relacin entre la balanza comercial y el tipo de cambio real

relacin entre la balanza comercial y el tipo de cambio real

Centro de Estudios Económicos y Desarrollo Empresarial
Documento de Trabajo Nº. 8, febrero 2008.
RELACIÓN ENTRE LA BALANZA COMERCIAL Y EL TIPO DE CAMBIO REAL 1
Raúl Jimenez Mori
Resumen:
El objetivo es mostrar evidencia empírica acerca de la relación entre el tipo de cambio
real y el comportamiento de la balanza comercial peruana en el periodo comprendido
entre 1993 y 2007. Los resultados encontrados a partir de la aplicación de un modelo
de vectores autoregresivos cointegrado (VAR / VEC) señalan que una depreciación
real incrementa el saldo de BC, pero, contrariamente a la teoría convencional, un
superávit comercial no genera una apreciación real.
Palabras clave: tipo de cambio real, balanza comercial, vectores autoregresivos cointegrados.
Se agradece a Rafael Bustamante y Dante Bayona. Los errores y omisiones son responsabilidad del autor. Los
puntos de vista expresados en el presente texto corresponden enteramente a los autores y no reflejan
necesariamente aquellos de la organización. Reproducciones totales o parciales no requieren autorización previa
salvo indicación de fuente. El autor puede ser contactado a [email protected].
1
1
Introducción:
Respecto de la relación entre el tipo de cambio real y la balanza comercial pueden
destacarse al menos dos aspectos. De un lado, se acepta que depreciaciones reales conducen a
mejoras en la balanza comercial, mientras que apreciaciones reales reducen los saldos
comerciales. De otro lado, se argumenta que un superávit (déficit) en las cuentas comerciales se
traducirían en una apreciación (depreciación) real. Ambas relaciones forman parte de la
dinámica de ajuste convencional de las cuentas externas, e internas, a partir del movimiento del
tipo de cambio real hacia su valor de “equilibrio”.
La relación causal del tipo de cambio real (Q) sobre la balanza comercial (BC), en el
sentido que una depreciación real debe conducir a una mejora en las cuentas comerciales
externas responde a la condición de Marshall-Lerner, la cual postula que si las exportaciones e
importaciones son suficientemente elásticas entonces los movimientos en el Q deben afectar a
los saldos de BC. Es decir, una depreciación real abaratará los bienes nacionales con relación a
los extranjeros, haciéndolos más competitivos y consecuentemente incrementando las
exportaciones y reduciendo las importaciones.
De otro lado, la asociación de la balanza comercial sobre el tipo de cambio real es una
noción que se encuentra inicialmente basada en el mecanismo precio–flujo–especie mediante el
cual, bajo un tipo cambio fijo, un superávit comercial se traducía en un incremento de la oferta
monetaria y luego en un incremento en los niveles de precios, mientras que en el país con
déficit los precios se reducirían. De este modo, se generaría una apreciación real que
“equilibraría” la balanza comercial. Un razonamiento similar existe bajo tipos de cambio
flexible. En dicho régimen un superávit comercial elevaría la demanda agregada, elevando los
tipos de interés y reduciendo el tipo de cambio nominal lo cual, suponiendo precios
constantes, lleva a una apreciación real.
2
De este modo, bajo tipos de cambio flexibles la BC ejerce un efecto sobre el tipo de
cambio real a través del tipo de cambio nominal (E). En este contexto, la relación de un
superávit sobre una apreciación real o de un déficit sobre una depreciación real resalta la
influencia de los flujos comerciales sobre el comportamiento de los tipos de cambio nominales
(o sobre los precios en caso de tipos de cambio fijo). Dornbusch y Fischer (1980) ofrecen
sustento teórico a esta “visión popular” demostrando que la acumulación de activos externos,
generados por la cuenta corriente, es un factor determinante del comportamiento del tipo de
cambio nominal y que por lo tanto un superávit comercial se condice con una apreciación
nominal 2 . De este modo, bajo tipos de cambio flexibles, el mecanismo mediante el cual se
esgrime que la balanza comercial tiene un efecto sobre los tipos reales es a través de los
movimientos en E, antes que movimientos en los precios. Sin embargo, debe tenerse en cuenta
que la relevancia de los flujos comerciales fue menor a partir de la creciente movilidad de flujos
de capitales. En particular a partir de los años 80 las variaciones en el tipo de cambio nominal
estaban explicadas, al menos en el corto plazo, principalmente por los flujos de capital en lugar
de los flujos comerciales. Aunque se acepta que los tipos de cambio de largo plazo están
determinados por los flujos comerciales, los modelos de determinación del tipo de cambio se
enfocaban en el mercado de activos. Estos matices deben tenerse en cuenta a fin de concebir
desviaciones de la perspectiva convencional.
Si bien el esquema hace referencia a un proceso de ajuste hacia una situación de
equilibrio externo, pueden existir situaciones en que las relaciones antes comentadas no se
mantengan por algún periodo de tiempo a veces importante. Puede ocurrir por ejemplo que: a)
una apreciación (depreciación) real se mantenga con un fuerte incremento (decremento) en el
saldo de balanza comercial; y que a su vez, b) un repetido incremento (decremento) en balanza
comercial se mantenga con una continua depreciación (apreciación) real. Estas situaciones
pueden ocurrir cuando el equilibrio de una determinada economía se encuentra dominado por
factores externos o por shocks exógenos.
En el primer caso donde una apreciación real se mantenga con altos superávit
comerciales (▼QÆ▲BC) puede deberse a que la demanda de bienes nacionales,
exportaciones, puede depender más de la demanda externa, es decir, del ciclo de las economías
2
Y en un modelo de pleno empleo con precios constantes, ello conduce también a una apreciación real.
3
socias antes que del precio de los bienes propiamente dichos. Este es el caso del precio de las
materias primas y de sus volúmenes exportados en fases expansivas de la economía mundial,
donde las materias primas se tornan inelásticas 3 . De modo similar, puede darse el caso que los
productos de exportación no tradicionales en épocas de alto crecimiento se tornen inelásticos 4 .
Se ha señalado que la productividad es un robusto determinante del tipo de cambio real sobre
todo para países de ingreso medio, donde una mejora conduce a apreciaciones del tipo de
cambio real de equilibrio (Dufrenot y Yehoue, 2005; Arena y Tuesta, 1998). Tal situación
puede ocurrir también en periodos en que el país esta experimentando shocks de
productividad que generan apreciaciones reales en presencia de superávit comerciales, según lo
previsto en el modelo Balassa–Samuelson. De modo similar, un decremento en balanza
comercial que se mantenga con una apreciación real puede ser el caso shock negativo de
productividad en el país o de un shock positivo de productividad en el exterior, lo cual podría
tornar los precios relativos en contra de la competitividad nacional.
En el caso en que frente a una depreciación del TCR, los volúmenes de exportaciones e
importaciones no reaccionan (en el corto plazo), entonces la BC caerá (▲QÆ▼BC). Esto
puede ocurrir debido a la inflexibilidad de corto plazo para ajustar las demandas (internas y
externas) frente a los nuevos precios. Tal situación es conocida como la curva J, donde la
balanza comercial inicialmente empeora producto del efecto precio, también conocido como
efecto valor, pero luego mejora a medida que los volúmenes responden. A mediano y largo
plazo se supone que el efecto volumen domina al efecto valor y que consecuentemente una
depreciación real conducirá a una subida de la BC, de forma coherente con la condición
Marshall–Lerner. Sin embargo, puede ocurrir alguna situación en que una depreciación real se
mantenga de manera sostenida con déficit comerciales. En el caso en que las importaciones y
exportaciones sean inelásticas como consecuencia de que en el mercado local no existen
sustitutos cercanos y de que el ajuste de la estructura productiva frente al incentivo provocado
por la depreciación real tome más tiempo de lo esperado (Krugman, 1997).
3
Respecto de las relación entre los términos de intercambio y la balanza comercial se puede mencionar a Uribe
(2007) quien señala como regularidad empírica el comportamiento pro cíclico de los términos de intercambio, así
como la correlación negativa (aunque pequeña) entre ellos y la balanza comercial.
4 También puede interpretarse como que se trata de bienes superiores, cuya demanda se incrementa en fases
expansivas mundiales (incremento del ingreso) en el resto del mundo.
4
Respecto del efecto de la balanza comercial sobre el tipo de cambio real (BC Æ Q), se
puede dar el caso de que un sostenido superávit (déficit) en balanza comercial se mantenga con
un tipo de cambio real depreciado (apreciado). Una situación en que ello puede ocurrir es
aquella en que, manteniendo los precios relativos constantes, el tipo de cambio nominal se
deprecie (aprecie) conduciendo a una depreciación (apreciación) real. En tales situaciones E se
encontraría dominado por la balanza de capitales. Podría también ser el caso de que aún con
superávit comerciales, el tipo de cambio real se deprecie debido a que los precios relativos
aumenten, cetirus paribus el tipo de cambio nominal, favorablemente a las exportaciones
nacionales. Una depreciación real en esas circunstancias 5 puede ocurrir en situaciones en que el
país esta experimentando shocks de productividad que reducen los precios relativos
favoreciendo la competitividad nacional. De modo similar, un decremento en balanza
comercial que se mantenga con una apreciación real puede ser el caso shock negativo de
productividad en el país o de un shock positivo de productividad en el exterior, lo cual podría
tornar los precios relativos en contra de la competitividad nacional. Ello podría sonar
contradictorio a la expectativa de acuerdo al modelo Balassa-Samuelson, sin embargo Tang, M.
y Lee (2003) encontraron, para una muestra de 10 países de la OECD, que cuando se
incrementaba la productividad total de los factores (PTF), el tipo de cambio real se
depreciaba 6 .
Se puede mencionar evidencia empírica que respalde aquellas situaciones “normales” o
de acuerdo a la expectativa teórica convencional. En un análisis multipaís reciente Edwards
(2007) señala que en el proceso de ajuste, los superávit comerciales se encuentran asociados
con apreciaciones reales y con el deterioro de los términos de intercambio. Destaca asimismo,
que dicha relación aparece más visible en el caso de los países industrializados más grandes,
pero que es más difusa en muestras que recogen evidencia de países en desarrollo. En un
análisis para los países de la G7, Chin y Lee (2002) encuentran que depreciaciones reales
conducen a mejoras en la cuenta corriente. Para un análisis multipaís la UNCTAD (2004)
Es decir, con apreciación nominal y balanza comercial en superávit.
Es importante distinguir que en el análisis de Tang y Lee, ellos encontraron que cuando el indicador es la
productividad laboral sus resultados son acordes al modelo Balassa-Samuelson en el sentido que un incremento
en productividad conduce a una apreciación real, lo cual es coherente con la señalado líneas arriba. Sin embargo,
cuando la medida es la productividad total de los factores entonces conduce a un depreciación real.
5
6
5
encuentra que pequeñas variaciones en el tipo de cambio real pueden mejorar de manera
importante la balanza comercial.
El documento consta de tres secciones además de la introducción. En la siguiente se
ofrecen algunos hechos estilizados que distinguen la evolución de algunas de las variables
externas saltantes en la economía peruana. Luego se presenta el ejercicio empírico y finalmente
se encuentran las conclusiones.
Hechos Estilizados
Entre 1993 y 2007 las exportaciones peruanas crecieron en más del 600%, mientras que
las importaciones (M) lo hicieron en un 260%. Dicho crecimiento ha sido especialmente
pronunciado a partir del año 2002, llevando a un incremento sostenido de los saldos en la
balanza comercial peruana que a partir del año 2003, empezó a experimentar superávit
crecientes.
Se puede observar en el gráfico N°1 que el crecimiento de las exportaciones ha estado
principalmente explicado por el de las materias primas o productos tradicionales que en ese
mismo periodo han crecido en 700%. De gran importancia, aunque menor en términos de
volumen, ha sido el crecimiento en 418% de las exportaciones no tradicionales (XNT). Véase
gráfico N°1.
Tal dinamismo estaría explicado en gran medida por la fase expansiva de la economía
mundial y por el papel de China en los mercados de materias primas. Es así que a partir del
2002, los precios de los commodities han experimentado un marcado crecimiento
influenciando el índice de precios de las exportaciones y los términos de intercambio (ver
gráfico Nº2.a). El papel de la demanda externa sobre la mejora del saldo en balanza comercial
es tal que elevando el precio de las materias primas ha conducido a un notable crecimiento de
las exportaciones (XT), especialmente de las tradicionales que en relación al año 2007
representan el 78% de las exportaciones totales, creciendo en 7 puntos porcentuales con
relación al 2002.
6
Gráfico Nº1
Exportaciones: Tradicionales (XT) y No Tradicionales (XNT)
(En miles de millones de US$)
23
18
XT
13
XNT
M
8
3
-2
-7
-12
93
BC = -0.8
94
-1.1
95
96
-2.2
-2.0
97
98
-1.7
99
-2.5
00
-0.6
01
-0.4
02
-0.2
03
0.3
04
0.9
05
3.0
06
5.3
07
8.9
Elaboración propia con datos del BCRP.
De otro lado, la relación entre la balanza comercial y el tipo de cambio real es más
difusa pudiendo observar en el gráfico Nº2.b una correlación tenuemente positiva. Un aspecto
saltante del mismo gráfico es la importante variabilidad del tipo de cambio real, la cual podría
estar asociada a la evolución del tipo de cambio nominal sobre todo para el periodo de
turbulencia financiera que se diera hacia fines de los años 90. Precisamente desde inicios de la
presente década los tipos se estabilizaron (alrededor de S/.3.5 por dólar) y a mediados del 2004
iniciaron una apreciación, la cual fue bastante más pronunciada a partir del 2007 debido a la
situación económica norteamericana.
Otro factor importante se refiere a los niveles de precios de la economía peruana en
relación a los del resto del mundo. Utilizando como aproximación la serie del World Penn
Table se puede comentar que el nivel de precios de paridad de poder adquisitivo del Perú, con
relación a los de EE.UU., creció hasta medidos de la década de los años 90 (96-97), a partir de
lo cual inició una sostenida reducción hasta el año 2003, último dato disponible. Tomando
como referencia el índice de precio de los productos transables se podría intuir que dicha
tendencia ha continuado (ver datos del Anexo I). Lo anterior implica de que entre 1993 y
7
1996, los precios relativos diminuyeron, mientras que la depreciación nominal fue importante.
Entre 1997 y 2003, los precios relativos aumentaron, con una depreciación nominal simultanea
del 27%. Finalmente, entre 2003 y 2007, se intuye que los precios relativos continuaron
aumentando, con una apreciación nominal del 8%, lo cual podría significar que aun en
presencia de una apreciación nominal los precios relativos han generado una depreciación real.
Gráfico N°2
Gráfico N°2.a
Índice de precios de materias primas y términos de intercambio
Grafico N°2.b
Evolución del TCR y la Balanza Comercial
115
9
170
7
Miles de Mill. US$
IPPB
TI
150
BC (izq.)
130
110
90
113
TCR (der.)
111
109
5
107
3
105
103
1
101
99
-1
97
70
93
94
95
96
97
98
99
00
01
02
03
04
05
06
07
-3
95
93
94 95
96
97
98 99
00
01 02
03
04
05 06
Elaboración propia con datos del BCRP.
Análisis Empírico
La especificación estándar de la cuenta corriente fue desarrollada por Mundell y
Fleming. En ella el saldo comercial dependía del tipo de cambio real (Q), del ingreso nacional
(Yn) y del ingreso de las economías que son socias comerciales (Ye). Además, habría que
considerar el servicio de la deuda externa (rD), así como los impuestos al comercio exterior
entre los más representativos. De modo simplificado podemos prescindir del servicio de deuda
y referirnos exclusivamente a la balanza comercial (BC) en función del tipo de cambio real
como queda expresado en la ecuación 3.
BC = X (TCR, YE) – QM (TCR, YN)
… (1)
CC = f (Q, YN, YE) + rD
… (2)
BC = f (Q)
… (3)
El objetivo de la prueba empírica es analizar el comportamiento a largo plazo entre
ambas variables y en particular observar si la relación de largo plazo entre ambas variables se
8
07
%
190
condice con las expectativas a nivel teórico. Para ello se identifica y estima un modelo reducido
de vectores autoregresivos cointegrados (VAR / VEC).
BCt = b10 – b12Qt + γ11BCt-1 + γ12Qt-1 +εBCt
… (5)
TCRt = b10 – b12BCt + γ21BCt-1 + γ12Qt-1 +εTCRt
… (6)
La variables se encuentra definidas como sigue: la BC esta definida como las
exportaciones menos las importaciones, mientras que el Q esta definido como el tipo de
cambio nominal (E) multiplicado por el nivel de precios foráneo (P*) divido entre el nivel de
precios interno (P), es decir, EP*/P. ε representa el error, ruido blanco del sistema. Ambas
series fueron obtenidas del Banco Central de Reserva del Perú.
De acuerdo a lo comentado en la introducción se espera que frente a una depreciación
real el saldo de balanza comercial se incremente, mientras que una apreciación real debería
conducir a una caída en los saldos comerciales. Al mismo tiempo se espera que frente a un
incremento en el superávit de la BC, se genere una apreciación real, mientras que un déficit en
la balanza comercial debería conducir a una depreciación real. No obstante, el impacto de una
depreciación del TCR no siempre conduce a un saldo positivo de la BC ya sea debido a la
presencia de un comportamiento de las exportaciones e importaciones de acuerdo con la curva
j o por situaciones como las comentadas en la introducción. El cuadro siguiente resume las
situaciones comentadas:
Cuadro Nº1
Situaciones y Signos Esperados
Relación: Condiciones probables:
Situaciones:
Efectos de Q sobre BC
Apreciación Real → Superávit Comercial
▲Q → ▲BC
Apreciación Real → Superávit Comercial
▼Q → ▲BC
Depreciación Real → Déficit Comercial
▲Q → ▼BC
Efectos de BC sobre Q
Superávit Comercial → Apreciación Real
▲BC → ▼Q
Superávit Comercial → Depreciación Real
▲BC → ▲Q
Déficit Comercial → Apreciación Real
▼BC → ▼Q
Directa
•
Condición de Marshall–Lerner
Inversa
•
•
BC dominada por ciclo mundial
Shock de productividad laboral
Inversa
•
Presencia de curva j
Inversa
•
Ajuste convencional de precio o E
Directa
•
Directa
•
E depende más de balanza de
capitales
Shock de PTF
9
La aplicación de dicha técnica exige previamente conocer el grado de cointegración de
estas series pues de tratarse de series no estacionarias se podría caer en correlaciones espurias
consecuencia de las propiedades de las serie de tiempo usadas antes que de la lógica conceptual
prevista. En tal sentido el cuadro N°1 analiza si cada serie presenta raíz unitaria mediante el
ADF. Los resultados señalan la presencia de raíz unitaria en las series en niveles, mientras que
en primera diferencia ambas series se vuelven estacionarias. En ese mismo sentido, el análisis
gráfico señala que las series en niveles muestran una tendencia, convirtiéndose en estacionarias
luego de ser diferencias un periodo.
Cuadro N°2
Prueba de Raíz Unitaria
Augmented Dickey-Fuller test statistic (ADF)
En niveles
1ra Diferencia
Variables
t-Statistic
Prob.
t-Statistic
Prob.
TCR
-2.835
0.055
-9.103*
0.000
BC
0.0105
0.957
-3.709*
0.0048
Ho: existe raíz unitaria, * Significancia al 5%.
Gráfico N°4
Gráfico N°4.a
Plot de las Series de TCR y BC
Gráfico N°4.b
Plot de las Series de TCR y BC en 1ra dif.
1600
116
1200
112
800
108
6
4
2
0
-2
800
400
104
-4
400
-6
0
100
0
-400
-400
96
-800
-800
92
93
94
95
96
97
98
99
00
01
TCR
02
BC
03
04
05
06
07
-1200
93
94
95
96
97
98
99
00
TCR1
01
02
03
04
05
06
07
BC1
Otro ingrediente relevante para la identificación del modelo es encontrar el mejor
desfase a ser aplicado. Para ello se procedió a utilizar la prueba de exclusión de rezagos Wald,
el cual señala un retardo.
10
Cuadro Nº3
VAR Lag Exclusion Wald Tests
Sample: 1993:01 2007:11
Included observations: 177
Chi-squared test statistics for lag exclusion:
Numbers in [ ] are p-values
Q
BC
Joint
Lag 1
276.9409
[ 0.000000]
56.90921
[ 4.39E-13]
331.8269
[ 0.000000]
Lag 2
14.13629
[ 0.000852]
38.64140
[ 4.07E-09]
53.42246
[ 6.95E-11]
df
2
2
4
Para analizar si las series en niveles cointegran se procedió a aplicar Johansen, de
donde, teniendo en cuenta la evolución de las series en niveles, se escogió el modelo
cuadrático, con intercepto y tendencia.
Cuadro Nº5
Resumen de Prueba de Cointegración de Johansen
Sample: 1993:01 2007:11
Included observations: 176
Series: BC TCR / Lags interval: 1 to 1
Data Trend:
None
None
Linear
Linear
Rank or
No. of CEs
No Intercept
No Trend
Intercept
No Trend
Intercept
No Trend
Intercept
Trend
Quadratic
Intercept
Trend
Selected (5% level) Number of Cointegrating Relations by Model (columns)
Trace
Max-Eig
0
0
0
0
0
0
1
0
2
2
Con la series en niveles y aplicando un desfase se procede a la estimación del modelo
VAR con el vector de cointegración previamente escogido. El signo de los coeficientes resulta
según lo previsto teóricamente, siendo que el tipo de cambio real explica a la balanza
comercial, es decir una depreciación incrementa el saldo de esta última. Sin embargo, la BC
como explicativa del Q presenta un signo opuesto al esperado. Para calcular las elasticidades se
realizó la estimación con las variables en logaritmos naturales, obteniendo una respuesta muy
pequeña del tipo real a la BC, mientras que la elasticidad del Q sobre la BC se encuentra muy
por encima de la unidad 7 .
11
Estimación VAR / VEC (véase Anexo II)
En niveles:
BC : -2745 + 23Q
(7.45)
Q: 118 + 0.043BC
(4.9)
En Ln:
Ln(Q) : 5.03 + 0.05ln(BC)
(10.22)
Ln(BC) : -95.9 + 19.07Ln(Q)
(3.34)
Los resultados señalan la significancia de los coeficientes relativos al tipo de cambio
real y a la balanza comercial. La prueba de causalidad de Granger agrega información adicional
a este respecto. En ella se observa que al 5% se rechaza la hipótesis de que el TCR no causa la
BC, mientras que de un modo más débil, al 10% se puede rechazar la hipótesis de que la BC
no causa el TCR. Es decir, existe un orden de causalidad significativo de que una depreciación
(apreciación) real genera un incremento (decremento) en el saldo de balanza comercial. Pero, la
causalidad de BC al Q es menos significativa.
Cuadro Nº6
Pairwise Granger Causality Tests
Sample: 1993:01 2007:11
Lags: 11
Null Hypothesis:
Obs
F-Statistic
Probability
BC does not Granger Cause Q
Q does not Granger Cause BC
168
1.72686
2.28237
0.07287
0.01334
Con el objeto de contemplar los efectos dinámicos de la introducción de shocks en el
comportamiento de las variables analizadas se realiza las funciones impulso-respuesta y la
descomposición de varianza para 24 periodos (dos años). El gráfico de la función impulsorespuesta muestra en forma más nítida que el efecto provocado en la balanza comercial debido
a un choque en el TCR, y viceversa. La línea continua refleja que frente a un shock en el TCR,
la balanza comercial presenta una respuesta positiva y significativa desde el primer periodo,
7
Ello se puede explicar debido a que se ha prescindido de las otras variables explicativas de la BC
12
esto es, en el periodo analizado no se encuentra evidencia de curva j en la balanza comercial
peruana.
Gráfico N°5:
Función Impulso Respuesta
30
0.07
0.06
25
0.05
20
0.04
TCR BC (Eje izq.)
15
BC TCR (eje der.)
0.03
10
0.02
5
0.01
0
0.00
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
15
16
17
18
19
20
21
22
23
24
También en el gráfico Nº3, la línea cortada señala la respuesta del Q a un shock
positivo en la balanza comercial, observándose que ello ocasiona un incremento permanente
en el nivel del tipo real. Aunque dicho efecto es marginal, ello es contrario a lo esperado bajo el
esquema de ajuste convencional de la balanza comercial. Como se mencionara en la
introducción ello puede obedecer a un shock de productividad que reducen los precios
relativos favoreciendo la competitividad nacional, materia de análisis futuros. En ambos casos
se observa la permanencia de los shocks, es decir, las variables no retornan al sendero de largo
plazo luego del shock de otra variable.
Gráfico N°6:
Descomposición de Varianza
TCR BC (eje izq.)
0.18
BC TCR (eje der.)
40
0.16
35
0.14
30
0.12
25
0.10
20
0.08
15
0.06
0.04
10
0.02
5
0
0.00
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24
13
El Gráfico N°6 muestra la descomposición de la varianza. En él se puede apreciar que
la balanza comercial no logra explicar las variaciones en el tipo de cambio real. Sin embargo, el
poder explicativo de este último sobre la balanza comercial si es importante, alcanzando el
36% en el periodo 24 (en el lapso de dos años).
Conclusiones
Durante el periodo analizado, utilizando la metodología VAR / VEC se encontró
evidencia empírica de la existencia de correlación causal del tipo de cambio real sobre la
balanza comercial. Es decir, una depreciación real (apreciación real) tiene una sólida influencia
sobre el incremento (decremento) en el saldo de balanza comercial. Por el contrario, el efecto
de esta última sobre el tipo de cambio real es menos evidente y contraria a lo esperado a nivel
teórico, en el sentido que un shock positivo en balanza comercial genera una depreciación del
tipo de cambio real en lugar de apreciarlo. Es decir aún cuando el stock de activos externos
netos se han incrementado, tendiendo a generar una apreciación nominal, el tipo de cambio
real a tendido a subir. A priori podría pensarse que la evolución de los precios relativos ha sido
favorable en el sentido de que aún con superávit comerciales, y apreciaciones nominales, ellos
han generado una depreciación real. Dicho comportamiento podría obedecer a una mejora en
la productividad total de los factores. Análisis posteriores deben ser realizados a fin de
determinar las variables que mayor influencia han tenido sobre el tipo de cambio real.
14
Bibliografía
Arena, M. Tuesta, P., (1998). Fundamentos y desalineamientos: el tipo de cambio real de
equilibrio en el Perú. Revista de Estudios Económicos, agosto. BCRP.
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16
Anexo Nº. 1
Balanza Comercial (en miles de millones de US$)
Exportaciones
Exportaciones Tradicionales
Exportaciones no tradicionales
Importaciones
Índice de términos de intercambio (base 1994)*
Índice de precio de las exportaciones (base 1994)*
Índice de precio de las importaciones (base 1994)*
Índice de tipo de cambio real (base 1994)*
Índice de Precios PPP
Índice de Precios de Productos Transables
Activos externos netos (act. Ext. Net. - pas. Ext. Net.)
Tipo de cambio nominal (fin de periodo)
Tasa de crecimiento de EE.UU (%)
Tasa de crecimiento de China (%)
Tasa de crecimiento de U.E. (%)
Tasa de crecimiento de Perú (%)
1993
-0.78
3.4
2.3
1.0
-4.2
91.7
88.4
96.5
111.1
56.26
56.13
-23
1.99
2.67
13.5
-0.8
4.8
1994
-1.08
4.4
3.2
1.2
-5.5
104
107.9
103.8
100
59.01
65.77
-25
2.20
4.02
12.6
2.5
12.8
1995
-2.24
5.5
4.0
1.4
-7.7
106.2
116.4
109.6
100.3
59.13
72.74
-28
2.26
2.5
10.5
2.6
8.6
1996
-1.99
5.9
4.2
1.6
-7.9
102.7
119
115.9
101
57.85
82.88
-29
2.45
3.7
9.6
1.5
2.5
1997
-1.71
6.8
4.7
2.0
-8.5
99.6
107.7
108.1
97.85
56.16
88.65
-24
2.66
4.5
8.8
2.6
6.9
1998
-2.46
5.8
3.7
2.0
-8.2
94.4
98.9
104.7
106.7
49.68
93.17
-26
2.93
4.17
7.8
2.8
-0.7
1999
-0.62
6.1
4.1
1.9
-6.7
89.9
98.8
109.9
111.3
49.07
96.56
-27
3.38
4.45
7.1
3
0.9
2000
-0.4
7.0
4.8
2.0
-7.4
86.4
95.9
111
105.6
48.52
99.53
-27
3.49
3.7
8
3.8
3.0
2001
-0.18
7.0
4.7
2.2
-7.2
86.6
91.5
105.7
101.4
47.79
100
-27
3.51
0.8
8.3
1.9
0.2
2002
0.321
7.7
5.4
2.3
-7.4
91.6
99.7
108.9
100.8
48.14
101.3
-28
3.52
1.6
9.1
0.9
5.0
2003
0.886
9.1
6.4
2.6
-8.2
97.7
117.2
119.9
107.1
45.94
104.6
-28
3.48
2.5
10
0.8
4.0
2004
3.00
12.8
9.2
3.5
-9.8
98.4
134.8
137
105.5
n.d.
107.3
-27
3.41
3.9
10.1
2
5.1
2005
5.286
17.4
12.9
4.3
-12.1
113.7
165.4
145.5
109.5
n.d.
109.2
-26
3.30
3.2
10.2
1.5
6.7
2006
8.934
23.8
18.4
5.3
-14.9
140
220.6
157.6
107.8
n.d.
110.7
-25
3.28
3.3
10.7
2.8
7.6
2007
8.356
28.0
21.5
6.3
-19.6
133.1
250.2
188
106.1
n.d.
114.8
n.d.
3.20
2.1
10.1
2.5
7.0
* Sobre la base de información del BCRP, cálculos propios.
Fuentes: BCRP; FMI; World Penn Tables
Anexo Nº. 2
Estimación VAR / VEC: Variables en Niveles
Sample(adjusted): 1993:03 2007:11
Included observations: 177 after adjusting endpoints
Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]
Cointegrating Eq:
CointEq1
Cointegrating Eq:
Q(-1)
1
BC(-1)
BC(-1)
-0.043
Q(-1)
-0.00873
[-4.93]
@TREND(93:01)
0.201 @TREND(93:01)
C
-118.002 C
Estimación VAR / VEC: Variables en Niveles LN
CointEq1
1
-23.26
-7.45
[-3.12]
-4.69
2745.02
Sample(adjusted): 1993:03 2007:11
Included observations: 177 after adjusting endpoints
Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]
Cointegrating Eq:
CointEq1
Cointegrating Eq:
LNBC(-1)
1 LNQ(-1)
LNQ(-1)
-17.916 LNBC(-1)
-6.980
[-2.56660]
@TREND(93:01)
-0.08044 @TREND(93:01)
C
90.776 C
CointEq1
1
-0.05582
-0.00792
[-7.052]
0.00449
-5.067
17