Por Carlos E. Paredes[1]
1. Introducción
Hace unos días, con algo de nostalgia, estuve revisando mi tesis doctoral escrita durante la segunda mitad de los 80 en la universidad de Yale[2]. En uno de los ensayos de la tesis desarrollé un modelo sobre la relación entre las exportaciones manufactureras (XM) y el tipo de cambio real (TCR) en Sudamérica. Recordemos que las décadas de los 70 y 80 en la región estuvieron caracterizadas por una alta inestabilidad macroeconómica. Eventos como el final del tratado de Bretton Woods, los shocks del petróleo y la crisis de la deuda fueron factores que contribuyeron a la inestabilidad y a la volatilidad del TCR. Sin duda, el manejo inapropiado de la política macroeconómica en muchas ocasiones contribuyó a empeorar las cosas y a acentuar la inestabilidad.
El modelo que desarrollé predecía que las XM dependían positivamente del TCR, negativamente de su varianza y aumentaban con la capacidad de producción manufacturera (QM). El análisis econométrico confirmó que la relación propuesta era estable, que los coeficientes tenían los signos esperados y eran estadísticamente significativos. Incluso, la elasticidad de las exportaciones con respecto al TCR no era significativamente diferente de 1, lo cual era inconsistente con la hipótesis de export elasticity pessimism[3].
Tras la implantación de programas económicos a la “Consenso de Washington” en muchos países sudamericanos, la región –con notorias y tristes excepciones– ha gozado de mucha mayor estabilidad y crecimiento. En este nuevo entorno macroeconómico es posible que la relación que identifiqué hace cerca de 30 años entre la volatilidad del TCR y las XM ya no estuviese presente. Habiendo sido picado por el zancudo de la curiosidad, el presente artículo revisa nuevamente la relación entre el TCR y el performance exportador de nuestros sectores manufactureros. En particular, me interesa analizar si en un contexto más estable y supuestamente de menor riesgo, la volatilidad del TCR sigue perjudicando a las XM en nuestros países.
2. El modelo teórico[4]
El modelo supone una firma representativa que en el mercado nacional se enfrenta a un mercado de competencia monopolística, pero en el exterior es un tomador de precios. Se supone que la firma produce un bien transable, que su costo marginal es constante e igual al costo medio y que se comporta como un agente adverso al riesgo. Las utilidades de la actividad de exportación ( medidas en moneda local son iguales a la cantidad exportada (Qx) multiplicada por el precio de exportación en la moneda del mercado al cual se exporta (Px) multiplicada por el tipo de cambio (E) menos el costo medio (c) multiplicado por el volumen exportado (Qx):
La ecuación (1) puede ser fácilmente transformada en una función de TCR al dividir y multiplicar por c: [5]
Aquí, por motivos de simplicidad, se supone que el TCR tiene una distribución normal con media y variancia . Por lo tanto, esta última es la única fuente de incertidumbre para la empresa. Y para reflejar que la empresa es adversa al riesgo, se supone que tiene una función de utilidad cóncava como la siguiente: [6]
l maximizar la utilidad esperada y resolver las condiciones de primer orden del problema, se obtiene la siguiente función de oferta de exportaciones:
La oferta de exportaciones es una función creciente del valor esperado del TCR y está inversamente relacionada con la variancia del TCR y el grado de aversión al riesgo. Por otro lado, dado que las exportaciones compiten con las ventas en el mercado interno, una mayor capacidad de producción (aproximada por el nivel total de producción), ceteris paribus, lleva a un mayor volumen de XM. Esto lleva a plantear la siguiente función de oferta de exportaciones del modelo:
En la que TCRe es el valor esperado del TCR , V(TCR) es la varianza del TCR y QM el valor de la producción manufacturera; los signos debajo de cada variable representan el efecto esperado de cada una de ellas sobre las exportaciones de manufacturas.
3. Metodología
Para el presente artículo, se trabajó con la información disponible en la base de datos de la CEPAL para nueve países sudamericanos[7] en el periodo 1995-2015. Así, se tomaron tres series anuales: el valor de las exportaciones manufactureras (en US$), el valor de la producción de manufacturas (en US$), y el índice del TCR multilateral[8]. En vez de la varianza del TCR se utilizó el coeficiente de variación de este último. Para ello, se procedió a estimar la desviación estándar del TCR mensual de cada año y dividirla entre su promedio del año, para los 21 años de la serie, para cada país. Todas las series en dólares nominales fueron deflactadas con el índice de precios al consumidor de EE.UU. De ese modo, se estimó las XM y la QM en términos reales. A fin de limpiar las series del componente tendencial, se trabajó con los cambios porcentuales de las variables XM, TCR y QM. La serie del coeficiente de variación del TCR no requirió de transformación alguna.
Dado que se trabajó con la información disponible de nueve países durante veintiún años[9], se estimó el modelo usando datos de panel. Para esto se recurrió a tres estimadores alternativos –Mínimos Cuadrados Ordinarios (MICO), Efectos Fijos (EF) y Efectos Aleatorios (EA)– que como se verá más adelante, arrojan resultados muy similares. Ya que estos países son tomadores de precios en estos mercados, las estimaciones no tienen problemas de endogeneidad o de ecuaciones simultáneas entre el TCR y las XM, razón por la que la oferta puede ser estimada sin necesidad de estimar la demanda. Sin embargo, la variable QM sí podría tener bidireccionalidad con las XM, razón por la que la primera se instrumentalizó con su rezago.
4. Resultados
En las columnas 2, 3 y 4 de la Tabla 1 se muestra la estimación del modelo por cada método (MICO, EF o EA). Si bien el método preferido estadísticamente luego de realizar la prueba F y el test de Hausman es el de EA, los coeficientes son muy parecidos sin importar el método de estimación. En efecto, el coeficiente del TCR es significativo y positivo, mientras que el de la variabilidad del TCR es negativo, pero no significativo. Por otro lado, el coeficiente de la QM también es significativo y positivo como se esperaba del modelo teórico.
El coeficiente del TCR es aproximadamente 0.8 y este valor corresponde a la elasticidad de las exportaciones de manufacturas con respecto al TCR. De hecho, este coeficiente no es estadísticamente distinto de uno en ninguna de las tres estimaciones. Nuevamente, los resultados son inconsistentes con la hipótesis de export elasticity pessimism. La variabilidad el TCR, aunque mantiene el signo esperado, ha perdido poder explicativo. Tal vez esto refleje el hecho de una mayor estabilidad macroeconómica –y menor variabilidad del TCR– observada en este periodo (en comparación con las décadas de los 70 y 80). Finalmente, no es sorprendente que una mayor capacidad de producción en estos países se refleje en el crecimiento de las exportaciones. En efecto, tras un incremento de 1% en la QM, el 0.86% se destina a XM.
Tabla 1: Resultados de Regresión
5. Conclusiones
Las XM han representado poco más de una quinta parte de las exportaciones totales de la región en los últimos 20 años. Los resultados de estas regresiones muestran que este componente de la canasta exportadora de Sudamérica es bastante sensible a movimientos en el TCR. En contraposición a los resultados obtenidos por el autor a fines de la década de los 80 –conocida como “la década perdida”–, la variabilidad del TCR no explica el performance exportador de estos países. Esto último puede reflejar el hecho que muchos de estos países gozaron de mayor orden macroeconómico y menor inestabilidad cambiaria a partir de los años noventa.
Al igual que en el estudio que hice hace cerca de treinta años, estos resultados tampoco son consistentes con la hipótesis de export elasticity pessimism. De hecho, muestran que un TCR alto beneficia el crecimiento de las exportaciones de manufacturas y que la apreciación real de las monedas sudamericanas afecta de manera negativa a este segmento del sector exportador (en contraposición a exportaciones primarias provenientes de sectores intensivos en capital).
Para terminar esta breve nota, se debe enfatizar la naturaleza preliminar de estos resultados. A futuro, será necesario incluir a otros países latinoamericanos (como Argentina, México y algunos países centroamericanos que tuvieron un importante auge exportador de productos manufacturados durante este periodo), analizar los resultados por subregiones comerciales –como la Alianza del Pacífico o Mercosur–, diferenciar a movimientos anticipados del TCR de aquellos no esperados, así como investigar si existe una asimetría entre los efectos de una depreciación y los de una apreciación real de la moneda. No se pierdan la próxima entrega…
[1] Quiero agradecer el extraordinario apoyo del economista Gustavo A. Martinez Luna en la elaboración del presente artículo. Sin él, el mismo no hubiese sido posible.
[2] Carlos E. Paredes (1989). Inflation, devaluation, the real exchange rate and export performance. Three essays on Latin America. Doctoral Dissertation. Yale University.
[3] Esta hipótesis propone que los flujos comerciales reaccionan muy poco a los cambios en precios relativos.
[4] En esta sección se presenta un resumen simplificado del modelo expuesto en Paredes (1989).
[5] El TCR también puede ser entendido como un margen de ganancia para el exportador, por ello, es lógico plantear que el TCR se define como .
[6] Donde representa el coeficiente de aversión al riesgo.
[7] Bolivia, Brasil, Chile, Colombia, Ecuador, Paraguay, Perú, Uruguay y Venezuela.
[8] La CEPAL construye esta serie a partir de un promedio ponderado con el nivel de transacciones comerciales del país i con respecto al país p de los tipos de cambio reales bilaterales que tienen la siguiente forma: . El año base de esta serie es el 2005.
[9] Se trabajó con un total de 182 observaciones, razón por la que se tienen siete missing values.
