tesis de maeconomia.uc.cl/wp-content/uploads/2015/03/tesis-aosorio-2012.pdf · test de validez de...
TRANSCRIPT
D O C U M E N T O
D E T R A B A J O
Instituto de EconomíaT
ES
IS d
e M
AG
ÍST
ER
I N S T I T U T O D E E C O N O M Í A
w w w . e c o n o m i a . p u c . c l
El Rol de Distintos Factores Economicos en el Cumplimiento del Efecto HLM:Un Estudio Latinoamericano
Andres Osorio.
2012
1
PONTIFICIA UNIVERSIDAD CATOLICA DE CHILE
INSTITUTO DE ECONOMIA
MAGISTER EN ECONOMIA
TESIS DE GRADO
MAGISTER EN ECONOMIA
Osorio Tocornal, Andres Ignacio
Enero, 2013
PONTIFICIA UNIVERSIDAD CATOLICA DE CHILE
INSTITUTO DE ECONOMIA
MAGISTER EN ECONOMIA
“EL ROL DE DISTINTOS FACTORES
ECONOMICOS EN EL CUMPLIMIENTO
DEL EFECTO HLM: UN ESTUDIO
LATINOAMERICANO”
Andres Ignacio Osorio Tocornal
Comision
Juan Urquiza
Rodrigo Fuentes
Francisco Rosende
Santiago, Enero de 2013
Abstract
The terms of trade presents high volatility in latinamerican countries, an event that islinked to disparate variations in their current accounts. The economic theory has estab-lished certain conditions under which an improvement in the terms of trade increasesthe balance of the current account: the so called Harberger-Laursen-Metzler effect. Thispaper provides a model of intertemporal maximization and endogenous production de-cisions, which expands the discussion of the role of government in the implementationof this effect. I provide empirical test that demonstrates the existence of the HLM effectin Latin America and the importance of the exchange rate regime and of the responseof the government to the cycle in the magnitude of this effect. If the government ismore countercyclical the positive effect of this shock at the prices on the current accountbalance will be greater, because countercyclical governments save during this favorableperiod to the country. On other hand, if the exchange rate is fixed this effect is mitigatedbecause the exchange rigidity prevents an appreciation in the exchange rate that wouldnarrow the rise in investment.
“El Rol de Distintos Factores Economicos en el
Cumplimiento del Efecto HLM: un Estudio
Latinoamericano”
Andres Osorio*
Enero, 2013
Resumen
Los terminos de intercambio presentan una alta volatilidad en los paıses de Lati-
noamerica, suceso que va unido a variaciones dispares en sus cuentas corrientes. La
teorıa economica ha establecido ciertas condiciones bajo las cuales una mejora en los
terminos de intercambio aumenta el saldo de la cuenta corriente: el llamado efecto
Harberger-Laursen-Metzler. Este trabajo entrega un modelo de maximizacion intertem-
poral y decisiones de produccion endogenas, en el cual se amplıa la discusion del rol del
gobierno dentro del cumplimiento de este efecto. Junto a esto se demuestra empırica-
mente el cumplimiento del efecto HLM en la region latinoamericana y la importancia
del regimen cambiario y del comportamiento del gobierno ante el ciclo en la magnitud
de este efecto. Mientras mas contracıclico sea el gobierno mayor es el efecto positivo de
este shock a los precios sobre el saldo de la cuenta corriente, debido a que los gobier-
nos contracıclicos ahorran durante este perıodo favorable para el paıs. En tanto si el
tipo de cambio es fijo este efecto se ve atenuado, pues la rigidez cambiaria impide una
apreciacion en el tipo de cambio que acotarıa el alza en la inversion.
*Agradezco a Rodrigo Fuentes, Francisco Rosende y Juan Urquiza por sus comentarios y su gran ayu-da otorgada durante todo este proceso. Tambien quisiera agradecer la colaboracion de Matıas Covarrubiasen la realizacion conjunta del nuevo modelo presentado. Todos los errores presentes en este trabajo sonresponsabilidad exclusiva del autor. Email: [email protected]
Indice
1. Introduccion 4
2. Los Terminos de Intercambio y la Cuenta Corriente en la Literatura Eco-
nomica 7
2.1. El Efecto HLM en la Literatura Teorica . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 8
2.2. Literatura Empırica Respecto al Efecto HLM . . . . . . . . . . . . . . . . . . 12
2.3. La Relacion entre Terminos de Intercambio y Gobierno . . . . . . . . . . . . . 14
2.4. Tipo de Cambio Real, Regimen Cambiario y su Influencia en el Efecto HLM . 15
3. Modelo Teorico 16
3.1. Produccion . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 17
3.2. Gobierno . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 18
3.3. Consumo . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 19
3.4. La Cuenta Corriente y el Efecto de los Terminos de Intercambio . . . . . . . . 21
4. El Contexto Latinoamericano 25
4.1. La Evolucion de la Cuenta Corriente y los Terminos de Intercambio . . . . . . 25
4.2. Comportamiento de los Gobiernos . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 28
4.3. Regimen Cambiario . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 30
5. Estimacion Empırica 32
5.1. Modelo a Estimar . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 32
5.2. Estrategia de Estimacion . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 35
5.3. Estacionariedad de las Series . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 37
6. Resultados de la Estimacion 38
6.1. Estimacion con Gasto de Gobierno en Consumo . . . . . . . . . . . . . . . . . 38
6.2. Estimacion con Gasto Total de Gobierno . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 43
6.3. El Rol del Gobierno y del Regimen Cambiario en el Efecto HLM . . . . . . . . 47
7. Conclusiones 49
Referencias 51
A. Apendice: Desarrollo Algebraico del Modelo 56
A.1. Definicion de las Variables . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 56
A.2. Produccion . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 56
2
A.3. Consumo . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 57
B. Anexo: Los Datos 60
B.1. Definicion de las Variables . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 60
B.2. Resumen de las Principales Estadısticas . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 62
C. Anexo: Test de las Regresiones 67
C.1. Test de Estacionariedad de las Series . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 67
C.2. Test de Validez de los Instrumentos y Coeficientes de Largo Plazo . . . . . . . 70
3
1. Introduccion
Durante las ultimas decadas los paıses latinoamericanos han tenido variaciones transitorias
de gran magnitud en sus terminos de intercambio. En muchos de estos casos sus ingresos
se han visto afectados fuertemente debido a la influencia de unos pocos bienes que dominan
su sector exportable como lo son el cobre en Chile, el petroleo en Venezuela y la soya en
Argentina. Junto a esto tenemos que a lo largo de los anos las respuestas de las cuentas
corrientes ante estas variaciones han sido muy distintas entre los paıses. Por otro lado nos
encontramos con una fuerte literatura teorica respecto a la relacion de las ultimas dos va-
riables mencionadas, pero con una contraparte empırica que esta lejos de responder todas
las interrogantes planteadas por los modelos. Este trabajo busca ahondar en la literatura
empırica del tema junto con tratar de responder el por que las cuentas corrientes de la region
tienen un comportamiento tan diferente ante cambios en los terminos de intercambio.
El estudio del efecto de los terminos de intercambio sobre la cuenta corriente nace 60 anos
atras con los trabajos de Harberger (1950) y Laursen y Metzler (1950) donde ambos postulan
que un deterioro en los terminos de intercambio provoca un deterioro en el saldo de cuenta
corriente del paıs, lo que un par de anos despues paso a ser conocido como efecto Harberger-
Laursen-Metzler (HLM). Ambos autores utilizaron un ambiente estatico para demostrar que
un deterioro en los terminos de intercambio provoca una disminucion en el ingreso real del
paıs, lo cual disminuye el ahorro y lleva a un deterioro en la cuenta corriente.
Este efecto fue cuestionado en primera instancia por Sachs (1981) y por Obstfeld (1982), los
cuales en un ambiente de optimizacion dinamica demostraron que bajo ciertos supuestos una
mejora en los terminos de intercambio puede llevar a un deterioro de la cuenta corriente, lo
cual contradice el efecto HLM. Ambos trabajos fueron el comienzo de una fuerte discusion
teorica, la cual principalmente se dio durante los anos ’80 y que sera revisada en profundidad
en la seccion 2. En lıneas generales los autores concluyen que el cumplimento de este efecto
depende de factores tales como la elasticidad de sustitucion intra e intertemporal de consumo,
la persistencia de este cambio en los terminos de intercambio (lo cual afecta a la inversion),
el efecto del tipo de cambio real, el rol del regimen del gobierno, etc.
No fue hasta hace dos decadas que comenzaron las primeras estimaciones empıricas para
medir el efecto que tenıan los cambios en los terminos de intercambio sobre la cuenta corrien-
te. Algunos de estos, previendo la importancia de la sustitucion del consumo, se dedicaron
a calcular las elasticidades intra e intertemporal de sustitucion de consumo concluyendo que
ambos factores sı eran relevantes para estudiar el efecto HLM. Si bien existe una amplia
literatura respecto a los determinantes de la cuenta corriente, no es muy grande la literatura
4
empırica relacionada al estudio profundo del efecto de un cambio en los terminos de inter-
cambio sobre la cuenta corriente. Dentro de los distintos estudios relacionados al tema cabe
destacar lo realizado por Kent y Cashin (2003) y Otto (2003), encontrando ambos que el
efecto HLM sı se cumple ante el caso de un shock transitorio a los terminos de intercambio.
Figura 1: Evolucion de los terminos de intercambio y la cuenta corriente en algunos paısesde Latinoamerica
El continente latinoamericano se ha caracterizado durante las ultimas decadas por tener una
gran volatilidad en sus terminos de intercambio, pero son las diferencias en las respuestas
5
de las cuentas corrientes de los distintos paıses lo que motiva esta discusion. Mas alla de
determinar el cumplimiento del efecto HLM, este trabajo busca ahondar las explicaciones de
que se vean comportamientos tan diferentes como los expuestos en la figura 1, donde podemos
apreciar paıses con una alta correlacion positiva entre los terminos de intercambio y la cuenta
corriente, mientras que otros con una correlacion muy negativa; todo ello bajo un escenario
de fuerte volatilidad en los terminos de intercambio.
En este trabajo se entrega un nuevo modelo con tres bienes y dos sectores de produccion
endogenos, donde en un ambiente de maximizacion intertemporal se puede determinar la
influencia del comportamiento del gobierno en la respuesta de la cuenta corriente frente a
shocks a los terminos de intercambio. El modelo entrega cual es efecto de este shock sobre
las decisiones de produccion, consumo e inversion, siendo el coeficiente de la prociclicidad
del gobierno un factor importante para determinar el efecto final sobre el saldo de cuenta
corriente.
Estas conclusiones seran testeadas para Latinoamerica, donde no solo se demuestra el cum-
plimiento del efecto HLM en la region sino tambien la importancia en esta respuesta del
regimen del tipo de cambio y de la prociclicidad del gobierno, canales que toman un rol mas
relevante cuando eliminamos el efecto precio del aumento en la cuenta corriente. La evidencia
muestra que un aumento en los terminos de intercambio mejora el saldo de cuenta corriente,
pero que este efecto se atenua en presencia de gobiernos procıclicos y de regımenes de tipo de
cambio fijo. Esto se debe a que estos gobiernos aumentan su gasto ante el boom de precios,
con lo que suben sus niveles de endeudamiento; mientras que el tipo de cambio fijo impide
una apreciacion cambiaria que disminuirıa el precios de las exportaciones, ante lo cual la
inversion es mas grande bajo el regimen cambiario fijo y su efecto en la cuenta corriente es
negativo. Es ası como una mejora de un 10 % en los terminos de intercambio provoca un
aumento desde 0.74 hasta 1.93 puntos porcentuales en la cuenta corriente, dependiendo de
los regımenes fiscales y cambiarios imperantes.
Por otro lado, la tasa de interes afecta negativamente las decisiones de endeudamiento, siendo
mas fuerte este efecto en presencia de un regimen cambiario fijo y un bajo nivel de endeu-
damiento; un ambiente cambiario fijo provoca una trayectoria suave en el tipo de cambio real,
ante lo cual los individuos reaccionan mas intensamente ante cambios en la tasa de endeu-
damiento, mientras que el mayor nivel de deuda provoca un aumento en el pago de intereses
que atenua la contraccion de la deuda.
Este trabajo comprueba el cumplimiento del efecto HLM en Latinoamerica junto a profun-
dizar el estudio de algunos canales que han sido planteados por la literatura teorica pero que
no han sido comprobados por su contraparte empırica; en concreto busca determinar cual
6
es el rol del regimen fiscal y cambiario dentro del efecto HLM. El trabajo esta estructurado
de la siguiente manera: en la seccion 2 se resume la literatura tanto teorica como empırica
relacionada con el efecto Harberger-Laursen-Metzler, en la seccion 3 se presenta un modelo
que clarifica lo explicado en la seccion anterior, la seccion 4 contiene una aproximacion a los
datos latinoamericanos, en la seccion 5 se plantea el modelo econometrico a estimar, en la
seccion 6 se muestran los resultados de las estimaciones empıricas, terminando en la seccion
7 con las conclusiones.
2. Los Terminos de Intercambio y la Cuenta Corriente
en la Literatura Economica
Los primeros en despertar el interes de la literatura economica en el estudio del efecto de los
terminos de intercambio sobre la cuenta corriente fueron dos trabajos realizados por manera
separada en 1950 por Harberger (1950) y Laursen-Metzler (1950). El primero de ellos en
publicarse fue el Harberger (1950), el cual postula un ambiente formado por dos paıses en que
ambos producen un solo bien y utilizando distintos marcos conceptuales (modelos de pleno
empleo, clasico, keynesiano y mas general) realiza un apronte estatico respecto al efecto de
un deterioro en los terminos de intercambios sobre la cuenta corriente. Su enfoque se basa
principalmente en el estudio de elasticidades y concluye que bajo ciertas condiciones1 un
deterioro en los terminos de intercambio lleva a una disminucion del ahorro del paıs y por lo
tanto a un empeoramiento en el saldo de la cuenta corriente.
Paralelamente 2 Laursen-Metzler (1950) realizaron una argumentacion puramente conceptual
y cuya expresion matematica fue incluida en un apendice que no llevaron a la discusion teorica
de su trabajo. Ellos explican mediante un ejemplo entre EEUU y Reino Unido el efecto de
un aumento exogeno en el producto de este ultimo paıs: este hecho produce un aumento en
la demanda por importaciones britanicas, seguido de una apreciacion del dolar respecto a la
libra, una disminucion en los precios de importacion de EEUU, un aumento en el ingreso real
de ese paıs y, por ultimo, un aumento del ahorro de EEUU. Por lo tanto una apreciacion del
dolar y una baja en los precios de las importaciones (mejora en los terminos de intercambio)
llevan a una mejora en el saldo de cuenta corriente de EEUU.
De la union de ambos trabajos nacio lo que literatura economica conoce como efecto Harberger-
1En Harberger (1950) el efecto HLM se cumple si el valor absoluto de la suma de las elasticidades dedemanda de importaciones de ambos paıses es mayor a uno, aunque el cuanto mayor depende del nivel dedeuda inicial. Esto es mas restrictivo que la clasica condicion de Marshall-Lerner que postula que la sumade ambas elasticidades debe ser mayor que uno para que exista estabilidad en el intercambio.
2Cabe destacar el hecho que ambos trabajos se citaron mutuamente.
7
Laursen-Metzler (HLM)3. En la subsecciones siguientes se repasaran las principales conclu-
siones teoricas y empıricas de la literatura de la relacion entre los terminos de intercambio y
la cuenta corriente, junto a la importancia que tienen en esta respuesta los comportamientos
del gobierno respecto al ciclo y el regimen cambiario imperante.
2.1. El Efecto HLM en la Literatura Teorica
Luego de los dos trabajos seminales ya mencionados, pasaron tres decadas sin mucha discusion
respecto al tema hasta que Sachs (1981) demostro que el efecto HLM siempre se cumplıa en
los shocks transitorios a los terminos de intercambio, mientras que cuando el shock era per-
manente este efecto se cumplıa solo bajo el caso en que la tasa de interes fuese mayor a la tasa
de descuento intertemporal, lo que implica que la gente prefiere ahorrar las mayores ganancias
transitorias para consumir mas en el futuro. En un contexto de optimizacion intertemporal el
autor llega a la siguiente ecuacion de la cuenta corriente: CC = (Q−QP )−(C−CP )−(G−GP ),
donde Q es el producto, C el consumo y G el gasto de gobierno, mientras que el supraındice
P denota los valores permanentes. Podemos transformar la expresion de consumo para llegar
a la siguiente solucion: CC = (Q−QP )+(r−δ)W − (G−GP ), donde W es la riqueza. Por lo
tanto una mejora temporal en los terminos de intercambio mejora la cuenta corriente a traves
del termino (Q − QP ) y una mejora permanente tendra un efecto ambiguo dependiendo de
la relacion (r − δ)W .
Un ano mas tarde Obstfeld (1982), utilizando una funcion de utilidad al estilo de Uzawa
(1968) con tasa de descuento creciente en el nivel actual de utilidad, determino que ante un
deterioro permanente en los terminos de intercambio ocurre un aumento en el nivel de gasto y
en el nivel de activos externos de estado estacionario, con lo cual se debe pasar por un perıodo
de superavit de cuenta corriente para acumular ese mayor nivel de activos; por lo tanto bajo
estas condiciones no se cumple el efecto HLM. Este campo fue ahondado por Svensson y Razin
(1983), quienes determinaron que en caso que la tasa de descuento fuese decreciente en el
nivel actual de utilidad ocurrirıa un deterioro en la cuenta corriente ante la disminucion de los
terminos de intercambio, pero que este equilibrio serıa inestable mientras que el encontrado
por Obstfeld (1982) tiene propiedades estables. Finalmente fueron Huang y Meng (2007)
quienes, al crear un modelo con movimiento imperfecto de capitales mediante una tasa de
interes creciente en el nivel de deuda, le otorgaron estabilidad a la solucion encontrada por
Svensson y Razin (1983) y echaron por tierra el argumento de Obstfeld (1982) de que la
3En los anos ’60 y ’70 hubo algunos trabajos que hablaban del efecto Laursen-Metzler, pero a partir delos ochenta en la literatura se establecio el nombre definitivo de efecto Harberger-Laursen-Metzler. Para masdiscusion al respecto vease Svensson y Razin (1983) pp.98.
8
combinacion de una funcion de utilidad a la Uzawa y un equilibrio estable implican que el
efecto HLM no se cumple.
El citado trabajo de Svensson y Razin (1983) tambien tuvo la importancia de ser el primero
en separar formalmente los canales bajo los cuales se cumplıa este efecto: directo (cambia
el valor de la balanza comercial), riqueza (cambia la riqueza y los niveles de consumo) y
sustitucion de consumo (tanto intra como intertemporal). Ellos concluyen que el efecto HLM
sı (no) se cumple en el caso de un shock transitorio presente (futuro) en los terminos de
intercambio, mientras que sus conclusiones respecto al caso permanente fueron discutidas en
el parrafo anterior.
Un efecto muy importante del cambio de los terminos de intercambio es su influencia en
las decisiones de inversion, lo que termina afectando a la cuenta corriente. Los primeros en
incluir esto fueron Persson y Svensson (1985) bajo un ambiente de generaciones traslapadas
con individuos que viven dos perıodos. Ellos concluyen que es posible que ocurra cualquier tipo
de movimiento en la cuenta corriente ante cambios en los terminos de intercambio, aunque el
hecho de que los individuos tengan dos perıodos de vida limita bastante el analisis respecto a
las decisiones de ahorro e inversion. Estos resultados ambiguos fueron corroborados por Bearn
(1986) al incluir por primera vez una funcion de utilidad con ocio dentro de estos modelos,
con lo cual la oferta de trabajo resulta endogena al problema y donde sigue ocurriendo que
el cumplimiento del efecto HLM depende de la composicion de ciertos parametros.
Los dos efectos mas importantes dentro de la literatura teorica son el efecto sustitucion y el
efecto ingreso, los cuales aparecen muy bien explicados en Sen y Turnovsky (1989) donde en
un contexto de costos de ajuste y q de Tobin determinan que el efecto HLM solo se cumple
en la medida que el efecto ingreso sea mayor al efecto sustitucion. Otro canal importante que
puede incluirse es el del efecto Stolpper-Samuelson,4 el cual fue incluido en la discusion por
Matsuyama (1988) donde en un modelo 2x2 demuestra que el efecto HLM se cumple solo
en el caso en que el sector exportador es intensivo en capital: en este caso un deterioro en
los terminos de intercambio aumenta el precio de las exportaciones, lo que aumenta el valor
del capital (activos), con lo cual disminuye el stock de activos externos netos y se tiene un
deterioro en la cuenta corriente del perıodo.
Los terminos de intercambio no solo afectan directamente la cuenta corriente a traves de las
decisiones de consumo e inversion, sino que tambien a traves de su efecto en el tipo de cambio
real. Es ası como Ostry (1988) en un ambiente con bienes no transables postula un efecto
indirecto que consiste en que los terminos de intercambio afectan al tipo de cambio real y
4El efecto Stolpper-Samuelson consiste en que en un modelo 2x2 un aumento en el precio de un bienprovoca un alza en el precio relativo del factor que usa mas intensamente esa firma.
9
este a su vez afecta la cuenta corriente. Este efecto se produce porque el shock a los precios
externos afecta el precio relativo de los no transables, lo que en definitiva afecta la sustitucion
intratemporal e intertemporal de consumo junto a la riqueza medida en terminos de los bienes
no transables. Es por esto que el cumplimiento del efecto HLM depende crıticamente de las
elasticidades de sustitucion de consumo. Edwards (1989) profundiza en esta area al determinar
que el efecto del tipo de cambio real, el cual puede ser positivo o negativo dependiendo de la
elasticidad intratemporal, puede ser tan grande que supere a todos los otros efectos.
Los efectos de la acumulacion de capital y del tipo de cambio real postulados en los ultimos
parrafos fueron unidos por Gavin (1991), quien en un modelo con dos bienes de consumo
(no transable e importable), dos sectores de produccion (no transable y exportable) y un
sector de transicion del capital (similar a costos de ajuste) concluye que el efecto final de un
shock en los terminos de intercambio depende crıticamente de la elasticidad de sustitucion
intratemporal, cumpliendose el efecto HLM para los casos en que esta elasticidad tiene bajos
valores. En esta economıa de dos sectores un alza en los terminos de intercambio lleva a un
alza en el precio de los no transables, por lo cual el superavit de cuenta corriente ocurre
solo en el caso en que los consumidores no sustituyan mucho consumo de no transables por
importables, o sea en el caso en que la elasticidad de sustitucion intratemporal sea baja.
Todas las conclusiones teoricas descritas en los parrafos anteriores fueron cuestionadas fuerte-
mente por Galor y Lin (1994) al hacer hincapie en el hecho de que hasta ese momento todos
los trabajos tomaban a los shocks de los terminos de intercambio como exogenos y la tasa
de interes mundial como fija; estos conceptos son ciertos para economıas pequenas, pero este
analisis no es coherente a nivel mundial o para paıses grandes. Mediante un modelo teori-
co demuestran que es muy importante determinar la procedencia del shock tecnologico que
altera los terminos de intercambio y que el efecto de un aumento de los terminos de intercam-
bio sobre la cuenta corriente depende tanto del origen del shock (sector consumo o inversion)
como de la intensidad de uso de factores de ambos sectores.
Un ultimo elemento importante pero que entro bastante tarde a la discusion teorica es el rol
del regimen del gobierno. Esto se hace presente en Tornell y Lane (1994) donde postulan que
un aumento en los terminos de intercambio puede llevar a un deterioro del saldo de cuenta
corriente si es que el efecto de los multifiscal claims le gana al de consumption smoothing.
A traves de un modelo y de la observacion de casos especıficos de aumentos transitorios en
los terminos de intercambio postulan que el efecto HLM solo se cumple en un paıs con un
gobierno organizado que puede cuidar sus mayores ingresos transitorios. Esto es explicado
por el famoso voracity effect que implica que en un paıs con multiples reclamaciones fiscales,
un aumento en los ingresos del gobierno aumenta en forma mas que proporcional sus gastos
10
e induce a un deficit gubernamental y finalmente del paıs.
A modo de resumen podemos concluir que la literatura teorica encuentra los siguientes canales
mediante los cuales un aumento (mejora) en los terminos de intercambio afecta a la cuenta
corriente:
i) Existe un ahorro del mayor ingreso transitorio ante una mejora temporal de los terminos
de intercambio (efecto positivo sobre la cuenta corriente).
ii) Un shock transitorio en los terminos de intercambio provoca un cambio en los precios
relativos intertemporales, lo que afecta las decisiones de consumo, disminuyendo el
precio y aumentando el consumo de bienes importables (efecto negativo).
iii) Estos shocks tambien producen cambios en los precios intratemporales de los distintos
bienes, jugando un rol fundamental el regimen de tipo de cambio imperante, pues un
tipo de cambio fijo provoca una menor variacion de estos precios ante estos shocks
(efecto depende de elasticidades de sustitucion de consumo).
iv) Por el lado de la produccion tenemos que el cambio en los precios relativos lleva a una
sustitucion en produccion entre los distintos sectores de la economıa (efecto casi nulo).
v) En el caso de cambios mas persistentes de los terminos de intercambio va a ocurrir un
aumento en el nivel de inversion de las firmas (efecto negativo, aunque de baja magnitud
si el shock es transitorio).
vi) Por ultimo tenemos que los cambios en los terminos de intercambio llevan a cambiar los
ingresos del gobierno, ya sea de manera directa (por ser duenos de bienes exportables) o
indirecta (por cambios en recaudacion de impuestos), lo cual puede afectar los gastos del
gobierno (efecto ambiguo, dependiendo de si el gobierno es procıclico o contracıcilico).
A grandes rasgos los autores concluyen que el cumplimiento del efecto HLM depende crıti-
camente de las sustituciones intra e intertemporal para el caso del shock transitorio y del
cambio de inversion para el shock permanente. Para clarificar todos estos efectos en la sec-
cion 3 se presenta un modelo en tiempo discreto de maximizacion intertemporal basado en
Dornbusch (1983) y Obstfeld y Rogoff (1996), donde en un contexto de tres bienes y dos
sectores de produccion endogenos, se calculan las condiciones de equilibrio donde se puede
apreciar facilmente como se produce el cumplimiento del efecto HLM a traves de los canales
recien descritos.
11
2.2. Literatura Empırica Respecto al Efecto HLM
Tal como se explico en la introduccion, en los primeros estudios relacionados al tema no se
determino directamente el cumplimiento del efecto HLM sino que se busco determinar la
relevancia de la sustitucion de consumo dentro de esta discusion. Tal como postulan Cashin
y McDermott (1998) el efecto de un shock de los terminos de intercambio es ambiguo de-
pendiendo si predomina el efecto ingreso o el de sustitucion y es por esto que los autores
estudian 5 economıas desarrolladas mediante la estimacion por GMM de los coeficientes de
las ecuaciones de equilibrio de consumo de Euler, encontrando que la elasticidad intertempo-
ral se encuentra entre 0.72-2.65 y la intratemporal entre 0.69-5.63. En la misma lınea estan
Ostry y Reinhart (1992) que sabiendo que el ahorro puede aumentar o disminuir dependiendo
de estas elasticidades, concluyen en un panel de 13 economıas en desarrollo que la elastici-
dad intertemporal de sustitucion tiene un valor de 0.38-0.50 y la intratemporal de 1.22-1.27,
obteniendose intervalos diversos para las distintas regiones de estudio (Asia, Africa, Lati-
noamerica); en el caso latinoamericano la elasticidad intratemporal esta entre 0.76-1.107 y la
intertemporal entre 0.373-0.43. De estos dos trabajos se desprende que el efecto sustitucion
sı es relevante en esta discusion y que este efecto esta presente tanto en su dimension intra
como intertemporal.
Existen tres metodos empıricos alternativos que la literatura ha utilizado para investigar el
efecto de los terminos de intercambio sobre la cuenta corriente: panel, VAR y simulacion. El
uso de panel trata de crear una imagen general sobre el cumplimiento del efecto a traves de
la muestra y entrega la posibilidad de buscar las razones de las diferencias entre los paıses.
En cambio el uso del VAR no permite ver los factores que diferencian la respuesta de cada
paıs, sino que se centra principalmente en el estudio de las funciones de impulso-respuesta
de cada paıs por separado. Por ultimo la simulacion busca entregar una vision de todos los
parametros importantes del ambiente economico.
Los principales estudios empıricos relacionados directamente con el cumplimiento del efecto
HLM son los de Kent y Cashin (2003) y Otto (2003), concluyendo ambos que un aumento
transitorio en los terminos de intercambio provocan una mejora en el saldo de cuenta corriente.
Kent y Cashin (2003) utilizan un panel de 128 paıses, estiman la duracion de los shocks de
terminos de intercambio utilizando el unbiased median estimator de Andrews (1993) para
luego separar la muestra entre aquellos con shocks temporales y persistentes y concluyen que
mientras menos (mas) permanente es el shock, mas (menos) domina el cambio en el ingreso
sobre el cambio en la inversion, con lo cual sı (no) se cumple el efecto HLM. El metodo de
estimacion que utilizan es el siguiente:
12
∆CAi,t = α∆CAi,t−1 +4∑
j=0
βj∆TOTsi,t−j +
4∑
j=0
γj∆GDPsi,t−j + ui,t (2.1)
En el cual ∆CA representa el cambio de la cuenta corriente como porcentaje del PIB, ∆TOT s
los shocks a los terminos de intercambio y ∆GDP s los shocks al producto real como una
medida de shock de productividad. La descomposicion de los shocks transitorios de terminos
de intercambio se hizo tomando los errores de la siguiente estimacion ∆TOTi,t = ci,t +
θi∆TOTi,t−1 + vi,t; dada su simplicidad esto genera serias dudas de que sea el metodo mas
adecuado para captar el efecto transitorio, pues se pueden utilizar tecnicas mas avanzadas
como el filtro de Hodrick-Prescott(1997).5 Los autores no encuentran en su investigacion
diferencias significativas al separar la muestra por aquellos restringidos al credito o por los
que tienen tipo de cambio fijo.
Este mismo metodo de estimacion es utilizado por Misztal (2010) para el caso de Polonia,
pero utilizando el citado filtro de Hodrick-Prescott (1997) para descomponer los cambios
permanentes y transitorios en los terminos de intercambio. En este caso los resultados mues-
tran que el efecto Harberger-Laursen-Metzler si se cumple, pues los aumentos transitorios
mejoran el saldo de cuenta corriente mientras que las mejoras permanentes lo empeoran; este
resultado esta en clara concordancia con que en presencia de shocks transitorios domina el
efecto ingreso y en los permanentes el cambio en inversion.
Otro estilo diferente de investigar el tema es mediante la funcion de impulso respuesta de
cada economıa por separada. En este caso tenemos que Otto (2003) utiliza un modelo VAR
estructural (SVAR) con tres variables: terminos de intercambio, cuenta corriente y producto
real. El autor realiza estimaciones en un panel de 55 paıses y luego de analizar las funciones
de impulso respuesta concluye que un shock positivo transitorio a los terminos de intercambio
lleva a una mejora en el saldo de cuenta corriente, y que este efecto es un poco mas fuerte en
las economıas emergentes que en los paıses en desarrollo de la OECD. En estos ultimos los
terminos de intercambio representan un 15 % de la varianza en la cuenta corriente, mientras
que en los emergentes esta cifra se eleva a 20 %.
En cuanto a simulacion tenemos que su mejor expresion pertenece al trabajo de Backus
5Este filtro trata de descomponer una serie Xt entre su componente de tendencia τt y sus desviaciones zta traves de minimizar:
min
T∑
t=1
((Xt − τt)2 + λ((τt+1 − τt)− (τt − τt−1))2
)(2.2)
Esto se minimiza respecto a τt y la desviacion transitorio corresponde a zt = xt − τt . El valor del λ penalizafluctuaciones en segundas diferencias de xt y Ravn y Ulig (2002) han determinado un valor optimo de λ =6.25para series de frecuencia anual y λ = 129, 600 para datos mensuales.
13
et al. (1994) los cuales concluyen que la cuenta corriente esta positivamente relacionada
con shock pasados a los terminos de intercambio y negativamente correlacionada con shocks
presentes y futuros; en este sentido la cuenta corriente tendrıa una forma de curva-S horizontal
ante cambios en los terminos de intercambio. Nuevamente estos autores encuentran que la
elasticidad intratemporal cobra relevancia pues esta mueve temporalmente la curva hacia
la izquierda o la derecha, con lo que una mayor elasticidad implica una mejor correlacion
contemporanea entre cuenta corriente y terminos de intercambio.
El rol del gobierno dentro del efecto HLM aparece en el estudio de Tornell y Lane (1994),
que si bien se centra en la parte teorica de la discusion, entrega evidencia empırica (aunque
solo observacional, sin regresiones) de que en paıses con mayor control fiscal hay una relacion
positiva entre shocks a los terminos de intercambio y la cuenta corriente, al contrario de lo
que ocurre en paıses con bajo control fiscal.
Por ultimo tenemos que Calderon et al. (1999) encuentran que algunos de los determinantes
del saldo de la cuenta corriente en los paıses emergentes son: crecimiento del paıs (efecto ne-
gativo sobre la cuenta corriente), aumento del ahorro privado o publico transitorio (positivo),
aumento transitorio de exportaciones (positivo), disminucion de la tasa de interes interna-
cional (negativo) y la desviacion estandar de la inflacion (como medida de estabilidad, efecto
positivo). Respecto al efecto HLM encuentran que un aumento transitorio de un 10 % en los
terminos de intercambio reduce el deficit de cuenta corriente en un 0.44 %, con lo cual sı se
cumplirıa este efecto.
2.3. La Relacion entre Terminos de Intercambio y Gobierno
Los terminos de intercambio pueden afectar al balance de gobierno por varios motivos: varıa
la base impositiva de los impuestos al ingreso, cambia la recaudacion al comercio exterior en
caso de existir aranceles, afecta los ingresos provenientes de las empresas fiscales del sector
exportador y puede afectar el comportamiento del gasto de gobierno, pues un shock a los
terminos de intercambio lleva a un cambio en el ingreso transitorio de los consumidores, lo
que puede ser respondido con polıticas pro o contracıclicas dependiendo del comportamiento
del gobierno imperante.
Al respecto Kamisnky (2009) estudia el efecto del ultimo boom de los precios de commodities
sobre el balance fiscal y descubre que no hay relacion alguna entre estas dos variables en
los paıses de la OECD y en los de bajo ingreso. Pero en los paıses de mediano ingreso
sı encuentra diferencias pues en aquellos con ingresos medios-altos el comportamiento del
gobierno es contracıclico respecto a los terminos de intercambio, algo que se intensifica en
paıses con tipo de cambio flexible y que se atenua en los casos de booms a los precios de
14
intercambios; contrariamente en aquellos paıses con ingresos medios-bajos el gobierno es
contracıclico respecto a los terminos de intercambio, lo cual es fortificado en episodios de
booms y disminuido en los paıses con tipo de cambio flexible. Esta evidencia sugiere, dado
que en Latinoamerica en general los paıses tienen ingresos medios, que los booms en terminos
de intercambio llevarıan a respuestas distintas en los balances fiscales, con lo serıa diferente
la intensidad del cumplimiento del efecto HLM entre los diferentes paıses. 6
Dentro de las razones para explicar el comportamiento procıclico del gobierno se puede pensar
en la falta de acceso a mercados de capitales, lo que harıa que el fisco debiese pagar sus deudas
en perıodos malos (de mercado crediticio cerrado) y aprovechara los perıodos de booms para
gastar sus mayores ingresos, lo cual es desarrollado en los trabajos de Gavin y Peroti (1997) y
Caballero y Krishnamurthy (2004). Por otro lado existe una vision, expuesta en Talvi y Vegh
(2005), de que los perıodos de grandes superavits fiscales en los paıses en desarrollo llevan a
grandes presiones sociales para aumentar su gasto, por lo cual ante un perıodo favorable el
gobierno prefiere prevenir estas presiones y simplemente aumentar su gasto. Una ultima teorıa
al respecto es la expuesta en la seccion (2.1) de Tornell y Lane (1994) sobre el voracity effect
donde la multiplicidad de agentes fiscales hace que estos mayores ingresos sean destinados
inmediatamente a gasto en los distintos sectores del gobierno.
2.4. Tipo de Cambio Real, Regimen Cambiario y su Influencia en
el Efecto HLM
Existe una relacion que ha sido muy poco explorada por la literatura pero que tiene una gran
influencia en el efecto HLM: el regimen cambiario. Ya vimos anteriormente que Ostry (1988)
y Edwards (1989) estudiaron el rol del tipo de cambio real, pero un paso anterior a esto es
determinar como el regimen cambiario afecta al comportamiento del tipo de cambio real. En
el trabajo realizado por Mussa (1987) se comprueba que el tipo de cambio real se comporta
de manera muy diferente dependiendo del regimen cambiario: bajo tipo de cambio fijo existe
una gran correlacion serial en el tipo de cambio real, de tal manera que sus movimientos son
suaves y pronosticables; mientras que bajo un regimen flexible el tipo de cambio real sigue
un camino volatil, parecido a un random walk.
Esto afecta de dos maneras complementarias a la cuenta corriente. Por un lado tenemos que
la tasa de interes real percibida por el consumidor es r = r∗ + ∆TCRe + ρ, donde r∗ es la
6Dentro de la muestra de Kamisnky (2009) la clasificacion de ingresos corresponde a la del Banco Mundial.Se considera como ingreso medio-alto a aquellos con Ingreso Nacional Neto (GNI) per capita entre US $4,036- $12,475 y dentro de este grupo esta Argentina, Brasil, Chile, Costa Rica, Mexico, Panama, Uruguay yVenezuela; mientras que ingreso medio-bajo corresponde a un GNI per capita de $1,026 - $4,035 y dentro delgrupo esta Colombia, El Salvador, Honduras, Paraguay y Peru.
15
tasa internacional y ρ el riesgo paıs. Ante un aumento en los terminos de intercambio habra
una apreciacion del tipo de cambio real y una disminucion la tasa de interes del consumidor,
pero dado que los individuos son aversos al riesgo solo actuaran ante este cambio en la tasa
si el tipo de cambio es fijo, pues ası conocen cual es la trayectoria futura esperada de esta;
si el tipo de cambio es flexible la tasa de interes real tendra una gran volatilidad esperada,
con lo cual los consumidores no aprovecharan la baja en esta tasa. Por lo tanto bajo un tipo
de cambio fijo los consumidores aumentaran su endeudamiento ante una baja en la tasa de
interes real, lo cual disminuye el saldo de cuenta corriente.
Por otro lado ante una mejora en los terminos de intercambio tenemos que bajo un tipo de
cambio flexible ocurrira una apreciacion del tipo de cambio nominal, lo que disminuira en
parte el valor del precio de las exportaciones (PX) medido como moneda local, amortiguando
la mayor inversion que se realizara en el sector exportador. Pero bajo tipo de cambio fijo esta
baja en PX no ocurre, con lo cual la inversion tiene un valor mayor y hay un efecto negativo
sobre la cuenta corriente. Ası podemos ver que el tener un regimen de tipo de cambio fijo
provoca que en estos paıses el efecto HLM se cumpla de manera mas debil.
3. Modelo Teorico
A continuacion se presenta un modelo que aclara los descubrimientos teoricos de la seccion
2 y muestra como un cambio en los terminos de intercambio afecta a la cuenta corriente. En
la seccion anterior vimos que bajo un set de condiciones se obtenıa que un shock transitorio
a los terminos de intercambio aumentaba el saldo de cuenta corriente, efecto que depende de
la respuesta del gobierno y del regimen cambiario. El modelo postulado en esta seccion busca
estudiar los determinantes de la cuenta corriente para el posterior analisis empırico, aunque
en esta seccion se deja de lado la inclusion del regimen cambiario dentro del modelo, para
que este sea lo mas acotado y claro posible.
Este nuevo modelo sigue muy de cerca el enfoque de maximizacion intertemporal presente
en Dornbusch (1983) y Obstfeld y Rogoff (1996), pero se incluyen dos cambios considerables:
ahora las decisiones de produccion son endogenas, a diferencia de los anteriores en los cuales
se incluıan dotaciones; en vez de dos tipos de bienes (transable y no transable) y siguiendo los
modelos presentados por Ostry (1988) y Gavin (1991) se incluye un tercer bien, con lo cual
existiran bienes exportables, importables y no transables, lo que hace mas facil determinar
los terminos de intercambio.
Tal como se dijo anteriormente hay tres tipos de bienes no almacenables en esta economıa: uno
importable (M) que es consumido y no producido, un bien exportable (X) que es producido y
16
no consumido, y un bien no transable (N) el cual es producido y consumido dentro del paıs.
Designamos como numerario al precio del bien importable (PM=1) con lo cual el precio del
bien exportable es PX y el del no transable PN ; dado el supuesto de PM=1 tenemos que los
terminos de intercambio ( PXPM
) son iguales a PX .
El paıs es una economıa pequena abierta al mundo en el intercambio de capital, pero no
de trabajo, y enfrenta una tasa de interes internacional r para los prestamos. Las variables
internacionales no son afectadas por el comportamiento del paıs por lo que los terminos de
intercambio PX varıan exogenamente a su actuar. Existe un gobierno del paıs que gasta un
monto de Gs en cada perıodo, el cual es estudiado en detalle en la seccion 3.2.
Esta economıa se encuentra siempre en pleno empleo ya que no hay distorsiones en el mercado
del trabajo ni ocio en la funcion de utilidad de los consumidores. Por ultimo existe un nivel
inicial de activos externos Bt y como el consumo de bienes no transable debe igualar a su
produccion, la cuenta corriente estara determinada por la diferencia entre las ganancias del
sector exportador y de los intereses de los activos externos menos el gasto en consumo de
bienes importables, la inversion y el gasto del gobierno.
3.1. Produccion
En el modelo existen dos firmas representativas, una que produce bienes no transables cuyos
duenos son los consumidores y otra que produce bienes exportables cuya propiedad esta
divida entre el gobierno (η%) y los consumidores ((1 − η) %). Ambas firmas producen con
una funcion de produccion Cobb-Douglas:
Yj,t = Aj,tKαjj,tL
1−αjj,t j = N,X. (3.1)
Donde X es el bien exportable y N el no transable (todas las variables y parametros del
modelo se encuentran definidos en la tabla A.1 del apendice). El trabajo es perfectamente
movil entre ambos sectores y el capital es rentado cada perıodo a una tasa de r, y como la
tecnologıa Aj es contante y no existen costos de ajuste al capital, el problema de maximizacion
se vuelve estatico:
MaxKj ,Lj
πj = PjAjKαjj L
1−αjj − wLj − rKj j = N,X. (3.2)
La solucion completa al problema de maximizacion de las firmas se encuentra en la seccion
A.2. del apendice. Los resultados mas importantes se obtienen de que en equilibrio el retorno
al capital y al trabajo deben ser iguales en ambos sectores, con lo cual podemos determinar el
salario de equilibrio w en el sector exportable, dado que AX , PX y r son exogenos; luego estas
17
cuatro variables nos entregan el ratio capital trabajo(KXLX
)optimo en el sector exportable.
A partir de aquı es posible obtener PN y(KNLN
)de equilibrio en el sector no transable.
En resumen, la resolucion al problema estatico de las firmas entrega la siguiente solucion:
w = w(AX+, PX
+, r−, αX)
+
(3.3)
PN = PN(AN−, AX
+, PX
+, r−, αX
+, αN)−
(3.4)
(KX
LX
)= F (AX
+, PX
+, r−, αX
+) (3.5)
(KN
LN
)= G(AX
+, PX
+, r−, αX
+, αN
+) (3.6)
Entonces en este modelo simple obtenemos que el precio de los bienes no transables y los
ratios optimos de factores son determinados unicamente por factores de oferta. Cabe destacar
el hecho que una mejora en los terminos de intercambio (PX) va a traer consigo un aumento
en su produccion, con lo cual van a necesitarse mas trabajadores aumentando el salario de
equilibrio y presionando el precio de los bienes no transables (PN) al alza debido al mayor
costo y a la escases de los factores de produccion. Por otro lado, la cantidad de bienes
producido por cada sector sera determinado cuando resolvamos el problema del consumidor.
Dado que en esta economıa existen dos bienes transables y uno no transable, es difıcil cons-
truir una canasta para determinar el comportamiento del tipo de cambio real. Es por esto
que realizaremos un indicador alternativo que se acerca al comportamiento de esta variable:
TCRs =PM,sPN,s
. Dado que PM = 1 podemos observar por la ecuacion (3.4) que una mejora
en los terminos de intercambio lleva a una apreciacion del tipo de cambio real, lo cual sera
analizado en mas detalle en la seccion 3.4.
3.2. Gobierno
Para terminos de mantener simple y acotado el modelo vamos a obviar el proceso de maxi-
mizacion del gobierno y suponer que este tiene una funcion de gasto Gs = ψ(PX,s)G, donde
ψ(PX,s) representa el comportamiento del gobierno respecto al ciclo7 de tal manera que el
gobierno es procıclico, acıclico o contracıclico si ψ′(PX,s) > 0, ψ′(PX,s) = 0 o ψ′(PX,s) < 0
respectivamente.
7Dado que el unico shock que ocurre en esta economıa es un cambio exogeno de PX,s, el ciclo economicode este paıs esta fuertemente relacionado al movimiento de esta variable.
18
Este gasto es financiado por los ingresos del sector exportador y por un impuesto de suma
alzada Ts cobrado cada perıodo a los consumidores, de tal manera que la restriccion pre-
supuestaria del gobierno es:
BGs+1 −BGs = rBGs + ηPX,sYX,s + Ts − ψ(PX,s)G (3.7)
Donde BG son los activos externos netos del sector publico. Si iteramos esta ecuacion en el
tiempo, tenemos que el gasto de gobierno debe cumplir la siguiente restriccion presupuestaria
intertemporal:
∞∑
s=t
(1
1 + r
)s−t(ψ(PX,s)G) = (1 + r)BGt +
∞∑
s=t
(1
1 + r
)s−t(ηPX,sYX,s + Ts) (3.8)
Por lo tanto el valor de Gs se puede ver afectado por los siguientes motivos ante un shock
positivo en los terminos de intercambio:
i) La polıtica procıclica (contra) del gobierno dada por ψ(PX,s).
ii) El aumento de los ingresos del gobierno por la mayor recaudacion de impuestos, en el
caso en que estos fueran proporcionales al ingreso.
iii) El aumento de los ingresos del gobierno por las mayores ventas del sector exportable,
ya sea porque es dueno de una proporcion η de las firmas exportadoras o porque se
afecta la recaudacion de los impuestos al comercio exterior.
3.3. Consumo
Existe un agente representativo que maximiza consumo intertemporalmente dada una restric-
cion presupuestaria y acceso al mercado internacional de capitales a una tasa r. El problema
del consumidor es:
MaxCN ,CM
∞∑
s=t
βs−tU(CN,s, CM,s) (3.9)
sujeto a
BPs+1 −BPs = rBPs + (1− η)PX,sYX,s + PN,sYN,s − PM,sCM,s − PN,sCN,s − Is − Ts (3.10)
donde : U(CN,s, CM,s) =C1− 1
σ
1− 1σ
(3.11)
19
C =(
(φ)1θC
1− 1θ
M + (1− φ)1θC
1− 1θ
N
) θθ−1
(3.12)
Donde las elasticidades de sustitucion de consumo intertemporal (σ) e intratemporal (θ) son
constantes en el tiempo. Tambien tenemos que el parametro φ representa cuanto mas valora
el consumo de bienes no transables sobre el de importables. En tanto Is = (KX,s−KX,s−1) +
(KN,s −KN,s−1) corresponde a la inversion que se hace en cada perıodo y BP a los activos
externos netos de los consumidores.
La resolucion matematica del problema del consumidor es bastante extensa y se encuentra
cubierta en la seccion A.3. del apendice. Las ecuaciones de equilibrio intertemporal de ambos
bienes de consumo son:
CM,s+1 =
(PsPs+1
)σ−θCM,s (3.13)
CN,s+1 =
(PsPs+1
)σ−θ (PN,sPN,s+1
)θCN,s (3.14)
Donde Ps = (φ+ (1− φ)(PN,s)1−θ)
11−θ es el nivel general de precios de la economıa.
Por otro lado tenemos que la solucion intratemporal que entrega los niveles de consumo de
equilibrio es:
CM,t =(1 + r)Bt +
∑∞s=t
(1
1+r
)s−tPX,sYX,s − ψ(PX,s)G− Is
∑∞s=t
(1
1+r
)s−t (PtPs
)σ−θ (3.15)
CN,s = CM,s
(1− φφ
)PN,s
−θ (3.16)
De la interaccion de las ecuaciones (3.3)-(3.6) y (3.15)-(3.16) se pueden obtener las soluciones
de los problemas de las firmas y del consumidor. Podemos ver que el consumo de importables
depende del valor presente de los ingresos por exportaciones menos los gastos del gobierno e
inversion y dividido por un ponderador que depende del nivel de precios y la tasa de interes,
para suavizar el consumo intertemporalmente. En tanto la relacion intratemporal de consumo
depende del precio de los no transables.
20
3.4. La Cuenta Corriente y el Efecto de los Terminos de Intercam-
bio
Utilizando el hecho de que todo lo producido en el sector no transable se consume, de las
ecuaciones (3.7) y (3.10) llegamos a que la evolucion de la cuenta corriente esta determinada
por la siguiente ecuacion:
CCs = Bs+1 −Bs = rBs + PX,sYX,s − CM,s − ψ(PX,s)G− Is (3.17)
Donde YX,s, CM,s e Is de equilibrio se obtienen de las dos secciones anteriores y Bs = BPs +
BGs corresponden a los activos externos netos del paıs. Por lo tanto vemos que el saldo de
cuenta corriente depende de la suma del ahorro privado y fiscal.
Dicho todo esto, tenemos que un aumento transitorio a los terminos de intercambio (aumento
de PX,s) afecta al saldo de la cuenta corriente a traves de los siguientes canales:
i) Aumenta la produccion de bienes exportables YX,s lo que junto al alza en el valor de
PX,s incrementa el valor de PX,sYX,s (efecto positivo en la cuenta corriente).
ii) Aumenta la riqueza del individuo, lo que provoca un efecto pequeno en el consumo de
importables (ecuacion 3.13) debido a que este ingreso se suaviza en el tiempo. Aumenta
el precio de los bienes no transables PN,s (ecuacion 3.4), lo que provoca un incremento
en el consumo de bienes importables CM,s (3.14) (ambos provocan un efecto negativo
sobre la cuenta corriente).
iii) Existe un aumento en la inversion (ecuaciones 3.5 y 3.6) para conseguir el mayor capital
necesario para el aumento de YX,s e YN,s. Pero dada la transitoriedad del shock y en
presencia de costos de ajuste este efecto es muy pequeno (efecto pequeno y negativo).
iv) El efecto en el gasto de gobierno depende de lo discutido en la seccion 3.2., con lo cual
este shock puede aumentar o disminuir su valor (efecto ambiguo).
v) Si bien aquı no se encuentra definido el regimen cambiario, en caso de tener un regimen
de cambio fijo habra una disminucion del tipo de cambio real (ecuacion 3.4), lo que
disminuira la tasa de interes interna y aumentara el endeudamiento de los agentes y su
consumo (efecto negativo).
Por otro lado la existencia de tipo de cambio fijo impide una apreciacion cambiaria
nominal debido al aumento en los terminos de intercambio y una baja en el valor de
PX en moneda local, con lo cual bajo un tipo de cambio fijo existe una mayor inversion
(efecto negativo).
21
Figura 2: Caso 1: un aumento transitorio de los terminos de intercambio - modelo simple
Ante un shock transitorio tenemos que el efecto (i) domina al (ii) y (iii), con lo cual el
efecto (iv) y (v) pueden ser claves para determinar la magnitud del cumplimiento del efecto
HLM. Esto puede observarse en las siguientes tres figuras donde analizamos shock positivos a
los terminos de intercambio de tres naturalezas diferentes: transitorio dentro de este modelo
simple, transitorio dentro de un modelo de costos de ajuste y permanente dentro de un modelo
de costos de ajuste.8 Este shock corresponde a un aumento de un 20 % de PX durante un
solo perıodo (t = 1), para luego volver para siempre a su nivel original de equilibrio.
La figura 2 nos muestra que en el caso simple el modelo nos predice que ante un aumento
en los terminos de intercambio sube notoriamente la produccion de exportables (y aumenta
aun mas el valor de su produccion debido al alza en su precio), aumenta el consumo de
importables pero de forma mas leve debido a la suavizacion de estos ingresos en el tiempo y
se incrementa la inversion para poder realizar la mayor produccion. En el grafico de la cuenta
corriente podemos ver que este shock tendrıa un efecto positivo sobre su saldo, con lo cual el
efecto HLM sı se cumplirıa, pero que este superavit sera menor mientras mas prociclıco sea
8Este modelo supone perfect foresight respecto a los precios del futuro. Esto no ocurre en la realidad ysabemos que las expectativas sobre precios pueden cambiar drasticamente las decisiones de los consumidores ydel gobierno, tal como se discute en la seccion 4. Si bien lo correcto serıa incluir alguna tecnica de expectativasrespecto a los precios futuros, esta no se incluira porque escapa a la simplicidad del efecto que se busca medir,pero una rama futura de investigacion podrıa ser el estudiar el efecto de las expectativas sobre el cumplimientodel efecto HLM.
22
Figura 3: Caso 2: un aumento transitorio de los terminos de intercambio - modelo con costosde ajuste
el gobierno. El ajuste de la inversion una vez terminado el shock provoca que exista un leve
superavit en la cuenta corriente durante el segundo perıodo.
Pero sabemos que la realidad es bastante mas compleja que el modelo simple, que las deci-
siones toman tiempo y que es costoso para la empresa el invertir e instalar mas capital. Es
por esto que la figura 3 presenta el efecto de este shock en un contexto de costos de ajuste9,
donde los efectos son mucho mas moderados sobre la produccion, consumo e inversion, y mu-
cho mas duraderos en el sentido en que la economıa se demora varios perıodos en ajustarse
a este shock transitorio. La produccion de transables aumenta debido al shock positivo en
los precios, pero demora en volver a su nivel de equilibrio porque el proceso de desinversion
de capital demora varios perıodos debido a los costos de ajuste. El consumo de importables
aumentara debido a la mayor riqueza y a que el precio de los bienes no transables va a au-
mentar durante unos perıodos, porque la produccion de estos bienes se demora en ajustar a
su nuevo nivel de equilibrio. Los ajustes en la produccion de ambos sectores van a llevar a una
inversion que sera positiva en un principio, pero luego negativa debido a la desinversion en
capital. Respecto al gobierno aun podemos ver que tiene un rol importante en determinar la
9Para realizar esto se supuso que el sector transable tenıa un costo en ajustar su capital de la forma
CAN,s =ΘI2N,s
2KN,s. Debido a lo extenso y complejo del desarrollo del equilibrio algebraico de este problema
simplemente se entregaron los resultados de este proceso, pues lo relevante es poder ejemplificar como lasrespuestas de las variables son menos potentes y perduran mas tiempo bajo la presencia de costos de ajuste.
23
Figura 4: Caso 3: un aumento permanente de los terminos de intercambio - modelo con costosde ajuste
respuesta de la cuenta corriente ante este shock, dependiendo de su comportamiento respecto
al ciclo.
Por ultimo tenemos el caso de un aumento permanente en los terminos de intercambio. En
el caso del modelo simple el ajuste serıa instantaneo tanto en produccion como en consumo,
con lo cual solo habrıa un deficit en el primer perıodo producto del aumento en inversion.
Mientras en el caso con costos de ajustes presente en la figura 4, vemos que el consumo se
demora en llegar a su equilibrio debido a que el sector no transable tarda en ajustarse y la
produccion tambien se demora unos perıodos en alcanzar su nivel estacionario, lo que unido al
aumento en inversion lleva a deficits en la cuenta corriente en los perıodos posteriores al shock.
Nuevamente tenemos que el gobierno puede aumentar o disminuir este deficit dependiendo
de su comportamiento.
En conclusion, la teorıa nos dice que un shock positivo transitorio a los terminos de inter-
cambio aumenta el saldo de cuenta corriente, aunque el efecto del cambio en el gasto de
gobierno puede fortalecer o contrarrestar el efecto del mayor ingreso transitorio. Esto es lo
que se buscara ver en la parte empırica de la seccion 6: como en Latinoamerica el actuar
del gobierno afecta el cumplimiento del efecto HLM. Junto a esto tambien se estudiara el
rol del regimen cambiario en este efecto, lo cual fue discutido en esta seccion, pero dejado
24
de lado en el planteamiento algebraico. Antes de realizar las estimaciones, se revisara en la
seccion siguiente la historia reciente del continente latinoamericano respecto a las variables
en cuestion.
4. El Contexto Latinoamericano
4.1. La Evolucion de la Cuenta Corriente y los Terminos de Inter-
cambio
Respecto a la region latinoamericana tenemos que sus paıses se han caracterizado por tener
una gran variabilidad en sus terminos de intercambio, lo cual es respaldado por Serven (2000)
donde se cataloga a esta region dentro de las con mayores volatilidades de terminos de inter-
cambio en el mundo. Este hecho se debe principalmente a la alta volatilidad de los precios
mundiales de los commodities junto a que en la mayorıa de los paıses latinoamericanos sus
exportaciones estan concentradas en unos pocos productos.10 Tanto la figura 1 presentada en
la introduccion como las tablas B.1 y B.2 presentes en el anexo nos muestran la gran varia-
bilidad presente en los terminos de intercambio, los cuales siguen tendencias muy distintas
entre los distintos paıses y perıodos.
Esta gran volatilidad trae respuestas muy diferentes en la cuenta corriente: a nivel gene-
ral parece haber una relacion positiva entre los shocks a los terminos de intercambio y los
movimientos de la cuenta corriente tal como se presenta en la figura 5, pero un analisis de
la correlacion entre los terminos de intercambio y la cuenta corriente en los paıses de Lati-
noamerica entrego en general valores positivos y altos, lo cual respaldarıa preliminarmente el
efecto HLM, pero existe una gran variedad de valores desde -0.40 hasta 0.74; esto hace pensar
que hay algunos fundamentos economicos que llevan a este comportamiento tan diferentes
en las cuentas corrientes. El entender las posibles causas de estas diferencias entregadas por
los datos es una parte fundamental de este estudio. Dado todo lo dicho en la teorıa sabemos
que una de las grandes causas que explica esta diferencia en los comportamientos es el rol
del gobierno, tal como observamos en la figura 6 donde se muestra una pequena seleccion de
episodios de grandes volatilidades en los terminos de intercambio y donde observamos que
existe una respuesta positiva (negativa) de la cuenta corriente cuando el gobierno actua de
forma contracıclica (procıclica), lo cual concuerda con las predicciones de la teorıa expuestas
en las secciones 2 y 3. Es el comportamiento del gobierno y del tipo de cambio el que lleva
10Los casos mas extremos son Venezuela y Ecuador, donde en el ano 2000 los cuatro principales commoditiesrepresentaban el 80 % y el 60 % de las respectivas exportaciones totales. Para ver informacion desagregadapor paıses respecto al tema se puede consultar las paginas 45-47 de Serven (2000).
25
Figura 5: Relacion entre las variaciones de los terminos de intercambio y la cuenta corriente
Figura 6: Relacion entre los terminos de intercambio y la cuenta corriente en algunos paısesde LA
26
de una relacion positiva a nivel regional presente en la figura 5, hacia correlaciones tan
variadas como las descritas dentro de este parrafo y en la figura 6. El analisis econometrico
presente en la seccion 6 corroborara esta teorıa.
El resumen estadıstico presente en la tabla B.2 del anexo muestra que todos los paıses de
la region han tenido en promedio un deficit de cuenta corriente durante los ultimos 30 anos,
pero este ha variado durante el ultimo tiempo: en las decadas de los 80-90 hubo un deficit
promedio de 4 %, el cual mejoro a un saldo negativo de 1.8 % durante la ultima decada. Este
cambio coincidio con una mejora ostensible en los terminos de intercambio, los cuales pasaron
desde un promedio de 96 a 102 durante esos perıodos. Si bien este hecho no nos dice que los
terminos de intercambio son el unica causante de esta mejora en la cuenta corriente, es clara
su relacion positiva hasta el punto que en la decada de los ’00 muchos paıses pasaron a tener
en promedio un superavit de cuenta corriente por primera vez, lo cual coincide con una gran
mejora en los terminos de intercambio durante esa decada.
Figura 7: Evolucion anual promedio de los precios de exportaciones e importaciones
Como habıamos dicho anteriormente la gran volatilidad de los terminos de intercambio se
debe a la gran proporcion de unos pocos commodities dentro de la canasta de exportacion.
Esto puede ser corroborado por la figura 7 que muestra la evolucion de los cambios por-
centuales en los precios de las exportaciones e importaciones en promedio para la region. Ahı
podemos apreciar que los precios de las exportaciones (PX) son muchos mas volatiles que
los de importaciones (PM), por lo que la volatilidad de los terminos de intercambio ( PXPM
) es
27
causada principalmente por la gran varianza de los precios de los bienes exportables. Cabe
destacar tambien el hecho de que ambos ındices siguen una tendencia parecida y esto se debe
a que el ciclo mundial influye en ambos precios de la misma manera, aumentandolos en los
perıodos de booms y con fuertes contracciones durante las crisis.
4.2. Comportamiento de los Gobiernos
Respecto a la relacion historica entre el comportamiento del gobierno y los terminos de
intercambio en Latinoamerica, en el libro editado por Larraın y Selowsky (1991) se resumen
los comportamientos de los gobiernos de cada paıs por separado durante los anos 70 y 80’s.
En la evidencia se desprende que en los dos shocks positivos en el precio del petroleo (74-78 y
79-81) la mayorıa de los paıses aumento su gasto. Durante los anos anteriores al primer shock
(70-73) los paıses habıan aumentando fuertemente su sector fiscal y esta tendencia no se vio
disminuida durante el primer shock (74-78) a pesar de que este tuvo efectos muy diferentes
en los distintos paıses, como es una gran ganancia para Venezuela, moderada ganancia para
Argentina y Mexico y gran perdida para Brasil y Chile. El segundo boom petrolero trajo los
mismos resultados, con gobiernos que aumentaron su nivel de deuda ya sea para expandir su
inversion (exportadores de petroleo) o para cubrir las perdidas transitorias (importadores).
Esta situacion llevo a un gran nivel de endeudamiento en los paıses latinoamericanos, los
cuales tuvieron que pagar esta consecuencia en la crisis de la deuda de los anos ochenta
cuando el mercado internacional del credito se congelo para la region.
El comportamiento descrito en el parrafo anterior es explicado por Larraın y Selowsky
(1991) desde la best expectation theory : aquellos que tenıan un shock bueno (exportadores de
petroleo) pensaron que era permanente con lo cual podıan solventar un mayor gasto publico;
mientras que aquellos que tenıan un shock malo (importadores de petroleo) pensaron que
era transitorio por lo que aumentaron su gasto transitoriamente para hacer frente al mal
tiempo.11 Todo esto fue posible gracias a la facilidad con que se podıa pedir credito externo
antes de la crisis de la deuda latinoamericana de los ochenta y al hecho de que no habıa gran
nivel de inversionistas privados, con lo que el gobierno fue aquel que se quedo con la mayorıa
de los flujos provenientes del exterior.
Esto hace reafirmar la idea de que las expectativas juegan un rol fundamental, en el sentido
en que un shock transitorio debiese llevar a un superavit de cuenta corriente pero si este
shock es pensado como permanente por los agentes, puede llevar incluso a que esta pase a
11La excepcion mas notable a este hecho fue el caso de Chile, el cual siguio una estricta polıtica fiscaldurante esos perıodos y no aumento su gasto fiscal para solventar las perdidas por el alza del precio delpetroleo.
28
ser deficitaria. Si el shock es pensado como una mejora permanente, tanto los consumidores
como el gobierno aumentaran su gasto pensando en que este es sustentado por las ganancias
futuras, lo que lleva un deficit de cuenta corriente en el perıodo actual. Ası vemos que las
expectativas son un canal anterior al tipo de cambio, consumo o gobierno, pues las creencias
de las personas afectan los comportamientos de estas variables, que en definitiva determinan
la cuenta corriente. Lamentablemente es muy difıcil medir empıricamente las reacciones de
las expectativas de los agentes economicos respecto a los shocks de terminos de intercambio
por lo cual esto no sera considerado en la estimacion, pero no por esto debemos olvidar su
importancia.
Respecto a la historia mas reciente de los gobiernos latinoamericanos Gavin y Perotti (1997)
muestran que los gobiernos de esta region tienen balances muchos mas volatiles que los paıses
desarrollados y que su comportamiento es procıclico, lo que se acentua durante las recesiones
donde el gasto aumenta mucho. Por otro lado Izquiero y Talvi (2008) estudian el efecto del
ultimo boom de precio de commodities sobre los gobiernos de la region y determinan que si
bien estos tuvieron un pequeno superavit durante este perıodo (cercano al 1 %), este se debio
exclusivamente a los mayores ingresos y que si utilizamos una medicion estructural lo que
realmente ocurrio fue que estos paıses tuvieron un gran deficit estructural (4 %) durante este
perıodo, con lo cual no guardaron los mayores ingresos transitorios para los tiempos malos.
A lo largo de los ultimos 30 anos los datos nos entregan un comportamiento muy variado
entre los gobiernos. En la tabla B.3 del anexo se pueden ver la evolucion de los gastos de los
gobiernos en consumo y de sus balances. Nos encontramos con paıses que gastaron desde un
6 % del PIB en consumo (Paraguay en los ’80) hasta un 19 % (Brasil en los ’90 y ’00), pero
con la mayorıa con gastos en consumo en rangos entre 10-20 %. Cabe destacar el hecho de que
los gobiernos han cambiado mucho su comportamiento a traves de las decadas, con algunos
que han subido mucho su consumo mientras otros lo han bajado fuertemente. En cuanto a
sus balances vemos que estos son negativos (salvo Chile) pero moderados, lo que demuestra
que estan aumentando su deuda aunque de manera lenta.
Un hecho importante dentro del gobierno es que durante los ultimos anos estos han adoptados
distintas medidas de reglas fiscales, este hecho se puede observar en la figura 8 donde cada vez
son mas los paıses que se estan preocupando sobre proteger su balance fiscal. Actualmente
hay 10 paıses con reglas fiscales, las cuales abarcan sectores como gasto primario, balance
estructural y deuda, que se encuentran detalladas en la tabla B.4 del anexo. El problema
es que no disponemos de datos de facto sobre estas reglas lo que implica que no sabemos si
todos los paıses las cumplen o si seguıan alguna regla no escrita sobre prudencia fiscal desde
antes (como parece ser el caso de Chile durante los ’80 y ’90). Si recordamos los trabajos
29
Figura 8: Evolucion del numero de paıses con reglas fiscales en Latinoamerica
de Reinhart y Rogoff (2004) y de Levi-Yeyatti y Sturzenger (2005) respecto al regimen de
tipo de cambio sabemos que pueden existir notables diferencias entre lo declarado por el paıs
(de jure) y lo que realmente sucede (de facto), con lo cual no utilizaremos estos datos de
reglas fiscales, pero lo que la figura 8 sı muestra es que los gobiernos estan cada vez mas
preocupados de mantener controladas sus cuentas, pues estan creando reglas para tratar de
lograr este cometido.
Un tema relevante dentro de la estructura fiscal es que los gobiernos a veces son duenos de
grandes empresas exportadoras, como es el caso de las petroleras PETROBRAS en Brasil,
PDVSA en Venezuela, PEMEX en Mexico, ECOPETROL en Colombia o la minera CODEL-
CO en Chile. En la tabla B.5 podemos apreciar que algunas de estas empresas tiene utilidades
muy grandes, llegando incluso a los 18,000 millones de dolares anuales, provocando que los
ingresos fiscales de estos paıses sean muy sensibles a las variaciones de los precios de unos
pocos bienes exportables.
4.3. Regimen Cambiario
Respecto al regimen de tipo de cambio vemos que en el continente han habido muchas varia-
ciones. Para esto tenemos los regımenes de tipo de cambio tanto de jure (FMI) como de facto
(Reinhart y Rogoff (2004)); ambas clasificaciones contienen las mismas categorıas, salvo que
la de facto contiene una llamada caıda libre que corresponde a aquellas economıas con una
30
Figura 9: Evolucion de las regımenes cambiarios de jure
Figura 10: Evolucion de las regımenes cambiarios de facto
31
inflacion anual mayor a 40 % o durante los primeros seis meses luego de una crisis cambiaria.
A partir de lo observado en las figuras 9 y 10, podemos ver que hay notables diferencias
entre lo que declara un paıs (de jure) y lo que realmente ocurre (de facto), sobretodo en el
concepto de tipo de cambio libre pues hay muchos paıses que declaran tener tipo de cambio
libre (flexible) pero que en realidad hacen pequenas intervenciones que lo vuelven de flotacion
manejada. Es por esto que para las estimaciones de la seccion 6 se utilizara la clasificacion de
facto, pues esta representa el verdadero regimen cambiario imperante en el paıs. Por ultimo
cabe destacar que los paıses han abandonado fuertemente el tipo de cambio fijo, para estar
actualmente la mayorıa entre flexibilidad limitada y flotacion manejada; si bien varios de los
paıses latinoamericanos tienen el tipo de cambio libre en el presente, algunas intervenciones
esporadicas lo hacen caer dentro de la categorıa de flotacion manejada.
5. Estimacion Empırica
5.1. Modelo a Estimar
Lo que se testeara empıricamente en este trabajo es mediante un estudio de panel, ademas de
identificar el cumplimiento del efecto HLM en Latinoamerica, intentar estudiar otros canales
que la literatura teorica ha calificado como importantes pero que aun no han sido testeados
empıricamente. Dentro de estos cabe destacar el rol del gobierno, el cual fue modelado por
Tornell y Lane (1994) pero no ha sido testeado aun, y el efecto del regimen de tipo de cambio
nominal, lo que servirıa para comprobar las diferencias en el canal del tipo de cambio real
propuesto por Ostry (1988).
Para esto estimaremos la ecuacion (3.17) que representa la evolucion de la cuenta corriente
de acuerdo al modelo propuesto en la seccion 3. La cual recordemos que es:
CCs = Bs+1 −Bs = rBs + PX,sYX,s − CM,s − ψ(PX,s)G− Is
Donde Bs representa la deuda nacional, PX,s los terminos de intercambio, YX,s la produccion
de exportables, CM,s el consumo de importables, G el gasto de gobierno e Is el nivel de
inversion. A esto se le incluira un rezago de la cuenta corriente para determinar si existe
cierta inercia en su patron de movimiento y varios rezagos a los terminos de intercambio y a
la inversion debido a que el sector productivo se demora en ajustar en la presencia de costos
de ajuste. Con todo esto, el modelo estructural sera:
32
CCi,t = β0 + β1CCi,t−1 +3∑
s=0
δsTIi,t−s +3∑
j=0
γjGDPGi,t−j + β2TCFIJOi,t ∗ TI + β3PROki,t
+β4PROki,t ∗ TI + β5IEXTi,t + ηi + ui,t
Donde CC corresponde a la cuenta corriente en terminos del PIB, TI al logaritmo de los
terminos de intercambio, GDPG al crecimiento del producto real, IEXT a la tasa de interes
externa y ηi al efecto fijo por paıs. El parametro δ0 sera muy relevante para determinar
el cumplimiento del efecto HLM en Latinoamerica. Por lo estudiado en las secciones 2 a 4
sabemos que los regımenes fiscales y cambiarios son causas importantes en las diferencias de
las respuestas de las cuentas corrientes ante shocks en los terminos de intercambio. Es por
esto que se agregan los terminos PROki,t y TCFIJOi,t, donde PROk representa una medida
de prociclicidad (con k = 1, 2, 3, 4) y TCFIJO una dummy que toma el valor de 1 si en el
paıs hay un regimen de tipo de cambio fijo de facto (las definiciones y fuentes de las variables
se encuentran en el anexo B.1.).
Pero recordemos que en la ecuacion (3.17) la tasa de interes tiene un efecto interactivo con
el nivel de deuda, representando el pago de intereses. Por otro lado sabemos por la seccion
2.4. que el regimen cambiario afectara fuertemente la reaccion de los individuos a un cambio
en la tasa de interes. Para poder diferenciar todos estos efectos se interactuara la variable
IEXT con el regimen cambiario TCFIJO y con una variable DEBT que corresponde a una
dummy que toma el valor de 1 cuando el paıs tiene una deuda externa mayor al 60 % del
PIB. Uniendo estas variables a la ecuacion anterior, la ecuacion a estimar sera:
CCi,t = β0 + β1CCi,t−1 +3∑
s=0
δsTIi,t−s +3∑
j=0
γjGDPGi,t−j + β2TCFIJOi,t ∗ TI + β3PROki,t
+β4PROki,t ∗ TI + β5IEXTi,t + β6IEXTi,t ∗DEBTi,t + β7IEXTi,t ∗ TCFIJOi,t
+β8IEXTi,t ∗ TCFIJOi,t ∗DEBTi,t + ηi + ui,t (5.1)
La eleccion del tipo de cambio de facto sobre el de jure se basa en la discusion realizada en
la seccion 4.3., donde dadas las notables diferencias que existen entre ambas especificaciones
junto al hecho de que la transmision del tipo de cambio real depende del regimen de cambio
que realmente impera, se opto por el de facto. En este se clasifica como 1 al tipo de cambio
fijo, que corresponde a la ausencia de moneda, moneda fija o banda horizontal y corresponden
a los regımenes que Reinhart y Rogoff (2004) califican como fijo.
33
Respecto a la prociclicidad del gobierno serıa logico utilizar medidas de balance de gobierno,
pero tal como sustentan Ilzetzki y Vegh (2008) el comportamiento del gobierno debe ser
medido por los instrumentos que este controla mas que en los resultados generados.12 Los
ingresos del gobierno, tanto de impuesto como de sus empresas, dependen en gran medida
del ciclo economico, con lo cual utilizaremos la respuesta del gasto de gobierno como medida
de prociclicidad. Esta sera medida como la correlacion de los ultimos cuatro anos de una
variable que represente al ciclo y otra al gasto de gobierno. Se crearon dos especificaciones:
una referente a la correlacion contemporanea de los ultimos 4 anos entre crecimiento del
producto real y el gasto de consumo de gobierno y otra respecto a la correlacion entre los
terminos de intercambio y el gasto de consumo gobierno, el cual representa el indicador
de prociclicidad postulado en el modelo de la seccion 3. Pero el gasto de gobierno total
consta de gasto de gobierno en consumo, mas gasto en inversion, mas servicio de deudas, mas
transferencias, por lo que al considerar solo el gasto en consumo se dejan de lado elementos
importantes, como el caso de las transferencias que en paıses en que los salarios mınimos
estan indexados pueden aumentar la prociclicidad del gasto fiscal; es por esto que luego se
hacen dos estimaciones de la prociclicidad utilizando el gasto total de gobierno.13
El ultimo dato que debe incluirse es la tasa de interes externa del paıs. Los mejores indicadores
pensables para esta variables son alguna medida de riesgo paıs (CDS) o el interes cobrado
a los bonos de gobierno. Lamentablemente los datos de estas dos variables en estos paıses y
principalmente en la muestra temporal son muy limitadas, con lo cual se creo un indicador
IEXT que corresponde al ratio entre los intereses pagados por la deuda externa al rezago
de la deuda externa, lo que entregarıa una proxy de la tasa de interes que enfrenta el paıs.
Este indicador tiene la limitacion de no considerar los intereses que fueron devengados y no
pagados; para comprobar su fiabilidad se calculo la correlacion entre los CDS a 5 anos de 8
paıses de la muestra contra IEXT y se encontro una correlacion de 0.43.14
Si bien mayormente la literatura mide la cuenta corriente en terminos nominales, gran parte
del efecto HLM se puede deber a un aumento en el precio de las exportaciones mas que a un
aumento en la cantidad exportada, es por esto que para sacar el efecto precio del aumento
de la cuenta corriente, se estimara la ecuacion anterior utilizando la cuenta corriente medida
12Ver la pagina 5 de este trabajo para una discusion mas extensa respecto al tema.13Si bien el gasto total abarca al gasto en consumo, se decidio colocar ambas estimaciones por dos motivos:
la serie referente a gasto de consumo es mas extensa y fidedigna; la otra razon es que la serie de consumo esla utilizada en la mayorıa de la literatura referente al comportamiento del gobierno frente al ciclo.
14Otro indicador que penso utilizarse fue la evolucion del tipo de cambio real, pues de acuerdo a Dornbuschla tasa de interes real es: r = r∗ + α∆TCRe + ρ donde r∗ corresponde a la tasa de interes mundial y ρ alriesgo paıs. Su uso se descarto por la alta correlacion contemporanea que tiene con otras variables explicativascomo los terminos de intercambio y el crecimiento del producto real. Tambien al comparar IEXT y ∆TCRcontra algunos datos de tasas de interes real, se encontro que el primero tenıa un mejor ajuste.
34
en terminos reales:
CCRi,t = β0+β1CCRi,t−1+3∑
s=0
δsTIi,t−s+3∑
j=0
γjGDPGi,t−j+β2TCFIJOi,t∗TI+β3PROki,t
+β4PROki,t ∗ TI + β5IEXTi,t + β6IEXTi,t ∗DEBTi,t + β7IEXTi,t ∗ TCFIJOi,t
+β8IEXTi,t ∗ TCFIJOi,t ∗DEBTi,t + ηi + ui,t (5.2)
Donde CCR corresponde a la cuenta corriente medida en terminos reales.
5.2. Estrategia de Estimacion
En la subseccion anterior tenemos que las ecuaciones (5.1) y (5.2) corresponden a paneles
dinamicos pues dentro de la estimacion se incluye un rezago de la variable dependiente.
La estimacion de paneles dinamicos bajo efecto fijos genera sesgo en los coeficientes dado
que existe cierto grado de correlacion entre el efecto fijo del paıs y el rezago de la variable
explicativa; esto podrıa desestimar el uso de la estimacion por efectos fijos (FE) por uno mas
eficiente como GMM.
Existen tres metodos para estimar paneles dinamicos con efectos fijos. Para explicarlos
supongamos que tenemos el siguiente modelo:
yi,t = β0 + β1yi,t−1 +n∑
j=2
βjxi,t,j + αi + ui,t (5.3)
Donde xi,t,j corresponde a un set de variables exogenas.
La primera forma de estimar esto es mediante Least Squares Dummy Variables (LSDV) o mas
conocido como Efectos Fijos (FE) la cual consiste en estimar la ecuacion (5.3) por mınimos
cuadrados considerando el efecto paıs αi. Dada la endogeneidad que produce la presencia de
un rezago de la variable dependiente, Anderson y Hsiao (1981) propusieron un metodo de
estimacion por variables instrumentales. El estimador de AH estima el modelo en primeras
diferencias de la siguiente manera:
∆yi,t = β1∆yi,t−1 + β2∆xi,t + ∆ui,t (5.4)
Claramente la variable ∆yi,t−1 va a estar correlacionada con el error, con lo cual AH proponen
el uso de yi,t−2 o ∆yi,t−2 como instrumentos, dado que ambos instrumentos estan altamente
correlacionados con ∆yi,t−1 pero no tendran ninguna relacion con ∆ui,t.
Esta idea de AH es explotada por Arellano y Bond (1991) al utilizar todos los rezagos
35
disponible de la variable dependiente como instrumentos de ∆yi,t−1, con lo cual los instru-
mentos serıan: y1, y2....yt−2. Esto lo realizan estimando la ecuacion (5.4) mediante GMM
suponiendo la siguiente condicion de momentos E(yi,t−1−s(ui,t − ui,t−1)) = 0, ∀ t ≥ 2 y
1≤s<t; este metodo se conoce como GMM in differences.
Por ultimo Arellano y Bover (1995) junto a Blundell y Bond (1998) crearon el llamado
system GMM el cual consiste en estimar el modelo (5.3) y (5.4) conjuntamente. La ecuacion
(5.4) correspondiente a la ecuacion en diferencias se estima utilizando GMM in differences,
mientras que para la ecuacion (5.3) se utilizan los rezagos de la variable dependiente en
diferencias como instrumentos de yi,t−1. Ası la ecuacion en niveles se estima mediante GMM
utilizando las siguientes condiciones de momentos: E(∆yi,t−1−s(ui,t + αi)) = 0, ∀ t ≥ 2 y
0≤s<t− 1. La estimacion de ambas ecuaciones entregan un unico set de valores para los β.
Los metodos descritos presentan distintos problemas: FE tiene presencia de endogeneidad,
lo cual genera sesgo en el coeficiente de yi,t−1 para muestras de bajos T (perıodo del tiempo
de la muestra), mientras que AH no explota todas las condiciones de momento para tener
mejores instrumentos y GMM tiene el problema que el numero de instrumentos aumenta
en gran cantidad a medida que T aumenta. Para determinar esto Judson y Owens (1999)
estudian el sesgo del coeficiente de la variable dependiente rezagada bajo distintos metodos:
FE, OLS, AH y varios tipos de GMM. Ellos llegan a la conclusion que mientras menor es
el valor de la inercia de la variable dependiente y mientras mayor sea el T, mas eficiente es
el FE. De hecho para muestras con T=30 el FE se comporta de manera tan buena como
el resto de los estimadores aceptados. Mientras que en muestras de 20 perıodos los autores
encuentran optimo utilizar AH y GMM, los cuales se realizaran en las estimaciones de las
ecuaciones (5.1) y (5.2), las cuales abarcan perıodos levemente superiores a los 20 anos en
unos casos y cercanas a 15 anos en otros.
El numero de instrumentos a utilizar es un tema muy importante en las estimaciones de
GMM de panel dinamico, pues de acuerdo a Rodman (2006) un numero muy grande de
instrumentos lleva a: matriz de varianzas estimadas de gran tamano, sesgo hacia abajo en los
errores estandares en los estimadores de dos etapas, debilita el test de Sargan y sobreajusta las
variables endogenas, entregando estimadores sesgados. La clasica regla en estas estimaciones
segun el autor es que el numero de instrumentos no supere al numero de grupos (en este caso
18), ante lo cual se ha decidido realizar GMM in differences que contiene menos condiciones
de momento (e instrumentos); tambien se utilizo solo el segundo y tercer rezago de la variable
dependiente como instrumentos y se colapso la matriz de instrumentos, de tal manera que en
todas las estimaciones realizadas el numero de instrumentos sea menor al numero de grupos.15
15De acuerdo a Rodman (2006) estos metodos son buenas soluciones para limitar el numero de instrumentos.
36
5.3. Estacionariedad de las Series
Respecto a la estacionariedad de las series utilizadas esperamos que tanto la cuenta corriente
nominal como real (en porcentaje del PIB), los terminos de intercambio y el crecimiento del
producto real tengan shocks que se disipen en el tiempo de tal manera de su comportamiento
sea estacionario. Para esto en la tabla C.1 del anexo se encuentran los test de Dickey-Fuller
modificados de Elliot, Rothenberg y Stock (1996)16 utilizando el criterio de Ng y Perron (2001)
para la seleccion de rezagos. Este test busca la existencia de raız unitaria dentro de las series,
encontrando que las series de CC, CCR y GDPG son estacionarias, mientras que esto ocurre
solo en la mitad de las referentes a TI. Este ultimo caso se debe a que el horizonte de tiempo
de analisis es muy corto (30 anos) ante lo cual algunas variaciones fuertes y persistentes en
TI llevan al test a aceptar la presencia de raız unitaria; en la tabla C.1 podemos ver que
los paıses en los que no se rechaza la presencia de raız unitaria son los que tuvieron grandes
shocks a sus TI.
Para corroborar esta teorıa del cambio en tendencia de los terminos de intercambio, en la
tabla C.2 del anexo se presenta el test de Zivot y Andrews (1992) para esta serie. Este test
tiene como hipotesis nula la presencia de raız unitaria sin un quiebre estructural exogeno
dentro de la serie, contra la alternativa que la serie no tenga una raız unitaria y sı tenga un
quiebre estructural. En la tabla C.2 vemos que en la mitad de los casos se rechaza la presencia
de raız unitaria bajo este metodo, lo que unido al test de Dickey-Fuller modificado de la tabla
C.1 nos lleva a rechazar la presencia de raız unitaria en los terminos de intercambio.
Los test de presencia de raız unitaria en cada serie por separado pueden dar resultados
diferentes a si testeamos esto para el panel completo, dado que la segunda forma incluye
las relaciones entre las series. Para esto en la tabla C.3 en el anexo se entrega una serie de
test de presencia de raız unitaria en panel: Levin-Lin-Chu (2002), Harris-Tzavalis (1999),
Breitung (2000), Im-Pesaran-Shin (2003) y Fisher (Choi (2001)). Todos estos tienen como
hipotesis nula la presencia de raız unitaria dentro del panel, aunque con diferentes supuestos.
Los resultados de la tabla C.3 muestran un fuerte rechazo a la presencia de raız unitaria en
todas las series a utilizar.
Junto a los test de raız unitaria como complemento se entrega los test de Kwiatkowski,
Phillips, Schmidt y Shin (1992) (KPSS) que tienen como hipotesis nula que la serie es
estacionaria(I(0)). Los resultados presentes en la tabla C.4 muestran que en la mayorıa de
Para mas detalles se puede consultar Rodman (2006), pp.22. Otra razon por la cual se descarto system GMMes porque los rezagos de los cambios en la cuenta corriente no son buenos instrumentos para los niveles de lacuenta corriente.
16El test corresponde a un Dickey-Fuller aumentado, pero antes de realizar el test la serie es transformadamediante una estimacion GLS.
37
los casos no se rechaza la estacionariedad de las series.
Por lo tanto de todos los test presentados podemos concluir que se acepta la estacionariedad
de las series, ante lo cual las estimaciones de las ecuaciones (5.1) y (5.2) no tendran problemas
de raıces unitarias.
6. Resultados de la Estimacion
6.1. Estimacion con Gasto de Gobierno en Consumo
Ahora estimaremos la ecuacion (5.1) bajo los distintos metodos descritos en la seccion ante-
rior. La muestra abarca 25 anos de datos para 18 paıses, comprendiendo los perıodos de 1983
hasta 2007 (en el caso a precios constantes es hasta 2005). En los resultados presentados de
la tabla 1 encontramos que la cuenta corriente tiene una inercia positiva (0.44-0.49); esto se
debe a que tanto los precios como los niveles de produccion siguen procesos inerciales, lo que
repercute en que la cuenta corriente tenga persistencia.
Los terminos de intercambio afectan positivamente y con gran magnitud a la cuenta corriente,
con lo cual se confirma el cumplimiento del efecto HLM, mientras que sus rezagos la afectan
negativamente debido a que puede haber un aumento tardıo en la inversion por los costos
de ajuste y al mayor consumo proveniente del aumento del ingreso del paıs. En tanto este
efecto de los terminos de intercambio se diluye en el largo plazo, lo que es comprobable en
las tablas C.8 y C.9 del anexo donde casi todos los coeficientes de largo plazo de los terminos
de intercambio son cero.17 Por otro lado, tal como se esperaba el crecimiento del PIB real
afecta negativamente al saldo de la cuenta corriente, pues una mayor productividad en el paıs
lleva a un aumento en la inversion, lo que disminuye la cuenta corriente. Este efecto tambien
ocurre con el primer rezago del crecimiento debido a que la economıa tarda en acomodarse a
los shocks de productividad por los costos de ajuste existentes.
Respecto a los nuevos canales incluidos, vemos que estos tienen un efecto significativo sobre
la cuenta corriente. Una menor prociclicidad significa que los gobiernos gastan menos ante
shocks favorables a los terminos de intercambio, con lo cual el efecto HLM se hace mas fuerte.
Este efecto es significativo tanto para la medida postulada por el modelo (PRO1) como por la
teorıa (PRO2), siendo ambos coeficientes cercanos a -0.038: un aumento en un 10 % terminos
de intercambio afectara al saldo de cuenta corriente por la vıa del gobierno mediante una
17El coeficiente de largo plazo se calcula como∑3
s=0 δs+β2∗TCFIJO+β4∗PROk1−β1
. Este fue evaluado en el 25°,50° y 75° percentil de cada medida de prociclicidad. En algunos casos de alta contraciclicidad y tipo de cambioflexible los coeficientes de largo plazo dan significativos solo al 10 %, pero estos resultados no son robustos atodos los metodos de estimacion.
38
(1) (2) (3) (4)AH GMM AH GMM
VARIABLES CC CC CC CC
L.CC 0.435** 0.454*** 0.467** 0.488***(0.205) (0.0864) (0.213) (0.0897)
TI 0.135*** 0.135*** 0.128*** 0.128***(0.0194) (0.0196) (0.0199) (0.0202)
L.TI -0.0852*** -0.0875*** -0.0993*** -0.102***(0.0324) (0.0212) (0.0333) (0.0215)
L2.TI -0.0419** -0.0413** -0.0392* -0.0386**(0.0200) (0.0180) (0.0207) (0.0185)
L3.TI 0.0421* 0.0425** 0.0418* 0.0422**(0.0215) (0.0201) (0.0218) (0.0205)
GDPG -0.230*** -0.231*** -0.225*** -0.226***(0.0646) (0.0663) (0.0660) (0.0678)
L.GDPG -0.163** -0.160*** -0.157** -0.154***(0.0655) (0.0523) (0.0679) (0.0542)
L2.GDPG -0.0205 -0.0164 -0.0142 -0.00982(0.0641) (0.0492) (0.0663) (0.0504)
L3.GDPG -0.0670 -0.0650 -0.0685 -0.0664(0.0528) (0.0530) (0.0540) (0.0542)
IEXT 0.352** 0.353* 0.376** 0.377*(0.175) (0.183) (0.180) (0.187)
IEXT*DEBT -0.00296 -0.0108 0.0526 0.0447(0.260) (0.278) (0.269) (0.286)
IEXT*TCFIJO 0.724 0.727 0.687 0.690(0.476) (0.492) (0.483) (0.505)
IEXT*TCFIJO*DEBT -0.0740 -0.0641 -0.124 -0.113(0.362) (0.398) (0.371) (0.408)
TCFIJO*TI -0.0158*** -0.0161*** -0.0157*** -0.0160***(0.00576) (0.00570) (0.00583) (0.00583)
PRO1 0.184*** 0.185***(0.0684) (0.0678)
PRO1*TI -0.0386*** -0.0388***(0.0150) (0.0149)
PRO2 0.174** 0.175**(0.0832) (0.0782)
PRO2*TI -0.0383** -0.0385**(0.0182) (0.0171)
Observaciones 403 403 403 403Numero de paıses 18 18 18 18Test de Sargan - 0.567 - 0.549Correlacion Serial de Primer Orden - 0.000 - 0.000Correlacion Serial de Segundo Orden - 0.931 - 0.976
Errores estandares en parentesis*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Tabla 1: Estimacion a Precios Corrientes - Gasto de Gobierno en Consumo39
(5) (6) (7) (8)AH GMM AH GMM
VARIABLES CCR CCR CCR CCR
L.CCR 0.828** 0.811*** 0.847** 0.828***(0.326) (0.108) (0.330) (0.109)
TI 0.0697*** 0.0695*** 0.0653*** 0.0652***(0.0171) (0.0168) (0.0172) (0.0170)
L.TI -0.0649*** -0.0643*** -0.0725*** -0.0718***(0.0228) (0.0163) (0.0230) (0.0173)
L2.TI 0.00620 0.00569 0.00751 0.00698(0.0182) (0.0151) (0.0186) (0.0152)
L3.TI 0.0234 0.0232 0.0225 0.0222(0.0170) (0.0167) (0.0172) (0.0169)
GDPG -0.276*** -0.275*** -0.271*** -0.270***(0.0625) (0.0573) (0.0628) (0.0579)
L.GDPG -0.0264 -0.0290 -0.0266 -0.0293(0.0674) (0.0454) (0.0674) (0.0463)
L2.GDPG 0.0128 0.0103 0.0151 0.0125(0.0623) (0.0434) (0.0631) (0.0440)
L3.GDPG 0.00488 0.00383 0.00199 0.000784(0.0505) (0.0484) (0.0509) (0.0490)
IEXT 0.226 0.224 0.239 0.237(0.147) (0.152) (0.149) (0.154)
IEXT*DEBT 0.497** 0.498** 0.528** 0.529**(0.250) (0.240) (0.256) (0.244)
IEXT*TCFIJO 0.983** 0.984** 0.949* 0.950**(0.492) (0.427) (0.488) (0.433)
IEXT*TCFIJO*DEBT -0.703* -0.707* -0.734** -0.738**(0.364) (0.370) (0.368) (0.369)
TCFIJO*TI -0.0164*** -0.0164*** -0.0162*** -0.0162***(0.00612) (0.00488) (0.00608) (0.00493)
PRO1 0.108* 0.108*(0.0587) (0.0576)
PRO1*TI -0.0228* -0.0227*(0.0129) (0.0127)
PRO2 0.103 0.103(0.0668) (0.0668)
PRO2*TI -0.0231 -0.0231*(0.0148) (0.0140)
Observaciones 367 367 367 367Numero de paıses 18 18 18 18Test de Sargan - 0.710 - 0.696Correlacion Serial de Primer Orden - 0.000 - 0.000Correlacion Serial de Segundo Orden - 0.248 - 0.159
Errores estandares en parentesis*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Tabla 2: Estimacion a Precios Constantes - Gasto de Gobierno en Consumo40
reduccion de esta en 0.38 puntos porcentuales en caso de ser perfectamente procıclico o la
aumentara en 0.38 en el caso contracıclico.
Por otro lado el tener un tipo de cambio flexible permite que ocurra una apreciacion cambiaria
ante la mejora de los terminos de intercambio, con lo cual disminuye el precio del bien
exportable (en moneda local) y la inversion realizada en este sector es menor que bajo el tipo
de cambio fijo; ası un tipo de cambio fijo aumenta la inversion y produce un deterioro en la
cuenta corriente. La presencia de un tipo de cambio fijo atenua en 0.16 puntos porcentuales la
reaccion de la cuenta corriente ante un aumento de un 10 % en los terminos de intercambio.
La influencia de ambos canales incluidos en esta estimacion es tan significativa que ante una
mejora de un 10 % en los terminos de intercambio la cuenta corriente puede tener una res-
puesta positiva entre 0.74 y 1.74 puntos porcentuales dependiendo del grado de prociclicidad
del gobierno (el cual puede ir entre -1 y 1) y del regimen cambiario imperante.
Respecto a la tasa de interes, la teorıa predice que esta tiene efectos contrapuestos sobre la
cuenta corriente: por un lado un aumento de esta lleva a pagar mas intereses de la deuda en
caso de tener pasivos externos netos, y por otro el aumento del costo de endeudarse lleva al
paıs a disminuir su nivel de deuda. Ambos efectos tienen signos contrarios sobre la cuenta
corriente. En la tabla 1 vemos que el aumento de la tasa de interes solo afecta a la cuenta
corriente a traves de la disminucion del endeudamiento para los paıses con deuda baja, en
cambio para los paıses de deuda alta este efecto se netea con el aumento en el pago de
intereses.
El canal del regimen cambiario propuesto por Mussa (1987) no presenta valores significativos.
El principal motivo de este resultado es que los individuos deciden su nivel de endeudamiento
real y no nominal, con lo cual estos canales sı debiesen ser significativos al medir la cuenta
corriente a precios constantes, tal como se realizara mas adelante.
Los coeficientes referidos a la prociclicidad tiene signos contrapuestos, pero para mejoras
superiores a 4.7 % en los terminos de intercambio se cumple que un cambio positivo en la
prociclicidad (un gobierno mas procıclico) lleva a un menor saldo de cuenta corriente. Esto
se debe a que gobiernos con una mayor prociclicidad gastan mas en perıodos buenos, con lo
cual ante mejoras en los terminos de intercambio el nivel de ahorro fiscal disminuye y por lo
tanto se reduce el saldo de cuenta corriente.
Las estimaciones mediante el metodo de AH se realizan utilizando variables instrumentales
y es por esto que en las tablas C.5 y C.6 del anexo se presentan los test para verificar
la validez de estos instrumentos. El test de subidentificacion busca ver que el modelo este
bien identificado, un rechazo de la hipotesis nula en este caso implica que la matriz de los
41
coeficientes de forma reducida es de rango completo o en otras palabras que el modelo esta
bien identificado. El p-value de 0.000 de la tabla C.5 nos indica que el modelo esta bien
identificado. En tanto la tabla C.6 nos entrega el estimador de Cragg-Donald (1993) de
instrumentos debiles. El uso de instrumentos debiles lleva a que el estimador sea insesgado
e incluso pueda ser inconsistente, mientras que los test tienen una medida de significancia
incorrecta y los intervalos de confianza estan mal calculados. Para testear esto existen las
tablas de Stock y Yogo (2005) que determinan si los instrumentos son debiles o no; al observar
la tabla C.6 del anexo podemos determinar que los instrumentos no son debiles, con lo cual
la estimacion AH no tiene problemas respecto a sus instrumentos.
Respecto al numero de instrumentos, los test de Sargan buscan determinar si existe sobreiden-
tificacion en el modelo y dado que en las estimaciones GMM todos los valores de los p-value
son mayores a 0.1, tenemos que se rechaza que el modelo este sobreidentificado; en tanto en
la estimacion de AH se utilizo un unico instrumento (CCt−2) con lo cual el modelo esta per-
fectamente identificado. Las estimaciones por GMM muestran presencia de autocorrelacion
serial de primer orden, lo cual es esperable dado que el modelo se estima mediante primeras
diferencias, pero lo importante es que se rechaza la de segunda orden, lo que implica que los
estimadores son consistentes.
Al analizar nos damos cuenta que un aumento en los terminos de intercambio no solo lleva
a alteraciones en las decisiones de produccion y consumo, sino que tambien cambian sus
valores en el sentido de que la produccion de exportables vale mas (sube PX) y el consumo
de importables menos (baja PM). Entonces el valor de los coeficientes de los terminos de
intercambio en las estimaciones esta influenciado en gran medida por este efecto precio que
puede distorsionar la importancia de los canales fiscales y cambiarios.
Para poder despejar este efecto precio dentro de la cuenta corriente, se estima la ecuacion
(5.2) utilizando la cuenta corriente como porcentaje del PIB medida a precios constantes
(CCR). En la tabla 2 podemos observar que se sigue cumpliendo el efecto HLM pero que su
magnitud es mucho menor, de hecho un aumento de un 10 % en los terminos de intercambio
ahora produce un aumento de 0.70 puntos porcentuales en la cuenta corriente medida en
precios reales frente al 1.35 a precios corrientes.
Respecto a los dos canales nuevos introducidos por el modelo y que buscan esclarecer el efecto
HLM, tenemos que los valores de sus coeficientes toman un rol mucho mas relevante. Sus
valores estan en rangos similares a la estimacion a precios corrientes, afectando la prociclicidad
de gobierno al efecto HLM en 0.022 puntos porcentuales, aunque significativo solo al 10 %;
mientras que el efecto del tipo de cambio fijo se mantiene en -0.016 puntos porcentuales. Dado
que el coeficiente del efecto contemporaneo del shock a los precios externos es cancelado casi
42
en su totalidad con su rezago, tenemos que el comportamiento del gobierno y el regimen
cambiario afectan significativamente la respuesta de la cuenta corriente. Ası un aumento en
un 10 % en los terminos de intercambio provoca una respuesta contemporanea en la cuenta
corriente medida a precios constantes que puede variar entre 0.31-0.93 puntos porcentuales,
con lo cual la respuesta a precios constante es bastante mas acotada que a precios corrientes.
En tanto el efecto del crecimiento real sobre la cuenta corriente sigue siendo negativo, donde
un aumento de un 1 % en el crecimiento real disminuye en 0.27 puntos porcentuales la cuenta
corriente; aunque ahora el efecto de esta variable es solo contemporaneo. La tasa de interes
tiene efectos muy diferentes cuando medimos la cuenta corriente a precios constantes, en-
contrandose estos en lınea con lo esperado: un aumento en la tasa de interes tiene efectos
positivos sobre la cuenta corriente, los cuales se intensifican cuando el tipo de cambio es fijo
y disminuyen cuando el paıs tiene un alto nivel de deuda. El primer efecto se debe a que un
tipo de cambio fijo supone una trayectoria suave para el tipo de cambio real, ante lo cual los
individuos reaccionan mas fuerte ante el cambio en la tasa de interes. Por otro lado un alza de
esta tasa aumenta el pago de intereses para los paıses mas endeudados, atenuando el efecto
recien descrito para los paıses con un alto nivel de deuda. Las diferencias en la influencia de
la tasa de interes respecto al caso a precios constantes se debe a que los individuos deciden
su endeudamiento en terminos reales, lo cual es representado por la evolucion de la cuenta
corriente a precios constantes.
En la estimacion de la tabla 2 vemos que la inercia de la cuenta corriente aumenta conside-
rablemente (0.81-0.85) cuando la medimos a precios constantes, pero al incluir un segundo
rezago este se vuelve no significativo y los test de autocorrelacion serial descartan la existen-
cia de autocorrelacion de segundo orden. Las tablas C.10 y C.11 muestran que cambios en los
terminos de intercambios no tienen efecto alguno sobre la cuenta corriente en el largo plazo,
mientras que en las tablas C.5 y C.6 apreciamos que las estimaciones no tienen problemas
econometricos en el uso de sus instrumentos.
6.2. Estimacion con Gasto Total de Gobierno
En la seccion 5.1. ya se discutieron las diferencias que podrıan existir entre los gastos en
consumo y total de un gobierno. Para esto ahora procedemos a estimar la ecuaciones (5.1)
y (5.2) utilizando las variables PRO3 y PRO4 como medidas de prociclicidad. Las tablas 3
y 4 replican las estimaciones de la subseccion anterior, aunque dada la menor disponibilidad
de datos el horizonte temporal se reduce a 16 anos, pues la muestra contempla datos desde
1992 hasta 2007.
43
Respecto al efecto de los terminos de intercambio sobre la cuenta corriente, tenemos que
en este caso los coeficientes son un poco mayores y ahora solo el primer rezago la afecta
negativamente, a diferencia de la especificacion de la tabla 1 donde hay efectos hasta el
tercer rezago. En tanto una mayor prociclicidad del gobierno sigue afectando negativamente
a la respuesta de la cuenta corriente, aunque este efecto ahora toma valores de -0.027 o de
-0.040 puntos porcentuales dependiendo de la especificacion utilizada. En tanto un regimen
cambiario fijo atenua la respuesta de la cuenta corriente en -0.019 puntos porcentuales ante
un shock a los precios externos. Ası podemos ver que un alza de un 10 % en los terminos
de intercambio aumenta a la cuenta corriente en un rango de 0.92-1.93 puntos porcentuales
dependiendo del regimen fiscal y cambiario imperante en el paıs. En tanto el efecto de largo
plazo sigue siendo cero para la mayorıa de los valores posibles del comportamiento fiscal, tal
como puede comprobarse en las tablas C.12 y C.13.
Respecto a las otras variables en la tabla 3 tenemos que los shocks a la productividad siguen
afectando negativamente a la cuenta corriente, por medio de una mayor inversion, aunque
en este caso el valor es mayor (0.42-0.44 puntos porcentuales) y sus rezagos dejan de ser
significativos. Por otro lado cambios en la tasa de interes solo afectan la decision de endeu-
damiento de los individuos cuando el regimen cambiario es fijo, corroborando la hipotesis de
Mussa (1987).
En la tabla 4 vemos que al realizar las estimaciones a precios constantes los efectos del
crecimiento y la tasa de interes no difieren mucho de la tabla 2, pero donde si se notan
diferencias es en el efecto HLM. En este caso, al disipar el efecto precio ya no ocurre una
gran baja en los coeficientes de los terminos de intercambios como en la tabla 2. En esta
nueva estimacion tenemos que la cuenta corriente en terminos reales tambien varıa en gran
magnitud ante un cambio en los terminos de intercambio, en valores un poco menores al
caso nominal. En tanto el canal de gobierno y cambiario siguen manteniendo signos y valores
semejantes a los de la tabla 2.
Las diferencias de las magnitudes en los valores encontrados respecto a la tabla 2 no se deben
a un cambio en la especificacion de la prociclicidad del gobierno, sino que al cambio del
espacio temporal de la muestra. Estimaciones realizadas con PRO1 y PRO2 entre los anos
1992 y 2007 entregaron resultados similares a los presentados en las tablas 3 y 4, con lo
cual podemos concluir que ha habido un cambio en el comportamiento de la cuenta corriente
en los ultimos anos. El cambio mas notorio es la mayor sensibilidad de la cuenta corriente
medida a precios constantes ante variaciones en los terminos de intercambio, lo cual podrıa
ser investigado en mayor profundidad en futuros estudios.
Para poder tener una idea mas precisa de las implicancias de los coeficientes encontrados
44
(9) (10) (11) (12)AH GMM AH GMM
VARIABLES CC CC CC CC
L.CC 0.504* 0.486*** 0.519* 0.503***(0.284) (0.113) (0.292) (0.114)
TI 0.166*** 0.167*** 0.152*** 0.153***(0.0269) (0.0262) (0.0262) (0.0255)
L.TI -0.121*** -0.119*** -0.119*** -0.117***(0.0444) (0.0291) (0.0449) (0.0287)
L2.TI -0.00978 -0.0102 0.00879 0.00806(0.0286) (0.0270) (0.0280) (0.0253)
L3.TI 0.00227 0.00176 0.000961 0.000581(0.0227) (0.0226) (0.0230) (0.0230)
GDPG -0.424*** -0.420*** -0.438*** -0.435***(0.0799) (0.0674) (0.0826) (0.0674)
L.GDPG -0.0633 -0.0675 -0.0587 -0.0623(0.0961) (0.0573) (0.0918) (0.0585)
L2.GDPG -0.0845 -0.0870* -0.0836 -0.0858(0.0658) (0.0498) (0.0690) (0.0579)
L3.GDPG -0.0405 -0.0427 -0.0725 -0.0740(0.0590) (0.0479) (0.0580) (0.0486)
IEXT 0.159 0.161 0.113 0.115(0.179) (0.196) (0.180) (0.198)
IEXT*DEBT 0.290 0.298 0.261 0.267(0.272) (0.282) (0.275) (0.283)
IEXT*TCFIJO 1.027*** 1.007** 1.049*** 1.034***(0.394) (0.396) (0.405) (0.397)
IEXT*TCFIJO*DEBT -0.245 -0.254 -0.233 -0.240(0.318) (0.328) (0.329) (0.333)
TCFIJO*TI -0.0190*** -0.0185*** -0.0195*** -0.0191***(0.00537) (0.00489) (0.00556) (0.00493)
PRO3 0.119* 0.118**(0.0609) (0.0601)
PRO3*TI -0.0273** -0.0270**(0.0135) (0.0133)
PRO4 0.186*** 0.185***(0.0697) (0.0715)
PRO4*TI -0.0402*** -0.0402***(0.0151) (0.0155)
Observaciones 276 276 276 276Numero de paıses 18 18 18 18Test de Sargan - 0.422 - 0.520Correlacion Serial de Primer Orden - 0.000 - 0.000Correlacion Serial de Segundo Orden - 0.267 - 0.181
Errores estandares en parentesis*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Tabla 3: Estimacion a Precios Corrientes - Gasto Total de Gobierno45
(13) (14) (15) (16)AH GMM AH GMM
VARIABLES CCR CCR CCR CCR
L.CCR 0.691* 0.616*** 0.717* 0.641***(0.374) (0.129) (0.394) (0.134)
TI 0.154*** 0.153*** 0.143*** 0.142***(0.0324) (0.0284) (0.0321) (0.0283)
L.TI -0.119*** -0.113*** -0.116*** -0.110***(0.0432) (0.0305) (0.0448) (0.0306)
L2.TI 0.00840 0.00551 0.0271 0.0228(0.0342) (0.0286) (0.0341) (0.0270)
L3.TI 0.00649 0.00497 0.00921 0.00791(0.0242) (0.0234) (0.0249) (0.0240)
GDPG -0.366*** -0.353*** -0.389*** -0.375***(0.0851) (0.0696) (0.0920) (0.0707)
L.GDPG 0.00110 -0.0133 -0.0246 -0.0382(0.101) (0.0575) (0.954) (0.0585)
L2.GDPG -0.0205 -0.0311 -0.0551 -0.0657(0.0821) (0.0566) (0.0821) (0.0662)
L3.GDPG 0.0425 0.0331 0.00629 -0.00206(0.0792) (0.0563) (0.0775) (0.0578)
IEXT 0.249 0.245 0.211 0.207(0.196) (0.203) (0.200) (0.208)
IEXT*DEBT 0.692* 0.677** 0.689* 0.0.675**(0.355) (0.307) (0.367) (0.314)
IEXT*TCFIJO 0.909** 0.864** 1.006** 0.964**(0.446) (0.415) (0.481) (0.426)
IEXT*TCFIJO*DEBT -0.870* -0.859** -0.890* -0.880**(0.449) (0.393) (0.477) (0.390)
TCFIJO*TI -0.0162** -0.0152*** -0.0178*** -0.0168***(0.00661) (0.00504) (0.00724) (0.00522)
PRO3 0.139** 0.133**(0.0682) (0.0618)
PRO3*TI -0.0321** -0.0307**(0.0152) (0.0137)
PRO4 0.212* 0.120(0.0733) (0.0748)
PRO4*TI -0.0272* -0.0270*(0.0159) (0.0163)
Observaciones 340 340 340 340Numero de paıses 18 18 18 18Test de Sargan - 0.105 - 0.119Correlacion Serial de Primer Orden - 0.000 - 0.000Correlacion Serial de Segundo Orden - 0.387 - 0.236
Errores estandares en parentesis*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Tabla 4: Estimacion a Precios Constantes - Gasto Total de Gobierno46
en las distintas estimaciones, en la tabla C.7 se encuentran los resumenes de las variaciones
absolutas de las variables de estudio. Podemos observar que si bien la tasa de interes tiene
una influencia mucho mayor sobre la cuenta corriente, su volatilidad y cambios absolutos
son mucho menores que los presentes en las otras variables. Por otro lado tenemos que la
variable que presenta mayor variabilidad son los terminos de intercambio, lo que entrega
mayor importancia al efecto HLM y a los canales nuevos que resultan ser significativos en
estas estimaciones.
6.3. El Rol del Gobierno y del Regimen Cambiario en el Efecto
HLM
Mas alla de estudiar la inercialidad de la cuenta corriente o la influencia en ella de los shocks
productivos y los cambios en la tasa de interes, lo que busca este trabajo es determinar el rol
de las estructuras fiscales y cambiarias en el cumplimiento del efecto HLM.
En las tablas 1-4 podemos ver que el comportamiento del gobierno sı es relevante para
determinar la magnitud con la cual los terminos de intercambio afectan a la cuenta corriente.
Ante un shock favorable de un 10 % en los precios externos, el rol del gobierno es tal que la
respuesta de la cuenta corriente puede variar en 0.76 puntos porcentuales dependiendo del
grado de prociclicidad fiscal. Un gobierno mas contracıclico gasta menos en tiempos de booms
en los terminos de intercambio, con lo cual existe un mayor ahorro fiscal y un mejor nivel
de cuenta corriente. El mejor resumen de este suceso se encuentra expresado en las figuras
11 y 12, donde apreciamos que un aumento (disminucion) en los terminos de intercambio
produce una mejora (empeoramiento) en el saldo de cuenta corriente, pero esta respuesta
es mucho mas intensa en gobiernos contracıclicos, de tal manera que estos son los gobiernos
que ahorran las ganancias en los perıodos de boom para poder utilizarlas cuando se terminen
estas buenas condiciones.
En tanto la existencia de un tipo de cambio flexible permite una apreciacion cambiaria ante
una mejora en los precios externos, con lo cual el precio del bien exportable expresado en
bienes no transables aumenta menos que bajo un regimen fijo, produciendo que el alza en
inversion del sector exportable sea mas acotada. Las estimaciones realizadas muestran que
ante un aumento de un 10 % de los terminos de intercambio, la presencia de un regimen de
tipo de cambio fijo provocara una disminucion de 0.16 puntos porcentuales en la respuesta de
la cuenta corriente, producto de la mayor inversion que existira bajo este regimen cambiario.
47
Figura 11: Influencia del gobierno en el efecto HLM (Regimen cambiario fijo)
Figura 12: Influencia del gobierno en el efecto HLM (Regimen cambiario no fijo)
48
Por lo tanto, podemos concluir que el efecto HLM sı se cumple para el caso Latinoamericano,
pues un aumento en los terminos de intercambio tiene un efecto transitorio positivo sobre la
cuenta corriente. En las tablas 6 y 7 se muestra la derivada de la cuenta corriente respecto
a los terminos de intercambio, evaluada en la media de cada medida de prociclicidad. En
ellas vemos que los efectos difieren dependiendo de las medidas de prociclicidad y cuenta
corriente utilizadas, junto al regimen cambiario imperante. En tanto, y tal como se esperaba,
no existe un efecto de largo plazo de un aumento en los terminos de intercambio sobre la
cuenta corriente, lo que puede ser comprobado en las tablas C.8 a C.15.
(1) (2) (3) (4)RTC Fijo 0.119*** 0.119*** 0.121*** 0.121***
RTC No Fijo 0.135*** 0.135*** 0.137*** 0.137***
(9) (10) (11) (12)RTC Fijo 0.147*** 0.149*** 0.133*** 0.134***
RTC No Fijo 0.167*** 0.167*** 0.152*** 0.153****** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Tabla 5: Efecto HLM - Precios corrientes
(5) (6) (7) (8)RTC Fijo 0.053*** 0.053*** 0.054*** 0.054***
RTC No Fijo 0.069*** 0.069*** 0.071*** 0.071***
(13) (14) (15) (16)RTC Fijo 0.138*** 0.138*** 0.125*** 0.125***
RTC No Fijo 0.155*** 0.153*** 0.143*** 0.142****** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Tabla 6: Efecto HLM - Precios constantes
7. Conclusiones
La evidencia presentada nos muestra que dentro de los paıses latinoamericanos las respuestas
de las cuentas corrientes a las variaciones de los terminos de intercambio son muy diversas. Las
estimaciones realizadas nos ayudan a concluir que esto se debe a que diferentes regımenes
gubernamentales y cambiarios afectan de distinta manera la sensibilidad de la cuenta co-
rriente a los terminos de intercambio. El analisis muestra que un aumento en los terminos
de intercambio afecta las decisiones de produccion y consumo de tal forma que se produce
un superavit de cuenta corriente, efecto que es fortalecido bajo un regimen cambiario no fijo
y un gobierno contracıclico. Bajo un ambiente cambiario flexible, la mejora de los precios
49
externos provoca una apreciacion cambiaria que atenua el aumento de la inversion; mientras
que un gobierno contracıclico ahorra durante los booms de los terminos de intercambio, forta-
leciendo la posicion externa del paıs. Es ası como tenemos que una mejora de un 10 % en los
terminos de intercambio provoca un aumento desde un 0.74 hasta 1.93 puntos porcentuales
en la cuenta corriente, dependiendo del comportamiento del gobierno y del regimen cambiario
imperante. Junto a esto hay que considerar que paso con la productividad interna y la tasa
de interes mundial durante estos booms, pues ambos tambien tienen un efecto importante
sobre la posicion externa del paıs. Un aumento en la productividad afecta negativamente la
cuenta corriente a traves de una mayor inversion; mientras que la tasa de interes tiene un
efecto negativo sobre el endeudamiento del paıs, efecto que se fortalece en ambientes de tipo
de cambio fijo y baja deuda.
Existen un par de temas que pueden ser profundizados por esta rama de la investigacion.
El primero es el rol que cumplen las expectativas en la respuesta de la cuenta corriente
ante movimientos en los terminos de intercambio. Tal como se explico en la seccion 4, esta
respuesta depende crıticamente de si los individuos y el gobierno perciben este shock como
transitorio o permanente; tanto en el modelo como en la estimacion empırica se obvio esta
consideracion debido a las grandes complicaciones que tiene su modelacion e implementacion.
Por otro lado tambien se puede profundizar el canal del gobierno, determinando la incidencia
de los terminos de intercambio dentro de las recaudaciones tributarias y de las empresas
fiscales, para ir refinando el impacto que puede tener sobre su gasto y, en definitiva, sobre la
cuenta corriente.
Mas alla de determinar que la existencia del efecto HLM en Latinoamerica, este trabajo ayuda
a entender la influencia del gobierno y del regimen cambiario en este efecto. Junto a esto se
descubrio que la tasa de interes tiene efectos de diversas intensidades sobre las decisiones
de los individuos dependiendo de su endeudamiento y del ambiente cambiario existente en
el paıs. Casi 60 anos despues de los trabajos seminales realizados por Harberger (1950) y
Laursen-Metzler (1950) aun queda mucho por aclarar.
50
Referencias
[1] Anderson, T.W., y C. Hsiao (1982), “Formulation and estimation of dynamic modelsusing panel data”, Journal of Econometrics, No. 18, 47-82.
[2] Andrews, D. (1993), “Exactly Median-Unbiased Estimation of First-Order Autoregres-sive/Unit Root Models”, Econometrica, Vol. 61, 139-165.
[3] Arellano, M. y S. Bond (1991), “Some tests of specification for panel data: Monte Carloevidence and an application to employment equations”, Review of Economic Studies, No.58, 277-297.
[4] Arellano, M. y O. Bover (1995), “Another look at the instrumental variables estimationof error-components models”, Journal of Econometrics, No. 68, 29-51.
[5] Backus D.K., P.J. Kehoe and F.E. Kydland (1994) “Dynamics of the Trade Balance andthe Terms of Trade: The J-Curve?” American Economic Review, Vol. 84, No. 1,. 84-103.
[6] Baum, C.F. (2006) “Time-series Filtering techniques in Stata”, Department of Eco-nomics, Boston College, July.
[7] Bean, C. R., (1986), “The terms of trade, labour supply, and the current account”,Economic Journal Supplement, Vol. 96, 38-46.
[8] Blundell, R. y S. Bond (1998), “Initial conditions and moment restrictions in dynamicpanel data models”, Journal of Econometrics, No. 87, 115-143.
[9] Breitung, J. (2000),“The local power of some unit root tests for panel data”, en Advancesin Econometrics, Vol. 15: Nonstationary Panels, Panel Cointegration, and Dynamic Pan-els, ed. B.H. Baltagi, 161-178.
[10] Caballero R.J. y A. Krishnamurthy (2004), “Fiscal Policy and Financial Depth”, NBERWorking Paper, No. 10532.
[11] Calderon, C., A. Chong y N. Loayza (1999), “Determinants of Current Account Deficitsin Developing Countries, Working Paper 51, Banco Central de Chile.
[12] Cashin, P. y C.J. McDermott (1998), “Terms of trade and the current account”, IMFWorking Paper, No. 177.
[13] Choi, I. (2001), “Unit root tests for panel data”, Journal of International Money andFinance, Vol. 20, 249-272.
[14] Cragg, J.G. y S.G. Donald (1993), “Testing Identfiability and Specification in Instru-mental Variables Models”, Econometric Theory, Vol. 9, 222-240.
[15] Dickey, D.A. y W.A. Fuller (1979), “Distribution of the Estimators for AutoregressiveTime Series with a Unit Root”, Journal of the American Statistical Association, Vol. 74,427-431.
51
[16] Dornbusch, R. (1983), “Real Interest Rates, Home Goods, and Optimal External Bo-rrowing”, Journal of Political Economy, University of Chicago Press, Vol. 91, No. 1,141-53.
[17] Edwards, S. (1989), “Temporary Terms-of-Trade Disturbances, the Real Exchange Rateand the Current Account”, Economica, Vol. 56, No. 223, 343-357.
[18] Eicher T.S., S.F. Schubert y S.J. Turnovsky (2008), “Dynamic Effects of Terms of TradeShocks: The Impact on Debt and Growth, Journal of International Money and Finance,Vol. 27, 876-896.
[19] Elbadawi I, K.Schmidt-Hebbel y R. Soto (2011), “Why do countries have fiscal rules?”,Conference on “Economic Policy in Emerging Economies in honor of Vittorio Corbo,Catholic University of Chile, 27-28 October 2011, Santiago, Chile.
[20] Elliott, G., T. Rothenberg y J.H. Stock (1996), “Efficient Tests for an AutoregressiveUnit Root”, Econometrica, Vol. 64, No. 4, 813-836.
[21] Galor, O. y S. Lin (1994),“Terms of trade and current account dynamics: MethodologicalCritique”, International Economic Review, Vol. 35, No. 4.
[22] Gavin M. (1991), “Structural adjustment to a terms of trade disturbance”, Journal ofInternational Economics, No. 28, 217-243.
[23] Gavin M. y R. Perotti (1997), “Fiscal Policy in Latin America”, in BS Bernanke andJJ Rotemberg (eds), NBER Macroeconomics Annual 1997, 12, MIT Press, Cambridge,11-61.
[24] Harberger, A. C. (1950), “Currency depreciation, income, and the balance of trade”,Journal of Political Economy, No. 58, 47-60.
[25] Harris, R. D. F. y E. Tzavalis (1999), “Inference for unit roots in dynamic panels wherethe time dimension is fixed”, Journal of Econometrics, Vol. 91, 201-226.
[26] Hodrick, R.J. y E.C. Prescott (1997), “Postwar U.S. Business Cycles: An EmpiricalInvestigation”, Journal of Money, Credit and Banking, Vol. 29, No. 1, 1-16.
[27] Huang, K. y K.Meng (2007), “The Harberger-Laursen-Metzler Effect under Capital Mar-ket Imperfection”, Journal of International Money and Finance, vol. 26, issue 6, 1001-1015.
[28] Ikeda, S. (2001),“Weakly Non-Separable Preferences and the Harberger-Laursen-MetzlerEffect”, Canadian Journal of Economics, Vol. 34, No. 1.
[29] Ilzetzki, E. y C.A. Vegh (2008), “Pro-cyclical fiscal policy in developing countries: Truthor fiction?”, NBER Working Paper, No. 14191.
[30] Im, K. S., M. H. Pesaran y Y. Shin (2003), “Testing for unit roots in heterogeneouspanels”, Journal of Econometrics, Vol. 115, 53-74.
52
[31] IMF (2009), “Fiscal Rules - Anchoring Expectations for Sustainable Public Finance”,diciembre.
[32] Izquierdo, J.A. y E. Talvi (2008), “All That Glitters May Not Be Gold: Asessing LatinAmericas Recent Macroeconomic Performance”, Banco Interamericano de Desarrollo.
[33] Judson, R. y A. Owen (1999), “Estimating Dynamic Panel Data Models: A Guide forMacroeconomists, Economic Letters, Vol. 65, 9-15.
[34] Kaminsky, G. L. (2010), “Terms of Trade Shocks and Fiscal Cycles”, RBA Annual Con-ference Volume, en: Renee Fry Callum Jones Christopher Kent (ed.), Inflation in anEra of Relative Price Shocks, Reserve Bank of Australia.
[35] Kwiatkowski, D., P.C.B. Phillips, P. Schmidt y Y. Shin (1992), “Testing the Null Hypo-thesis of Stationarity against the Alternative of a Unit Root”, Journal of Econometrics,Vol. 54, 159-178.
[36] Kent Ch. y P. Cashin (2003), The Response of the Current Account to Terms of TradeShocks: Persistence Matters, IMF Working Paper, No. 143.
[37] Larraın, F. y M. Selowsky (1991), “The Public Sector and the Latin American Crisis, F.Larraın y M. Selowsky (editores), International Center for Economic Growth, ICS Press.
[38] Laursen, S. y L.A. Metzler (1950), “Flexible exchange rates and the theory of employ-ment”, Review of Economic and Statistics, Vol. 32, 281-299.
[39] Levin, A., C.F. Lin, y C.S.J. Chu (2002), “Unit root tests in panel data: Asymptotic andfinite-sample properties”, Journal of Econometrics, Vol. 108, 1-24.
[40] Levy-Yeyati, E. y F. Sturzenegger (2005), “Classifying exchange rate regimes: Deeds vs.words”, European Economic Review, Vol. 49, No. 6, 1603-1635.
[41] Matsuyama, K. (1988), “Factor Intensities, Terms-of-Trade and the Current Account ina Life-Cycle Model”, Review of Economic Studies, Vol. 55, 247-262.
[42] Mendoza, E.G. (1995), “The terms of trade, the real exchange rate and economic fluc-tuations”, International Economic Review, Vol. 36, No. 1, 101-137.
[43] Misztal P. (2010), “The Harberger-Laursen-Metzler Effect”, The Romanian EconomicJournal, No.38.
[44] Mussa, M. (1987), “Nominal Exchange Rate Regimes and the Behavior of Real ExchangeRates, Evidence and Implications”,en K.Brunner y A.Meltzer (eds.), Carnagie RochesterSeries on Public Policy, Vol. 25, No. 1, 117-214.
[45] Ng, S. y P. Perron (2001), “LAG Length Selection and the Construction of Unit RootTests with Good Size and Power”, Econometrica, Vol. 69, No. 6, 1519-1554.
53
[46] Obstfeld, M. y K.S. Rogoff (1995), “The intertemporal approach to the current account”,en: G. M. Grossman K.S. Rogoff (ed.), Handbook of International Economics, edicion1, Vol. 3, Cap. 34, 1731-1799.
[47] Obstfeld, M. y K.S. Rogoff (1996), “Foundations of International Macroeconomics”. MITPress, Cambridge, MA.
[48] Ostry, J.D. (1988), “The balance of trade, terms of trade and the real exchange rate: Anintertemporal optimizing framework”, IMF Staff Papers, Vol. 35, No. 4, 541573.
[49] Ostry, J.D. y y C.M. Reinhart (1992), “Private saving and terms of trade”, IMF StaffPapers 32, 495517.
[50] Otto G. (2003), “Terms of trade shocks and the balance of trade: there is a Harberger-Laursen-Metzler effect”, Journal of International Money and Finance, Vol. 22, No. 2,155-184.
[51] Persson, T. y L. E. O. Svensson (1985), “Current account dynamics and the terms oftrade: Harberger-Laursen-Metzler two generations later”, Journal of Political Economy,Vol. 93, No. 1, 43-56.
[52] Ravn, M.O. y H. Uhlig (2002),“On adjusting the Hodrick-Prescott filter for the frequencyof observations”, The Review of Economics and Statistics, Vol. 84, No.2, 371-375.
[53] Reinhart, C.M. y K.S. Rogoff (2004), “The Modern History of Exchange Rate Arrange-ments: A Reinterpretation”, Quarterly Journal of Economics, Vol. 119, No. 1, 1-48.
[54] Roodman D. (2006), “How to Do xtabond2: An Introduction to Difference and SystemGMM in Stata”, Center for Global Development, Working Paper No. 103.
[55] Rosende, F. (1993), “Tipo de cambio, tasas de interes y plan de consumo: una no-ta pedagogica”, Trabajo Docente No.53, Instituto de Economıa, Pontificia UniversidadCatolica de Chile.
[56] Sachs, J.D. (1981), “The current account and macroeconomic adjustment in the 1970s”,Brookings Papers in Economic Activity 1, 210268.
[57] Santos-Paulino A. (2010), “Terms of Trade Shocks and the Current Account in SmallIsland Developing States,”The Journal of Development Studies, Taylor and Francis Jour-nals, Vol. 46, No. 5, 855-876.
[58] Sen, P. y S.J. Turnovsky (1989), “Deterioration of the terms of trade and capital ac-cumulation: a re-examination of the Laursen-Metzler effect”, Journal of InternationalEconomics, No. 26, 227-50.
[59] Serven, L. (2000), “Macroeconomic Volatility in Latin America and the Caribbean: Cau-ses and Remedies”, en D. De Ferranti, G. Perry, I. Gill, and L. Serven, en Securing ourFeature in a Global Economy, Banco Mundial.
54
[60] Stock, J.H. y M. Yogo (2005),“Testing for Weak Instruments in Linear IV Regression”, enD.W.K. Andrews y J.H. Stock eds. Identification and Inference for Econometric Models:Essays in Honor of Thomas Rothenberg, Cambridge U. Press, 80-108.
[61] Svensson, L.E.O. y A. Razin (1983), “The terms of trade and the current account: theHarberger-Laursen-Metzler effect”, Journal of Political Economy, Vol. 91, 97-125.
[62] Talvi E. y C.A. Vegh (2005), “Tax Base Variability and Procyclical Fiscal Policy inDeveloping Countries”, Journal of Development Economics, Vol. 78, No. 1, 156190.
[63] Tornell A. y Lane P. (1994), “Are Windfalls a Curse? A Nonrepresentative Agent Modelof the Current Account and Fiscal Policy, NBER Working Paper, No. 4839.
[64] Uzawa, H. (1968), “Time preference, the consumption function, and optimal assetholdings”,en: Value, capital and growth :Papers in honour of Sir John Hicks, J.N.Wolfeed.
[65] Zivot, E. y D.W.K. Andrews (1992), “Further Evidence on the Great Crash, the Oil-Price Shock, and the Unit-Root Hypothesis”, Journal of Business Economic Statistics,American Statistical Association, Vol. 10, No. 3, 251-70.
55
A. Apendice: Desarrollo Algebraico del Modelo
A.1. Definicion de las Variables
PARAMETRO/ VARIABLE DEFINICIONYX Produccion de bienes exportables.YN Produccion de bienes no transables.AX Parametro tecnologico del sector exportador.AN Parametro tecnologico del sector no transable.PX Precio del bien exportable.PN Precio del bien no transable.αx Participacion del capital en el sector exportador.αn Participacion del capital en el sector no transable.L Poblacion total del paıs.r Tasa de interes internacional.w Salario nominal, en ambos sectores de produccion.C Consumo total en un perıodo.CN Consumo de bienes no transables.CM Consumo de bienes importables.θ Elasticidad de sustitucion intratemporal.σ Elasticidad de sustitucion intertemporal.β Tasa de descuento intertemporal del consumidor.φ Importancia del consumo de no transables dentro del consumo total.BP Activos externos netos del consumidor.BG Activos externos netos del gobierno.B Activos externos netos del paıs.
ψ(PX,s) Parametro de ciclidad del gasto de gobierno.η Propiedad del gobierno sobre el sector exportador.
Tabla A.1: Definicion de los parametros y las variables
A.2. Produccion
Comenzamos con el sector exportador donde las condiciones de primer orden son:
r
PX= AXαX
(LXKX
)1−αX(A.1)
w
PX= AX(1− αX)
(KX
LX
)αX(A.2)
De estas condiciones podemos obtener el ratio optimo de capital/trabajo para el sector ex-
portable:
56
KX
LX=
(AXαXPX
r
) 11−αX
(A.3)
Insertando esta condicion en la productividad marginal del trabajo, podemos determinar el
salario de equilibrio del sector del trabajo:
w = (1− αX)A1
1−αXX P
11−αXX
(αXr∗
) αX1−αX (A.4)
Ahora vamos a la condicion optima entre los dos sectores:
(1− αNαN
)(KN
LN
)=
(1− αXαX
)(KX
LX
)(A.5)
y podemos obtener la proporcion optima de capital/trabajo en la firma del sector no transable:
(KN
LN
)=
(KX
LX
)(1− αXαX
)(αN
1− αN
)(A.6)
De la productividad marginal del trabajo del sector no transable podemos despejar PN :
PN =
(w
AN(1− αN)
)(LNKN
)αN(A.7)
Sustituyendo lo encontrado en las ecuaciones (A.3), (A.4) y (A.6) en la ecuacion (A.7),
podemos finalmente encontrar el precio de equilibrio de los bienes no transables:
PN =
(1
AN
)(AX)
(1−αN1−αX
)P
(1−αN1−αX
)
X
(1
r
)(αX−αN1−αX
)(1− αX1− αN
)(1−αN )
α
(αX (1−αN )
1−αX
)
X α−αNN (A.8)
Entonces podemos ver que tanto el precio de equilibrio PN del sector no transable como el
ratio KNLN
estan determinados totalmente por factores de oferta.
A.3. Consumo
El problema del consumidor es:
MaxCN ,CM
∞∑
s=t
βs−tU(CN,s, CM,s) (A.9)
57
sujeto a
BPs+1 −BPs = rBPs + (1− η)PX,sYX,s + PN,sYN,s − PM,sCM,s − PN,sCN,s − Is − Ts (A.10)
donde : U(CN,s, CM,s) =C1− 1
σ
1− 1σ
(A.11)
C =(
(φ)1θC
1− 1θ
M + (1− φ)1θC
1− 1θ
N
) θθ−1
(A.12)
Primero resolveremos la parte intratemporal y luego la intertemporal. Si derivamos el proble-
ma de maximizacion respecto a CN,s y CM,s, recordando el hecho de que PM,s = 1, llegamos
a la relacion intratemporal del consumo:
CN,s = CM,s
(1− φφ
)PN,s
−θ (A.13)
Reemplazando (A.13) en (A.12) podemos despejar el consumo de los importables obtenien-
dose:
CM,s = φ(Ps)θC (A.14)
donde Ps = (φ+ (1− φ)(PN,s)1−θ)
11−θ es el nivel de precios agregado de la economıa.
Reemplazando (A.14) en (A.13) obtenemos una expresion para el consumo de importables:
CN,s = (1− φ)
(PsPN,s
)θC (A.15)
Ahora procederemos a resolver el problema intertemporal. Si maximizamos el problema res-
pecto a C, obtenemos la clasica ecuacion de Euler intertemporal:
U ′(Cs) = U ′( ¯Cs+1)(1 + rcs+1)β (A.16)
donde (1 + rcs+1) = (1 + r) PsPs+1
es la tasa de interes real basada en el consumo.
Utilizando ambas expresiones en las ecuaciones (A.13) y (A.15) obtenemos la ecuacion in-
tertemporal para ambos consumos:
CM,s+1 =
(PsPs+1
)σ−θCM,s (A.17)
58
CN,s+1 =
(PsPs+1
)σ−θ (PN,sPN,s+1
)θCN,s (A.18)
Si iteramos varias veces la restriccion presupuestaria presente en (A.10) podemos obtener la
restriccion presupuestaria intertemporal:
∞∑
s=t
(1
1 + r
)s−t(CM,s + PN,sCN,s) =
∞∑
s=t
(1
1 + r
)s−tPsCs =
(1 + r)BPt +∞∑
s=t
(1
1 + r
)s−t(ηPX,sYX,s + PN,sYN,s − Is − Ts) (A.19)
Reemplazando en esta ultima ecuacion, las ecuaciones (3.8), (A.14), (A.17) junto al hecho
que toda la produccion del sector no transable es consumida dentro del perıodo, y asumiendo
que (1 + r)β = 1 podemos concluir finalmente que el consumo de importables de equilibrio
es:
CM,t =(1 + r)Bt +
∑∞s=t
(1
1+r
)s−tPX,sYX,s − ψ(PX,s)G− Is
∑∞s=t
(1
1+r
)s−t (PtPs
)σ−θ (A.20)
59
B. Anexo: Los Datos
B.1. Definicion de las Variables
Las principales variables a utilizar y sus fuentes son:
TI: Terminos de intercambio. Indice de la relacion de precios del intercambio (2005: TI=100).
Expresado en logaritmos. Fuente: CEPAL.
CC: Cuenta corriente como porcentaje del PIB. Fuente: CEPAL (basado en Balance of Pay-
ments Statistics, FMI).
CCR: Cuenta corriente como porcentaje del PIB en US dolares del ano 2000. Fuente: CEPAL
y Banco Mundial.
GDP: Producto interno del paıs en dolares corrientes. Fuente: Banco Mundial.
RGDP: Producto interno del paıs en US dolares del ano 2000. Fuente: Banco Mundial.
GDPG: Crecimiento del producto interno real del paıs. Fuente: Banco Mundial.
TCFIJO: dummy del regimen de tipo de cambio de facto, tiene un valor de 1 si el tipo de
cambio es fijo y 0 en caso contrario. Como fijo se considera tanto ausencia de moneda, moneda
fija como banda horizontal. Fuente: Reinhart y Rogoff (2004).
RTC: Regimen de tipo de cambio de facto distribuido entre: fijo (1), flexibilidad limitada
(2), flotacion manejada (3), libre (4) y “cayendo libremente”(5). Fuente: Reinhart y Rogoff
(2004).
RTC2: Regimen de tipo de cambio de jure distribuido entre: fijo (1), flexibilidad limitada (2),
flotacion manejada (3 y libre (4). Fuente: FMI.
BGP: Balance global del gobierno central (diferencia entre el ingreso total y donaciones, y
gasto total y concesion neta de prestamos) como % del GDP. Fuente: CEPAL.
CGOV: Consumo del gobierno como % del GDP. Fuente: Banco Mundial.
RCGOV: Consumo real del gobierno como % del GDP, en US dolares del ano 2000. Fuente:
Banco Mundial.
RGG: Gasto real del gobierno como % del GDP. Incluye compra de bienes y servicios, sueldos
y salarios, pagos de intereses, subsidios y transferencias corrientes, adquisicion de activos de
capital fijo, transferencias de capital, etc . Fuente: CEPAL.
RFGOV: dummy que toma el valor de 1 si el gobierno tiene regla fiscal y 0 en caso contrario,
definicion dejure. Fuente: Elbadawi et al. (2011).
60
PRO1: prociclicidad del gasto de gobierno, medida como la correlacion de los ultimos 4 anos
entre TI y RCGOV. Fuente: CEPAL y Banco Mundial.
PRO2: prociclicidad del gasto de gobierno, medida como la correlacion de los ultimos 4 anos
entre GDPG y RCGOV. Fuente: Banco Mundial.
PRO3: prociclicidad del gasto de gobierno, medida como la correlacion de los ultimos 4 anos
entre TI y RGG. Fuente: CEPAL y Banco Mundial.
PRO4: prociclicidad del gasto de gobierno, medida como la correlacion de los ultimos 4 anos
entre GDPG y RGG. Fuente: CEPAL y Banco Mundial.
IEXT: tasa de interes externa enfrentada por el paıs. Construida del ratio entre los intereses
pagados por la deuda externa al rezago de la deuda externa total, medidos en dolares. Fuente:
Banco Mundial.
DEBT: Indicador que toma el valor de 1 si el paıs tiene una deuda externa superior al 60 %
del PIB y 0 en caso contrario. Fuente: Banco Mundial.
CDS5: Promedio anual del CDS a 5 anos medido en dolares. Fuente: Bloomberg.
61
B.2. Resumen de las Principales Estadısticas
PAIS CC GDPG CGOV TI Sd. TIArgentina -0.67 2.16 10.72 101.83 7.57Bolivia -2.10 2.46 13.37 109.50 25.46Brasil -1.53 2.45 16.77 99.55 11.01Chile -2.53 4.38 11.69 78.82 23.59Colombia -1.76 3.30 13.76 92.40 14.38Costa Rica -4.92 3.80 13.94 108.34 9.71Ecuador -2.23 2.69 12.66 87.11 14.06El Salvador -4.23 1.91 11.25 93.52 9.45Guatemala -4.54 2.67 7.58 109.21 19.50Honduras -5.87 3.12 13.33 104.88 18.04Mexico -1.83 2.23 10.26 89.74 11.89Nicaragua -18.93 1.53 18.82 92.62 22.13Panama -3.03 3.94 15.53 105.90 5.39Paraguay -2.16 2.70 9.00 111.64 8.99Peru -3.52 2.65 9.79 95.42 13.08Republica Dominicana -2.99 4.30 6.74 99.65 10.78Uruguay -1.28 1.92 12.52 120.98 16.70Venezuela 4.91 1.80 10.99 69.80 33.41
Tabla B.1: Resumen de las principales estadısticas por paıs (1980-2010)
62
PA
ISC
C80
sC
C90
sC
C00
sT
I80
sT
I90
sT
I00
sA
rgen
tina
-2.3
1-2
.49
2.65
98.5
510
0.78
104.
88B
oliv
ia-4
.89
-5.9
53.
8613
3.18
89.2
710
2.97
Bra
sil
-2.1
1-1
.70
-0.7
291
.55
101.
2210
2.76
Chile
-6.1
5-2
.55
0.71
61.4
471
.48
97.4
8C
olom
bia
-2.0
8-1
.65
-1.4
397
.09
78.9
798
.27
Cos
taR
ica
-5.9
1-4
.05
-4.9
410
9.82
113.
3310
2.76
Ecu
ador
-3.1
2-4
.24
0.73
77.5
981
.50
99.2
9E
lSal
vador
-6.7
1-2
.27
-3.8
489
.22
90.9
810
0.20
Guat
emal
a-4
.27
-4.9
4-4
.73
127.
3210
0.51
100.
61H
ondura
s-6
.46
-4.5
3-6
.59
98.5
711
6.28
100.
38M
exic
o-0
.91
-3.3
8-1
.33
85.8
584
.93
97.6
0N
icar
agua
-16.
02-2
2.76
-18.
5772
.12
101.
7810
3.02
Pan
ama
0.12
-3.6
4-4
.80
108.
7510
9.11
100.
80P
arag
uay
-5.3
3-1
.14
0.14
117.
4411
2.56
105.
07P
eru
-4.2
6-5
.69
-0.7
189
.93
92.1
010
1.03
Rep
ublica
Dom
inic
ana
-3.4
1-2
.41
-2.5
893
.68
103.
8410
1.72
Uru
guay
-1.7
3-0
.95
-1.1
713
4.49
122.
9010
6.66
Ven
ezuel
a1.
423.
3010
.00
61.6
745
.51
95.1
1P
RO
ME
DIO
-4.1
2-3
.95
-1.8
597
.125
95.4
010
1.15
Tab
laB
.2:
Evo
luci
onde
lacu
enta
corr
iente
ylo
ste
rmin
osde
inte
rcam
bio
:pro
med
iop
orpaı
s
63
PA
ISC
GO
V80
sC
GO
V90
sC
GO
V00
sB
GP
90s
BG
P00
sA
rgen
tina
4.51
10.0
312
.86
-1.1
4-0
.26
Bol
ivia
11.5
813
.35
15.1
3-2
.16
-4.0
8B
rasi
l10
.73
19.1
719
.98
-2.6
5-2
.44
Chile
12.7
310
.73
11.6
01.
421.
96C
olom
bia
10.0
515
.07
15.9
3-2
.56
-3.9
6C
osta
Ric
a13
.88
13.2
914
.28
-2.9
5-2
.16
Ecu
ador
15.5
411
.43
11.1
0-0
.54
-1.0
0E
lSal
vador
14.5
89.
309.
91-1
.76
-1.8
9G
uat
emal
a7.
675.
798.
98-1
.33
-1.8
7H
ondura
s13
.48
10.4
715
.57
-3.4
7-3
.56
Mex
ico
9.31
10.1
311
.19
-0.1
6-1
.53
Nic
arag
ua
29.6
116
.31
11.4
1-2
.23
-2.4
5P
anam
a19
.45
14.8
312
.75
-1.0
9-1
.77
Par
aguay
6.68
9.21
11.0
9-0
.39
-0.3
0P
eru
10.2
69.
139.
95-3
.10
-0.7
6R
epublica
Dom
inic
ana
7.61
5.02
7.50
-1.0
2-1
.67
Uru
guay
13.7
211
.85
11.9
5-1
.22
-2.5
8V
enez
uel
a11
.20
9.45
12.3
5-2
.55
-1.8
0P
RO
ME
DIO
12.6
811
.37
12.4
2-1
.58
-1.7
7
Tab
laB
.3:
Pro
med
iode
los
pri
nci
pal
esdat
osdel
gobie
rno
(por
dec
ada)
64
PAIS TIPO DE REGLA NACIONAL BASE LEGAL COBERTURA FRECUENCIA OTROS ASPECTOS DE LA REGLA(FECHA DE INICIO) DE COBERTURA
Argentina ER, DBR, Estatuto GG,CG Anual Las reglas fiscales estan en las FRL adoptadas en 1999 y revisadas en 2001DR(2000) y 2004 para permitir un perıodo mas largo para establecer targets
numericos despues de la crisis. Se requieren todas las jurisdiccionespara balancear los ingresos y gastos, excluyendo inversion en infraestructurassociales y economicas y proyectos financiados por IFI.El gasto primario no puede crecer mas que el GDP nominal o a lo masse debe mantener constante en perıodo de crecimiento negativo delGDP nominal.En tanto el Congreso de Argentina puede otorgar superpoderes deemergenciaen ocasiones especiales al Presidente, suspendiendose lasreglas fiscales.
Brasil ER, BBR Estatuto; GG Anual Existen FRL; algunas rigideces presupuestarias imponen permanentes(2000), Constitucion contracciones a la polıtica fiscal. El gasto en inversion es excluido de
los targets fiscales. La ley establece ciertos indicadores fiscales numericos.El gobierno establece targets para el presupuesto, gasto y deuda.Existen clausulas escapatorias para una contraccion del GDP real mayora 1 % o desastre natural, pero bajo la aprobacion del Congreso.
Chile BBR (2000) Compromiso CG Multianual Existe una regla de balance estructural, bajo la cual los gastos fiscalespolıtico estan determinados ex-ante en lınea con los ingresos estructurales,
los cuales serıan alcanzados si:(i) la economıa funciona a pleno potencial(ii) el precio del cobre y molibdeno se encuentran en su nivel de largo plazo(iii) el retorno de los activos financieros estan en lınea con lastasas de interes de largo plazo.Entre 2002 y 2007 el target era un superavit de 1 % del GDP, el cual bajoa 0.5 % en 2008 y 0 % en 2009.
Colombia (1997) - - - -
Costa Rica ER(2001) Estatuto CG Anual Durante la crisis el gobierno pidio al Parlamento suspender las reglas fiscalespor dos anos.
Ecuador BBR, DR Estatuto CG, GG Anual La regla se aplica ex-ante. La regla excluye inversion publica y otros(2003) ıtems prioritarios.
Mexico BDR, RR Estatuto GG Multianual Existen FRL. Cualquier ingreso en exceso (respecto a lo presupuestado)(2006) puede ser usado para compensar gastos no programables como
ingresos compartidos con otros estados o mayores costos de intereses.El resto es repartido en tres fondos.
Panama BBR,DR Estatuto GG Anual Deficit del sector publico no financiero con tope en 1 % del GDP, pero(2002) disminuible en caso de crisis. El ano 2009 se permitio disminuirlo a 2-2.5 %
por la crisis. Existe un target del ratio deuda publica a PIB bajo el 40 %para el 2017.
Peru ER, BBR Estatuto GG Anual Deficit del sector publico no financiero puede ser un maximo de 1 % del GDP.(2000) Crecimiento real del gasto corriente con tope de 3 %. Existen FRL.
Venezuela (1999) - - - -
ER = Regla de Gastos; RR = Regla de Ingresos; BBR = Regla de Presupuesto Balanceado; DR = Regla de DeudaGG = Gobierno General; CG = Gobierno Central; CA = Ajuste Cıclico
FRL = Leyes de Responsabilidad Fiscal
Tabla B.4: Reglas Fiscales. Fuente: IMF (2009)
65
EM
PR
ESA
PA
ISR
UB
RO
VE
NT
AS
2011
UT
ILID
AD
ES
2011
(MIL
LO
NE
SU
S)
(MIL
LO
NE
SU
S)
1P
ET
RO
BR
AS
Bra
sil
Pet
role
o/G
as13
0,17
1.7
17,7
59.4
2P
ED
VSA
Ven
ezuel
aP
etro
leo/
Gas
124,
754.
04,
496.
03
PE
ME
XM
exic
oP
etro
leo/
Gas
111,
734.
6-6
,559
.14
PE
TR
OB
RA
SD
IST
RIB
UID
OR
AB
rasi
lP
etro
leo/
Gas
39,6
54.0
675.
05
EC
OP
ET
RO
LC
olom
bia
Pet
role
o/G
as33
,194
.87,
801.
1
6C
OM
ISIO
NF
ED
ER
AL
DE
EL
EC
TIC
IDA
DM
exic
oE
ner
gıa
Ele
ctri
ca20
,931
.1-1
,230
.9
7E
LE
CT
RO
BR
AS
Bra
sil
Ener
gıa
Ele
ctri
ca17
,625
.21,
989.
98
CO
DE
LC
OC
hile
Min
erıa
17,5
15.3
2,05
5.4
9E
NA
PC
hile
Pet
role
o/G
as10
,834
.8-6
7.0
10C
OR
RE
IOS
ET
EL
EG
RA
FO
SB
rasi
lSer
vic
ios
Gen
eral
es7,
047.
047
0.0
11G
RU
PO
EE
PP
MC
olom
bia
Ser
vic
ios
Bas
icos
5,85
3.9
766.
612
SA
BE
SP
Bra
sil
Ser
vic
ios
Bas
icos
5,29
9.9
652.
213
YP
FB
Bol
ivia
Pet
role
o/G
as5,
102.
0N
.D.
14P
ET
RO
PE
RU
Per
uP
etro
leo/
Gas
4,94
7.0
152.
8
15C
OD
EL
CO
DIV
ISIO
NC
HU
QU
ICA
MA
TA
Chile
Min
erıa
4,62
8.6
645.
2
Tab
laB
.5:
Em
pre
sas
fisc
ales
mas
gran
des
de
Lat
inoa
mer
ica
(Fuen
te:
Am
eric
aEco
nom
ıa)
66
C. Anexo: Test de las Regresiones
C.1. Test de Estacionariedad de las Series
PAIS CC CCR TI GDPGArgentina -2.266* -3.081*** -1.981 -3.483***Bolivia -1.318 -1.823 -1.366 -2.082Brasil -1.821 -1.861 -3.154* -3.411***Chile -3.627*** -2.719* 0.202 -3.639***Colombia -3.909*** -2.916*** -1.409 -4.050***Costa Rica -2.522** -3.509** -2.638** -3.068***Ecuador -4.120*** -4.317*** -1.117 -5.582***El Salvador -0.895 -1.969 -3.400** -1.859Guatemala -1.070 -3.010*** -2.892*** -2.147*Honduras -0.672 -2.838* -2.238* -4.794***Mexico -2.542** -2.365* -1.533 -4.358***Nicaragua -4.320*** -2.289* -2.242** -3.235***Panama -2.750*** -2.488* -0.322 -3.175***Paraguay -2.455*** -2.217* -3.378** -3.538***Peru -2.698*** -1.594 -1.451 -3.344***Republica Dominicana -2.453** -2.578** -4.976*** -4.088***Uruguay -3.778*** -2.663* -2.038 -2.829***Venezuela -3.524*** -3.427* -0.632 -4.386***
Rechazo de presencia de raız unitaria*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Tabla C.1: Test de Dickey-Fuller modificado de Elliot, Rothenberg y Stock (1996)
67
PAIS ZANDREWS PAIS ZANDREWSArgentina -4.582** Honduras -Bolivia -3.174 Mexico -5.676***Brasil - Nicaragua -Chile -3.661 Panama -3.642Colombia -4.576 Paraguay -Costa Rica - Peru -5.351**Ecuador -4.477** Republica Dominicana -El Salvador - Uruguay -4.818**Guatemala - Venezuela -3.153
Rechazo de presencia de raız unitaria con quiebre estructural*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Tabla C.2: Test de Zivot y Andrews (1992)
TEST CC CCR TI GDPGLevin-Lin-Chu -4.3457*** -4.5388*** -2.1182** -9.0148***Harris-Tzavalis 0.4367*** 0.4763*** 0.6759*** 0.2440***Breitung -6.5721*** -4.8346*** -3.6746*** -6.6604***Im-Pesaran-Shin -7.1112*** -5.6636*** -4.3931*** -9.8981***Fisher 14.1560*** 10.8917*** 4.3044*** 28.0904***
Rechazo de presencia de raız unitaria*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Tabla C.3: Tests de Raız Unitaria en Panel
68
PAIS CC CCR TI GDPGArgentina 0.101 0.147 0.74*** 0.076Bolivia 1.56*** 0.606** 0.283 1.29**Brasil 0.355* 0.148 0.061 0.274Chile 0.079 0.103 0.376*** 0.207Colombia 0.073 0.104 0.229 0.131Costa Rica 0.357* 0.190 0.433* 0.336Ecuador 0.317 0.031 1.84*** 0.242El Salvador 0.247 1.01*** 0.113 0.563*Guatemala 0.143 0.069 1.13*** 1.04***Honduras 0.151 0.089 0.358* 0.202Mexico 0.205 0.243 0.776*** 0.064Nicaragua 0.273 0.296 0.368* 0.717**Panama 0.711** 0.516** 1.01*** 0.061Paraguay 0.137* 0.654** 0.097 0.125Peru 0.915*** 0.137* 1.09*** 0.054Republica Dominicana 0.188 0.104 0.143 0.045Uruguay 0.205 0.110 0.089 0.348Venezuela 0.069 0.330 1.30** 0.099
Rechazo de presencia de random walk*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Tabla C.4: Test de KPSS (1992)
69
C.2. Test de Validez de los Instrumentos y Coeficientes de Largo
Plazo
(1) (3) (5) (7)Anderson canon. corr. LM statistic 33.292 32.863 17.751 17.879Chi-sq(1) P-val 0.000 0.000 0.000 0.000
(9) (11) (13) (15)Anderson canon. corr. LM statistic 16.380 15.556 12.860 11.928Chi-sq(1) P-val 0.0001 0.001 0.003 0.006
Tabla C.5: Test de Subidentificacion
(1) (3) (5) (7)Estadıstico de Cragg-Donald 34.849 34.360 17.840 17.975
(9) (11) (13) (15)Estadıstico de Cragg-Donald 16.404 15.530 12.683 11.715
VALORES CRITICOS DE STOCK-YOGO10 % maximal IV size 16.3815 % maximal IV size 8.9620 % maximal IV size 6.6625 % maximal IV size 5.53
Tabla C.6: Test de Identificacion Debil
VARIABLE MEDIA DESVIACION ESTANDAR|∆CC| 2.59 % 3.43 %|∆CCR| 2.14 % 2.36 %|∆TI( %)| 7.69 % 9.27 %|∆GDPG| 3.05 % 3.28 %|∆IEXT | 1.26 % 1.48 %
Tabla C.7: Descripcion de los cambios de las variables principales
70
PROCICLICIDAD (1) (2)Coeficiente LP (RTC Fijo) PRO1=0.68 0.014 0.012
(0.087) (0.061)Coeficiente LP (RTC Fijo) PRO1=-0.016 0.060 0.059
(0.082) (0.056)Coeficiente LP (RTC Fijo) PRO1=-0.63 0.104 0.105*
(0.084) (0.059)Coeficiente LP (RTC No Fijo) PRO1=0.68 0.043 0.041
(0.082) (0.056)Coeficiente LP (RTC No Fijo) PRO1=-0.016 0.088 0.088*
(0.080) (0.053)Coeficiente LP (RTC No Fijo) PRO1=-0.63 0.132 0.134**
(0.086) (0.056)*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Tabla C.8: Test de Coeficientes de Largo Plazo: Precios Corrientes - Gasto de Gobierno enConsumo
PROCICLICIDAD (3) (4)Coeficiente LP (RTC Fijo) PRO2=0.33 0.006 0.002
(0.095) (0.065)Coeficiente LP (RTC Fijo) PRO2=-0.23 0.046 0.044
(0.088) (0.062)Coeficiente LP (RTC Fijo) PRO2=-0.65 0.076 0.076
(0.090) (0.064)Coeficiente LP (RTC No Fijo) PRO2=0.33 0.036 0.034
(0.089) (0.060)Coeficiente LP (RTC No Fijo) PRO2=-0.23 0.076 0.076
(0.086) (0.058)Coeficiente LP (RTC No Fijo) PRO2=-0.65 0.106 0.107*
(0.092) (0.061)*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Tabla C.9: Test de Coeficientes de Largo Plazo: Precios Corrientes - Gasto de Gobierno enConsumo
71
PROCICLICIDAD (5) (6)Coeficiente LP (RTC Fijo) PRO1=0.68 0.014 0.012
(0.250) (0.157)Coeficiente LP (RTC Fijo) PRO1=-0.016 0.102 0.092
(0.290) (0.147)Coeficiente LP (RTC Fijo) PRO1=-0.63 0.188 0.169
(0.411) (0.165)Coeficiente LP (RTC No Fijo) PRO1=0.68 0.110 0.098
(0.306) (0.146)Coeficiente LP (RTC No Fijo) PRO1=-0.016 0.198 0.178
(0.433) (0.155)Coeficiente LP (RTC No Fijo) PRO1=-0.63 0.283 0.256
(0.586) (0.189)*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Tabla C.10: Test de Coeficientes de Largo Plazo: Precios Constantes - Gasto de Gobierno enConsumo
PROCICLICIDAD (7) (8)Coeficiente LP (RTC Fijo) PRO2=0.33 -0.007 -0.008
(0.286) (0.171)Coeficiente LP (RTC Fijo) PRO2=-0.23 0.077 0.067
(0.304) (0.162)Coeficiente LP (RTC Fijo) PRO2=-0.65 0.140 0.124
(0.398) (0.173)Coeficiente LP (RTC No Fijo) PRO2=0.33 0.099 0.087
(0.325) (0.157)Coeficiente LP (RTC No Fijo) PRO2=-0.23 0.183 0.162
(0.470) (0.168)Coeficiente LP (RTC No Fijo) PRO2=-0.65 0.246 0.218
(0.603) (0.193)*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Tabla C.11: Test de Coeficientes de Largo Plazo: Precios Constantes - Gasto de Gobierno enConsumo
72
PROCICLICIDAD (9) (10)Coeficiente LP (RTC Fijo) PRO3=0.76 -0.005 0.001
(0.107) (0.059)Coeficiente LP (RTC Fijo) PRO3=-0.009 0.037 0.041
(0.097) (0.057)Coeficiente LP (RTC Fijo) PRO3=-0.76 0.079 0.081
(0.101) (0.063)Coeficiente LP (RTC No Fijo) PRO3=0.76 0.033 0.037
(0.096) (0.055)Coeficiente LP (RTC No Fijo) PRO3=-0.009 0.076 0.077
(0.095) (0.054)Coeficiente LP (RTC No Fijo) PRO3=-0.76 0.117 0.117*
(0.107) (0.061)*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Tabla C.12: Test de Coeficientes de Largo Plazo: Precios Corrientes - Gasto Total de Gobierno
PROCICLICIDAD (11) (12)Coeficiente LP (RTC Fijo) PRO4=0.65 -0.006 -0.002
(0.105) (0.061)Coeficiente LP (RTC Fijo) PRO4=0.004 0.048 0.051
(0.098) (0.058)Coeficiente LP (RTC Fijo) PRO4=-0.67 0.105 0.105*
(0.102) (0.063)Coeficiente LP (RTC No Fijo) PRO4=0.65 0.035 0.037
(0.097) (0.058)Coeficiente LP (RTC No Fijo) PRO4=0.004 0.089 0.089
(0.098) (0.056)Coeficiente LP (RTC No Fijo) PRO4=-0.67 0.145 0.144**
(0.111) (0.062)*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Tabla C.13: Test de Coeficientes de Largo Plazo: Precios Corrientes - Gasto Total de Gobierno
73
PROCICLICIDAD (13) (14)Coeficiente LP (RTC Fijo) PRO3=0.76 0.031 0.032
(0.192) (0.101)Coeficiente LP (RTC Fijo) PRO3=-0.009 0.111 0.094
(0.228) (0.103)Coeficiente LP (RTC Fijo) PRO3=-0.76 0.189 0.154
(0.306) (0.115)Coeficiente LP (RTC No Fijo) PRO3=0.76 0.084 0.072
(0.208) (0.098)Coeficiente LP (RTC No Fijo) PRO3=-0.009 0.164 0.133
(0.275) (0.102)Coeficiente LP (RTC No Fijo) PRO3=-0.76 0.242 0.194*
(0.367) (0.117)*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Tabla C.14: Test de Coeficientes de Largo Plazo: Precios Constantes - Gasto Total de Go-bierno
PROCICLICIDAD (15) (16)Coeficiente LP (RTC Fijo) PRO4=0.65 0.099 0.080
(0.242) (0.111)Coeficiente LP (RTC Fijo) PRO4=0.004 0.161 0.128
(0.293) (0.113)Coeficiente LP (RTC Fijo) PRO4=-0.67 0.223 0.179
(0.364) (0.126)Coeficiente LP (RTC No Fijo) PRO4=0.65 0.161 0126
(0.308) (0.111)Coeficiente LP (RTC No Fijo) PRO4=0.004 0.224 0.175
(0.374) (0.116)Coeficiente LP (RTC No Fijo) PRO4=-0.67 0.289 0.226*
(0.452) (0.131)*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Tabla C.15: Test de Coeficientes de Largo Plazo: Precios Constantes - Gasto Total de Go-bierno
74