4 .1
.2 .0
.0 -.1
-.2 -.2
-.4 -.3
-.6 -.4
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95
D e fla c to r P IB n o p e t. In g re s o P e tro le ro
183. METODOLOGÍA ECONOMÉTRICA
La metodología econométrica que se aplica en este estudio consiste
en estimaciones de ecuaciones mediante un tipo de regresión llamada
«robusta local» y dentro de esa clase la que emplea GLS iterativamente
con ponderaciones calculadas con la función «tricúbica» (ver
Cleveland, 1979 y Gross, 1977). Esta estrategia de estimación fue
aplicada recientemente en Seijas, et al., (2004) para la estimación de
un modelo macroeconométrico para el análisis del sector fiscal en
Venezuela.
El procedimiento permite disminuir significativamente los errores
cuadráticos medios de los estimadores de parámetros en casos don-
de se presentan observaciones atípicas. Dada la naturaleza altamente
volátil de la economía venezolana debido principalmente a la fuerte
concentración de sus exportaciones en un producto básico cuyo mer-
cado está sujeto a frecuentes choques de considerable magnitud, este
método resulta de especial beneficio en la recuperación de informa-
ción desde muestras de datos sujetas a tales condiciones.
Por otra parte, cabe destacar que un gran número de estudios
econométricos los investigadores se ven obligados de una u otra ma-
nera a tratar de mitigar el efecto de observaciones atípicas en sus
inferencias estadísticas, lo que implica que tratan de que esas inferencias
tengan propiedades de robustez. Quizás la estrategia más generaliza-
da es el uso de variables dummies de impacto con algún método de
estimación, como por ejemplo, los mínimos cuadrados ordinarios
(llamemos a esta estrategia MCODI). En este sentido, el método que
empleamos en nuestro caso presenta dos ventajas críticas con rela-
ción al MCODI, a saber: 1) Se evita la influencia en la definición de las
dummies al conocimiento en principio limitado y posibles prejuicios
del investigador. 2) No se incurre en el sesgo de subestimación de los
errores estándar de los coeficientes estimados y sobreestimación del
19R cuadrado que genera el MCODI; y por lo tanto se disminuye la
probabilidad de incluir variables no significativas al modelo.
Una desventaja al aplicar esta estrategia es que se dificulta el diagnós-
tico de problemas de especificación estocástica de los modelos. Sin
embargo, se sugiere y aplica una prueba de autocorrelación basada en
el contraste LM corregido por las ponderaciones de robustez. Otra
posible desventaja consiste en que los estimadores pueden no ser
consistentes pero ello es más que compensado en muestras pequeñas
por la ganancia en precisión en términos de los errores cuadráticos
medios.
204. REGRESIÓN ROBUSTA LOCAL PONDERADA
A continuación resumimos el algoritmo según Cleveland (1979)5.
i. Estimar la siguiente ecuación de regresión mediante mínimos cua-
drados ponderados:
y = f(x1,…,xp)+e (2)
Las ponderaciones iniciales son wi=1
ii. Sea la función «tricube» tal que
33
T ( x) = (1 - x ) I { xEste algoritmo permite estimar este caso particular de la llamada re-
gresión robusta local ponderada6. Note que este procedimiento, de
alguna manera, trata la heterocedasticidad en virtud de que las ponde-
raciones están inversamente relacionadas a la magnitud de los resi-
duos en valor absoluto. Surge el problema, sin embargo, del diagnós-
tico de autocorrelación para lo cual aplicamos el siguiente procedi-
miento: Se ajusta la regresión auxiliar asociada con un contraste de
autocorrelación LM con GLS usando las ponderaciones de robustez
resultantes de la convergencia del algoritmo para la estimación de (2).
Se efectúa un contraste F de significación de la regresión auxiliar y se
rechaza la hipótesis de autocorrelación si esta regresión es significati-
va.
6
Existen otras funciones de ponderación usadas en la práctica como la “biscuare”. Las
funciones de ponderación tienen al menos que cumplir cuatro (4) propiedades: i. W(x)>0
para |x|=0, iv. W(x)=0 para |x|>=1. Nosotros
usamos la función “tricube” porque permite mejores propiedades de los estimadores de los
errores estándar en el caso de distribución Normal de los residuos sin perder propiedades de
robustez en casos de distribuciones no Normales (ver Cleveland, 1979).
225. UNA HISTORIA ECONOMÉTRICA
Las series utilizadas en el análisis son anuales (1950-1995) y provie-
nen de la base de datos compilada en Baptista (1997). Las series son
componentes cíclicos estimados mediante el filtro HP de los logaritmos
de las siguientes variables: el deflactor implícito del PIB (P), el ingre-
so petrolero per cápita real (YP), el tipo de cambio nominal (E), la
inversión privada per cápita real (I), el tipo de cambio real bilateral
Venezuela-USA (Q), el producto no petrolero per cápita real (YNP) y
el consumo privado per cápita (C). En el apéndice 2 se muestran los
contrastes de raíces unitarias de las series mencionadas anteriormen-
te. Todas son estacionarias al 1% de significación con la excepción
de YNP que es estacionaria al 1,5% de significación.
Como un paso previo al análisis principal de este estudio, se efectúa
una estimación, con el método robusto mencionado anteriormente,
de una regresión del deflactor del PIB sobre un rezago del mismo, el
ingreso petrolero y el tipo de cambio nominal. Estas dos últimas va-
riables se suponen exógenas y por lo tanto aparecen contemporáneas
con la variable dependiente (ver tabla 1)7. Todos los coeficientes de
esta regresión son significativamente diferentes de cero (0) y se ob-
serva un R-cuadrado ajustado de 0,91 el cual parece bastante alto si
consideramos la naturaleza cíclica de la variable dependiente. En la
figura 4 se muestran las series original y ajustada de la inversión y los
residuos.
7
Las variables de todas las regresiones estimadas en este trabajo son componentes cíclicos
estimados mediante el filtro de Hodrick-Presscott de los logaritmos de las series. En los
casos del producto, inversión, consumo e ingreso petrolero se parte de valores en términos
per cápita.
23Tabla 1
Variable Dependiente: P
Muestra (ajustada): 1951 1995
Observaciones: 45 después de ajustes
Error
Variable Coeficiente Estándar Estad. t Prob.
P(-1) 0.464406 0.057709 8.047421 0.0000
YP 0.281701 0.024124 11.67741 0.0000
E 0.240450 0.045386 5.297859 0.0000
Estadísticas
R-cuadrado ajustado
R-cuadrado ajustado 0.908676 no ponderado 0.723488
Autocorr: Estad. F 1.124552 Autocorr: Prob. 0.364470
Figura 4
.2
.1
.0
-.1
-.2
.2
-.3
.1
.0
-.1
-.2
55 60 65 70 75 80 85 90 95
Residual Actual Fitted
24Con los valores ajustados de esta regresión y la tendencia previamen-
te calculada con el filtro HP del deflactor del PIB se obtienen valores
ajustados con los cuales se calcula un tipo de cambio real bilateral
Venezuela-USA. Al logaritmo de esta serie se le extrae el componente
cíclico usando el filtro HP con lo cual se obtiene una serie ajustada de
los desalineamientos del tipo de cambio real suponiendo exógenos al
tipo de cambio nominal y a los precios externos8. De esta manera se
intenta eliminar un posible sesgo de endogeneidad al utilizar esta va-
riable en la estimación de la ecuación de inversión que se describe
más adelante.
En la tabla 2 se presentan los resultados de la especificación final de
una ecuación que expresa a la inversión como una función lineal de la
inversión rezagada un período, la primera diferencia del tipo de cam-
bio nominal en el período actual y los adelantos segundo y tercero del
tipo de cambio real ajustado que se mencionó en el paso anterior. La
diferenciación del tipo de cambio nominal se impuso en virtud de que
un contraste de Wald no permite rechazar esa restricción. De acuerdo
con los estadísticos t, todos los coeficientes son altamente significa-
tivos.
El coeficiente del primer rezago de la inversión indica un grado de
persistencia moderada en la dinámica del comportamiento de la inver-
sión, con lo cual los impactos en las variables explicativas tienen un
efecto inmediato y futuros ajustes remanentes sobre la inversión. El
signo del coeficiente de la variación del tipo de cambio nominal es
negativo como es de esperar ya que esta variable se introduce como
proxy de los procesos de ajuste estructural Por su parte expectativas
de hasta tres períodos hacia el futuro de incrementos en los
desequilibrios del tipo de cambio real tienen también un efecto neto
8
Durante la mayor parte de la muestra considerada el régimen fue de tipo de cambio fijo. Por
otra parte, las crisis fueron normalmente anticipadas y durante los períodos de flexibilización
cambiaria (por ejemplo, durante el régimen de bandas) las autoridades se mostraron reacias
a permitir la flexibilidad del tipo de cambio. Ver por ejemplo, ‘‘Estabilidad cambiaria,
credibilidad y política antiinflacionaria’’. Julio Pineda, Manuel Toledo y Harold Zavarce.
Serie Documentos de Trabajo, N° 31, julio 2001.
25negativo sobre la inversión, lo cual se explica por el incremento espe-
rado del costo de reposición del capital. Es importante recordar que
se ha supuesto que el tipo de cambio nominal sea exógeno y que se
trabaja con un ajuste del tipo de cambio real, con lo cual esta ecua-
ción no debe contener sesgo de endogeneidad. El R-cuadrado ajusta-
do es de 0,78, el cual luce bastante aceptable considerando que lo
que se analiza son los ciclos de la inversión.
En la figura 5 se muestran las series original y ajustada de la inversión
y los residuos. En estos últimos se pueden observar claramente los
efectos del método robusto de estimación en la forma de residuos
considerablemente alejados de las bandas de confianza. Una forma
de medir la intensidad de la corrección de las ponderaciones de ro-
bustez es mediante la diferencia entre los R-cuadrados ajustados pon-
derado y no ponderado. En este caso dicha intensidad es bastante
alta en comparación con la regresión del deflactor del PIB, ya que en
el primero la diferencia es de 0,49 mientras que en el segundo la dife-
rencia es de sólo 0,19.
Tabla 2
Variable Dependiente: I
Muestra (ajustada): 1951 1992
Observaciones: 42 después de ajustes
Error
Variable Coeficiente Estándar Estad. t Prob.
I(-1) 0.437847 0.086088 5.086050 0.0000
D(E) -1.174155 0.144889 -8.103810 0.0000
QF(2) 0.590706 0.169594 3.483067 0.0013
QF(3) -1.007860 0.158538 -6.357211 0.0000
Estadísticas
R-cuadrado ajustado
R-cuadrado ajustado 0.784050 no ponderado 0.296899
Autocorr: Estad. F 0.088441 Autocorr: Prob. 0.997064
26Figura 5
.6
.4
.2
.0
.6 -.2
.4 -.4
.2 -.6
.0
-.2
-.4
-.6
1955 1960 1965 1970 1975 1980 1985 1990
Residual Actual Fitted
La tabla 3 contiene los resultados de aplicar el método robusto a una
regresión del PIB no petrolero sobre un rezago del mismo y tres ade-
lantos de una serie resultante de efectuar un ajuste dinámico de la
ecuación de inversión descrita anteriormente. Esto es necesario, ya
que un ajuste estático no es apropiado toda vez que se está trabajan-
do hasta con tres adelantos de la inversión, de esta manera se contro-
lan mejor los posibles sesgos de endogeneidad.
Todos los coeficientes son altamente significativos con la excepción
del segundo adelanto de la inversión el cual se deja en la ecuación, ya
que el mismo permite controlar la autocorrelación de los residuos. El
efecto neto de incrementos en la inversión prevista por los agentes es
positivo sobre el PIB no petrolero actual y dado el coeficiente positi-
vo y de moderada magnitud del primer rezago de la variable depen-
diente, se producen incrementos remanentes dinámicos del PIB no
petrolero en períodos subsecuentes. Finalmente se observa que la
senda de previsión futura de inversión a diferentes períodos se
27correlaciona con las decisiones actuales de producto. El R-cuadrado
ajustado (0,94) parece bastante alto para una variable dependiente
expresada en ciclos.
Tabla 3
Variable Dependiente: YNP
Muestra (ajustada): 1951 1989
Observaciones: 39 después de ajustes
Error
Variable Coeficiente Estándar Estad. t Prob.
YNP(-1) 0.410898 0.060343 6.809327 0.0000
IF(1) 0.137942 0.016771 8.224917 0.0000
IF(2) 0.021945 0.015252 1.438834 0.1591
IF(3) 0.059042 0.013565 4.352364 0.0001
Estadísticas
R-cuadrado ajustado
R-cuadrado ajustado 0.935930 no ponderado 0.777465
Autocorr: Estad. F 0.077270 Autocorr: Prob. 0.997957
La figura 6 muestra los valores observados y ajustados de la regre-
sión así como los residuos. En este caso resulta notable la bondad
del ajuste, el cual se corresponde con lo relativamente elevado del R-
cuadrado ajustado. Los ajustes de robustez de esta estimación tienen
un carácter menos intenso que las dos ecuaciones previas dado que la
diferencia entre los R-cuadrados ajustados ponderado y no pondera-
do es la menor de ellas (0,16).
286. UNA HISTORIA SOBRE EL CONSUMO
Hasta ahora se ha presentado el ciclo económico como el resultado
de la interacción entre el tipo de cambio real esperado y las decisiones
de inversión. Sin embargo, esto deja fuera el principal componente de
la demanda agregada: el consumo. En esta sección se muestra que
este agregado puede ser representado en función del ingreso no pe-
trolero esperado y los ingresos petroleros corrientes.
La tabla 4 resume la estimación de una ecuación para el consumo,
utilizando el mismo método de regresión robusta aplicado en los ca-
sos anteriores. La especificación final es una función lineal donde el
consumo es determinado por el primer adelanto del PIB no petrolero
proveniente de un ajuste estático con la ecuación anterior y del ingre-
so petrolero contemporáneo. Ambos coeficientes son altamente sig-
nificativos y sus signos positivos son los esperados. Es importante
mencionar que el primer rezago de la variable dependiente no resultó
significativo bajo un número de especificaciones que se probaron y
Figura 6
.15
.10
.05
.00
-.05
.08
-.10
.04
.00
-.04
-.08
1955 1960 1965 1970 1975 1980 1985
Residual Actual Fitted
29que no se reportan. Esto es evidencia de que no resultó determinante
la formación de hábitos de consumo. En este caso el R-cuadrado
ajustado (0,73) reporta una bondad de ajuste un tanto menor pero
similar a la ecuación de la inversión.
La figura 7 despliega los valores ajustados y actuales del consumo así
como los residuos. En este caso, la diferencia de los R-cuadrados
ajustados ponderado y no ponderado es de 0,26 (la segunda más
alta). Esto sugiere que esta estimación también realiza un trabajo bas-
tante intenso en el control de observaciones anómalas para lograr una
estimación más precisa de los coeficientes.
Tabla 4
Variable Dependiente: C
Muestra (ajustada): 1950 1988
Observaciones: 39 después de ajustes
Error
Variable Coeficiente Estándar Estad. t Prob.
YNPF(1) 1.348383 0.156665 8.606788 0.0000
YP 0.138137 0.031972 4.320514 0.0001
Estadísticas
R-cuadrado ajustado
R-cuadrado ajustado 0.733624 no ponderado 0.473022
Autocorr: Estad. F 0.761197 Autocorr: Prob. 0.558271
30Figura 7
.4
.3
.2
.1
.0
.3 -.1
.2 -.2
.1
.0
-.1
-.2
1950 1955 1960 1965 1970 1975 1980 1985
Residual Actual Fitted
En el apéndice 3 se presentan estimaciones alternativas de ecuaciones
para la inversión, para el PIB no petrolero y para el consumo. Así, en
la tabla 5 y en la figura 8 se presenta una especificación para la
inversión cuya única diferencia respecto de la anterior es que en lugar
de la inversión rezagada un período aparece el PIB no petrolero tam-
bién rezagado un período. Esta regresión genera una bondad de ajus-
te mejor a juzgar por el R-cuadrado ajustado y por eso la reseñamos.
Sin embargo, los resultados no contradicen los mencionados ante-
riormente. Por su parte, en la tabla 6 y en la figura 9 se muestran los
resultados de estimar la misma especificación anterior para la ecua-
ción del PIB no petrolero pero utilizando los ajustes dinámicos de la
ecuación alternativa de la inversión. Lo importante es que los resulta-
dos son bastante similares validando el análisis efectuado para la esti-
mación previa. Finalmente, en la tabla 7 y en la figura 10 se expone
una estimación alternativa para una ecuación del consumo con la mis-
ma especificación que previamente se analizó y con la única variante
31de que el PIB no petrolero es el proveniente de un ajuste estático con
la ecuación a la que se refiere la tabla 6. Al comparar los resultados de
esta estimación con los mostrados en la tabla 4 y la figura 7 se puede
decir que los mismos son muy similares, lo cual permite validar lo
sugerido por los resultados previamente obtenidos.
Otro análisis importante puede obtenerse al aplicar pruebas de
causalidad Granger entre el ajuste de la inversión (adelantada uno y
dos períodos) y el producto no petrolero contemporáneo; así como
entre el ajuste del tipo de cambio real (adelantado uno y dos perío-
dos) y la inversión contemporánea. En el primer caso, las pruebas
concluyen que hay causalidad bidereccional entre la inversión adelan-
tada un período y el PIB no petrolero, mientras que hay causalidad
unidireccional desde la inversión adelantada dos períodos hacia el
PIB no petrolero. En el segundo caso, las pruebas Granger señalan
que habría causalidad bidireccional tanto entre el tipo de cambio real
adelantado un período y la inversión, como entre el tipo de cambio
real adelantado dos períodos y la misma. En otras palabras, el primer
grupo de pruebas (inversión-PIB no petrolero) estaría acorde con los
resultados de la «historia econométrica» anterior, mientras que el se-
gundo grupo de pruebas (tipo de cambio real-inversión) al menos no
la contradice.
Pruebas de Causalidad Granger
Muestra: 1950 1995
Rezagos: 3
Hipótesis Nula Estadístico F Probabilidad
IF(+1) no causa a YNP 3.6141 0.0236
YNP no causa a IF(+1) 3.0673 0.0419
IF(+2) no causa a YNP 20.2263 0.0000
YNP no causa a IF(+2) 1.4572 0.2453
QF(+1) no causa a I 2.9466 0.0462
I no causa a QF(+1) 5.4746 0.0034
QF(+2) no causa a I 2.6998 0.0610
I no causa a QF(+2) 5.3712 0.0039
327. UN MODELO SIMPLE
En esta sección presentamos un modelo simple de inversión con cos-
tes de ajuste para una pequeña economía abierta y exploramos el
papel de cambios en las expectativas sobre el tipo de cambio real en
la dinámica de la inversión
El modelo utilizado es una variante para una economía abierta de los
trabajos de Abel (1982), Hayashi (1982) y Summers (1981). Supon-
gamos que la economía está constituida por un continuo de empresas
idénticas indizadas en el intervalo [0,1]. El tiempo es continuo. Los
agentes tienen previsión perfecta.
Las empresas producen un bien de consumo y demandan bienes de
capital los cuales se ofrecen elásticamente en el mercado internacio-
nal. Elegimos el bien de consumo como numerario para las decisio-
nes de inversión de las empresas siguiendo Zambrano (2004).
Denotando PC al precio en moneda doméstica del bien de consumo,
PK al precio en moneda extranjera del bien de capital, y E al tipo de
cambio nominal en términos de moneda doméstica, tenemos que el
tipo de cambio real e puede definirse como el precio de una unidad de
bien de capital en términos de bien de consumo. En consecuencia,
una disminución esperada del tipo de cambio real constituye un aba-
ratamiento relativo de los costos de producción y un encarecimiento
relativo del bien de consumo en el futuro.
La producción de bienes de consumo viene dada por una función de
producción neoclásica, f (k ) . Por simplicidad y sin pérdida de genera-
lidad suponemos depreciación cero para el bien de capital.
33La inversión, I ≡ k. , está sujeta a costes de ajuste internos en el sentido
de Eisner y Strotz (1963), Lucas (1967) y Gould (1968). Estos cos-
tes, expresados en términos de bienes de consumo son una función
creciente y convexa de la inversión y son cero en términos totales y
marginales para niveles cero de inversión. En términos formales, si
denominamos ψ(I) a estos costes tenemos que:
y ¢ > 0 ,y ¢¢ > 0 ,y (0 ) = y ¢ (0 ) = y ¢¢ (0 ) = 0 (1)
La empresa representativa maximiza el valor presente de sus benefi-
cios y esta sujeta a la dinámica del acervo de capital controlada por la
decisión de invertir. Suponemos que la tasa de interés real es constan-
te. En consecuencia su problema de maximización puede escribirse
como
¥ -rt (2)
ò0 [ f (k ) - eI -y (I )]e dt
sujeta a
I º k& (3)
Definiendo q como la variable de coestado, las condiciones de primer
orden aplicando el principio del máximo al valor presente del
Hamiltoniano9 son
H I = -e- y¢ + q = 0 (4)
q& = rq - H k = rq - f ¢(k ) (5)
9
El valor presente del Hamiltoniano está dado por H = f (k ) − eI −ψ + qI . La variable q
es el precio sombra de una unidad capital en términos de bien de consumo. También puede
interpretarse como la q de Tobin.
34La condición de transversalidad sobre el acervo de capital de la em-
presa está dado por
- rt
lim kqe = 0 (6)
t®¥
La variable de coestado q, es el valor una unidad capital en términos
de bienes de consumo. De hecho, reescribiendo la ecuación (5) tene-
mos la ecuación de valuación de mercado del capital, donde el valor
de mercado de una unidad de capital en el margen, constituido por su
rendimiento y sus cambios en valoración, f ′(k ) + q& , iguala al costo de
oportunidad en términos de consumo de incrementar el capital en una
unidad, rq. Note que el rendimiento de una unidad de capital está en
términos de una unidad de consumo. En términos formales:
f ¢(K ) + q& = rq (7)
Integrando la ecuación de arbitraje en el mercado de activos (7), y
aplicando la condición de transversalidad expresamos q como la
valuación del inversionista en un momento dado del valor de una uni-
dad adicional de capital en términos de sus expectativas sobre los
ingresos marginales futuros del capital. Es decir,
- r (v - t)
q = ò ¥e f ¢(k ) dv (8)
t
La decisión de invertir y su relación con el tipo de cambio real viene
dada por la condición de igualación de ingresos y costos marginales
de la ecuación (4). La empresa decidirá invertir en una unidad adicio-
nal de capital si el ingreso marginal del capital medido por q excede su
costo. Este está constituido, haciendo abstracción de la deprecia-
ción, por los costes marginales de ajuste interno, y¢(I ) , más el costo
de adquirir una unidad adicional de capital en el mercado internacional
en términos de bienes de consumo, es decir, más el tipo de cambio
real. En equilibrio, la decisión de cuanto invertir está determinada por
la igualación entre estas magnitudes marginales, dada por la siguiente
igualdad:
y¢( I ) + e= q (9)
35Para profundizar en los efectos del tipo de cambio real sobre la inver-
sión, tenemos que de (9) se desprende que, dadas las propiedades de
la función ψ establecidas en (1), la empresa alcanzará el acervo de
capital deseado, I=0, si el valor de una unidad de capital iguala al tipo
de cambio real. Esto se sigue del hecho de que el aumento del acervo
de capital en una unidad eleva el valor presente de sus beneficios y el
valor de mercado del capital q. Este incremento se producirá siempre
que el valor de mercado del capital exceda su coste de reposición del
capital dado por el tipo de cambio real.
Esta relación entre el tipo de cambio real como coste de reposición
del capital y el valor de mercado del capital es una versión de la q de
Tobin para una pequeña economía abierta dependiente de los bienes
de capital. Si despejamos I de (9), restando a ambos miembros e,
aplicando a ambos miembros la función inversa de y ¢ , que denota-
mos W e integramos sobre el continuo de empresas distribuidas uni-
formemente en el soporte [0,1] tenemos la función agregada de inver-
sión:
1 1
K& º ò k& (s ) f(s )ds = W (q - e ), W ¢ = > 0 Ù W (0 ) = 0 (10)
0 y ¢¢
donde f (s) ,es una función de densidad uniforme.
La función agregada de inversión (10) recoge el punto principal de
este trabajo. La información respecto al tipo de cambio real afecta la
dinámica de la inversión en la economía. Por ejemplo, si el tipo de
cambio real disminuye (aumenta), al afectar positivamente (negativa-
mente) la relación entre el valor de mercado y el coste de reposición
del capital, incentiva una expansión (contracción) del gasto de inver-
sión. Asimismo, expectativas futuras de incremento en el tipo de
cambio real, digamos en un momento τ > t, implica que el tipo de
cambio real corriente es transitoriamente menor que el de equilibrio,
durante [t,τ] lo cual inducirá un ciclo de auge y contracción en el
gasto agregado de inversión. Una disminución temporal del tipo de
cambio real tendría efectos similares.
36La función agregada de inversión (10) más la ecuación de arbitraje (7)
describen el comportamiento del valor de mercado del capital, q, del
acervo de capital de la economía. Este sistema de ecuaciones diferen-
ciales es autónomo y tiene un equilibrio único de expectativas racio-
nales con previsión perfecta como se muestra en el apéndice 1.
378. EL EQUILIBRIO Y LOS DESPLAZAMIENTOS DE LAS CURVAS
DE DEMARCACIÓN
La dinámica del equilibrio corresponde a trayectorias de silla como se
ilustra en la Figura 8.
Sólo existe una trayectoria para el valor de mercado del capital, q, en
la cual para un nivel inicial de capital, se alcanza el equilibrio. Cual-
quier otra trayectoria viola la condición de transversalidad (6).
Figura 8
q q& = 0
q0 = e 0
E0
K& = 0
K
Por una parte, la curva de demarcación definida por la ecuación
(10), , es una curva horizontal en el espacio q-K, ya que sólo si el
tipo de cambio real iguala el valor del capital la inversión es cero y el
acervo de capital es constante en ausencia de depreciación. Asimis-
mo, si el valor de mercado de una unidad de capital excede el tipo de
cambio real la demanda de inversión será positiva y el capital crecerá
en el tiempo. Por ello sobre (debajo) de k& = 0 el acervo de capital
crece (decrece). Ahora bien, esta curva de demarcación se desplaza
hacia arriba si el tipo de cambio real se incrementa. Sólo se alcanzará
el equilibrio a una tasa de inversión cero si q de equilibrio aumenta.
38Por la otra, la curva de demarcación q& = 0 , dada por la ecuación (7)
tiene pendiente negativa. En equilibrio, el valor de mercado de una
unidad adicional de capital, es el valor presente descontado del rendi-
miento marginal del capital φ (K ∞ ) a la tasa de interés real r. Por lo
tanto, si K aumenta, el rendimiento disminuye y con esto el valor de
mercado del capital10. Formalmente, la pendiente de esta curva de
demarcación está dada por:
¶q f¢
=9. CHOQUES, DINÁMICA DE LA INVERSIÓN Y CICLOS
En esta sección se ilustra como podría reaccionar la economía ante
una modificación en el tipo de cambio real de equilibrio. En una eco-
nomía pequeña abierta dependiente del petróleo dicho cambio podría
estar originado en un shock permanente a los términos de intercam-
bio. Este tipo de perturbaciones afectará la dinámica de la inversión
de forma distinta dependiendo si el shock es anticipado o no. En
cualquier caso se muestra como un incremento de la brecha esperada
reduce la actividad económica tal y como sugieren los resultados
econométricos presentados en la sección 5.
9.1 Efectos de una apreciación inesperada en el tipo de cambio real
Una apreciación inesperada del tipo de cambio real de equilibrio pro-
duce un salto de la economía desde el punto de equilibrio inicial E0
hasta el punto A en la figura 9. A partir de este momento la economía
induce un proceso de acumulación de capital que cesa en el nuevo
equilibrio E1. Las correspondientes trayectorias del acervo de capi-
tal, de la variable de coestado y del tipo de cambio real se ilustran en
las figuras 9.1- 9.3.
Como se observa en la figura 9.3 la brecha del tipo de cambio se hace
positiva. Es decir:
br = e0 - elp > 0
br = e0 - lim et > 0
t ®¥
La brecha actividad económica crece, debido a que el acervo de capi-
tal se abarata en términos relativos.
40Figura 9
q
q& = 0
q0 = e0
E0
K& 0 = 0
q1 = e1 A
E1
K& 1 = 0
K
K0 K1
Figura 9.1 Figura 9.2
K q
K1 q0
K0 q1
t0 t t0 t
Figura 9.3
e
e0
e1
t0 t
419.2 Efectos de una apreciación esperada en el tipo de cambio real
La dinámica de la economía cambia cuando el shock sobre el tipo de
cambio real es anticipado por los agentes económicos. Suponga en
este caso que a partir del momento 0 se espera que el tipo de cambio
real se aprecie en el momento τ a un nivel más bajo e1 (ver figura
10.3). En esta situación stock de capital muestra un ciclo de carácter
recesivo al principio del shock (debido a que se considera que el stock
de capital es relativamente más caro) para posteriormente recuperarse
a un nivel superior al inicial (ver figura 10.1). La figura 10 ilustra el
proceso de ajuste. Inicialmente el precio de los activos salta hasta el
punto A, momento en el cual la economía entra en una senda inesta-
ble. Al momento de producirse el cambio ya la economía se encuen-
tra sobre la nueva senda de equilibrio en el punto B, donde converge
con un stock de capital creciendo hasta K1. De la figura 10.3 y 10.1 se
hace evidente que la actividad económica se reduce ante un incremen-
to de la brecha esperada del tipo de cambio real.
q Figura 10
q& = 0
E0
q0 = e0 K& 0 = 0
E1
B A 1
q1 = e1 K& = 0
K
K0 K1
42También puede leer
