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FCE
Econografos
Nº 77
Marzo 2015
RELACIÓN ENTRE EXPORTACIONES Y
TASA DE CAMBIO REAL
EN COLOMBIA ENTRE 1995 Y 2014
RELATIONSHIP BETWEEN EXPORTS AND REAL EXCHANGE
RATE IN COLOMBIA BETWEEN 1995 AND 2014
Danna Jhuliet Ramírez Buitrago y Harold Iván
Huérfano Ochoa
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Econografos Escuela de Economía Nº 77
Marzo 2015
RELACIÓN ENTRE EXPORTACIONES Y TASA DE CAMBIO REAL
EN COLOMBIA ENTRE 1995 Y 2014
Danna Jhuliet Ramírez Buitrago y Harold Iván Huérfano Ochoa1*
Resumen
En este trabajo se analiza la relación existente entre la tasa de cambio real (TCR) y las
exportaciones de la economía colombiana, con el objeto de observar las variaciones que se
pueden presentar en las exportaciones dada un choque en la TCR. Para tal efecto se aplica
un modelo de vectores autorregresivos (VAR), a través de la causalidad de Granger, la
función impulso respuesta se observa como una variable puede afectar a otra
contemporáneamente. Se encuentra entonces, que hay una relación de causalidad entre la
TCR y las exportaciones, sin embargo en sentido inverso no se observa alguna relación de
causalidad.
Palabras claves: Tipo de cambio real, exportaciones, Vectores autorregresivos, causalidad
Granger, función impulso respuesta.
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2
Clasificación JEL: C01, E03, C20
1
Estudiantes de Noveno Semestre de Economía de la Universidad Nacional de Colombia, Sede Bogotá.
[email protected]. [email protected]
*Agradecimientos a los Profesores Oscar Guzmán y Yesid Parra por la revisión y la atención prestada para la
elaboración del documento.
Universidad Nacional de Colombia Sede Bogotá - Facultad de Ciencias Económicas
Danna Jhuliet Ramírez Buitrago & Harold Iván Huérfano Ochoa
RELATIONSHIP BETWEEN EXPORTS AND REAL EXCHANGE
RATE IN COLOMBIA BETWEEN 1995 AND 2014
Danna Jhuliet Ramírez Buitrago and Harold Iván Huérfano Ochoa
Abstract
This paper analyzes the relationship between the real exchange rate (RER) and exports of
the Colombian economy, in order to observe the changes that may occur in exports due to a
crash in the TCR. For that purpose, a vector autoregression (VAR) is applied through the
Granger causality, impulse response function is observed as a variable can affect another
simultaneously. Is then, that there is a causal link between the TCR and exports, however
some reverse causality is not observed.
Key words: Real exchange rate, exports, Autoregressive Vector, Granger causality,
impulse response function.
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3
JEL Classification: C01, C20, E03
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La Colección Econografos considera para publicación manuscritos originales
de estudiantes de pregrado de la Facultad de Ciencias Económicas de la
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producidos y evaluados en una asignatura, en un grupo de estudio o en otra
instancia académica.
Econografos Escuela de Economía
ISSN 2011-6292
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CENTRO DE INVESTIGACIONES PARA EL DESARROLLO - CID
Escuela de Economía
Danna Jhuliet Ramírez Buitrago & Harold Iván Huérfano Ochoa
Contenido
Relación entre Exportaciones y tasa de cambio real en Colombia entre 1995 y 2014 ........... 2
Resumen ................................................................................................................................. 2
Introducción ............................................................................................................................ 6
Revisión de literatura .............................................................................................................. 6
Análisis de las variables ......................................................................................................... 8
Datos ....................................................................................................................................... 9
Metodología .......................................................................................................................... 13
Estimación del modelo y resultados .................................................................................... .16
Causalidad de Granger……………………………………………………………..17
Función impulso-respuesta……………………...………………………………….18
Conclusiones......................................................................................................................... 22
Referencia Bibliográfica. ...................................................................................................... 24
Página
5
Anexos……………………………………………………………………………………...21
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Econografos Escuela de Economía Nº 77
Marzo 2015
Introducción
Existen diferentes variables que permiten realizar un estudio de la “salud” de la economía,
entre esas variables se encuentra el tasa de cambio real (TCR), que permite analizar la
relación entre el índice de precios de una país foráneo respecto al país local.
Su relevancia, se determina por la ayuda que genera en la toma de decisiones y estrategias
por parte de los agentes que participan en el mercado mundial y de los policy makers. En
este sentido, permite a los productores entender el comportamiento de la demanda interna y
externa sobre los bienes nacionales; a los dirigentes de la política económica, posibilita la
observación de las variaciones del flujo comercial de los bienes transados ante choques
exógenos asociados con la oferta o de política monetaria internacional, lo que en ultimas se
reflejara en la dinámica comercial y el balance de la cuenta corriente.
Por lo tanto, la motivación de este trabajo surge por la inquietud sobre la relación de la
TCR con las exportaciones, esto es, ¿si existe influencia del TCR sobre las exportaciones?
o ¿las exportaciones influyen en el TCR?, intentando dar respuesta a estas preguntas se
hace necesario utilizar la metodología de modelos de vectores autorregresivos, VAR, donde
se trata de encontrar los efectos de estas dos variables, a través del impacto que recoge cada
una respecto a la otra.
Así el documento se divide en siete partes, la primera parte, se muestra esta breve
introducción sobre el modelo. Segundo, se realizan observaciones sobre diferentes autores
en los determinantes del tipo de cambio real (TCR) y la relación que existe con las
exportaciones, en la revisión de literatura. Tercero, se da un preámbulo sobre el uso de las
variables en el estudio, en el análisis de variables. Cuarto, se muestra las series de datos
utilizadas, que corresponden al tipo de cambio real (TCR) y al valor de las exportaciones.
Quinto, se explica la metodología de un modelo VAR con sus respectivos componentes.
Sexto, se describen los resultados obtenidos (pruebas y regresiones) y las observaciones del
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impulso-respuesta frente a diferentes choques en cada variable y en la parte final se
presentan algunas conclusiones.
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Revisión de literatura
Los determinantes de la tasa de cambio real (TCR) en los diferentes autores están
determinados por variables y metodologías diferentes. Carrera & Restout (2007) analizan
los factores que determinan el TCR de largo plazo, como: el efecto Balassa-Samuelson2, el
gasto de gobierno, los términos de intercambio3, la apertura comercial y los flujos de
capital. Este estudio fue realizado mediante técnicas de cointegración para panel con cinco
diferentes modelos y un estudio por subgrupos (América del Sur y Central).
Se concluyó que el gasto del gobierno, un incremento de la productividad, un aumento en
los términos de intercambio y una posición favorable frente a los activos extranjeros,
afectan de forma positiva el TCR, sin embargo, el incremento en el grado de apertura
comercial lleva a una depreciación del TCR.
Torres (2005), realiza un estudio empírico de el TCR sobre la economía ecuatoriana, donde
se aplica el método de cointegracion bajo el enfoque Johansen, buscando la existencia de la
relación de cointegración entre el TCR y sus fundamentales. Este desarrollo es muy
parecido en la elección de las variables respecto a los autores anteriores, donde elige la
variación de la productividad, la variación del gasto por parte del gobierno, los términos de
intercambio y los activos externos netos.
No obstante, obtiene resualtados diferentes respecto a los escenarios de la TCR, donde
muestra la relación negativa entre la productividad del sector transable generando un
aumento relativo en el precio de los no transables, lo que genera una apreciación. Los
activos externos también muestran un escenario negativo para la TCR. El gasto del
gobierno y los términos de intercambio son los únicos fundamentales que tienen una
relación positiva.
Arteaga, Granados , & Ojeda (2013) estudian el comportamiento de la TCR en Colombia, a
2
Es el efecto ante aumentos de la productividad del sector transable que llevan a un aumento de los precios en
el sector no transable generando una apreciación en tasa de cambio real.
3
Es la relación entre exportaciones e importaciones.
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7
través de un modelo de cointegración, determinando sus fundamentales que son las
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variaciones percibidas en los términos de intercambio, el efecto Balassa-Samuelson y los
activos externos netos.
Adicionalmente, los autores precisan que en algunos casos existe un cambio en la evolución
de la TCR donde se aleja del punto de cointegración, lo que es explicado por los
fundamentales anteriormente mencionados y por el efecto que produce el consumo del
gobierno en el mediano plazo.
Análisis de las variables
El tipo de cambio real a diferencia del nominal, es un precio relativo que mide el poder de
compra de los bienes nacionales sobre los internacionales, es decir, la unidad de TCR son
los bienes nacionales por unidad de bien extranjero. También este índice refleja el nivel de
competitividad de una economía, pues determina la asignación de recursos entre los
sectores transable y no transable, lo que incide en los niveles de comercio entre las
economías. De Gregorio (2007).
Suponiendo que la economía produce un bien homogéneo que tiene un precio P, y que el
mundo produce otro bien, que el país importa a un precio eP*, donde e representa el tipo de
cambio nominal y P* el precio de la canasta de bienes internacionales, se tiene que la TCR
es:
Así, el valor del PIB es:
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8
Donde las exportaciones netas son:
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En este sentido, una variación en el tipo de cambio nominal y en el precio de la canasta de
bienes internacional tiene efectos, no solo sobre los bienes que se importan sino sobre las
exportaciones netas.
La teoría sugiere que las exportaciones son la demanda del resto del mundo por los bienes
nacionales, estas dependen del precio nacional y el ingreso en los países extranjeros.
Cuando los precios de los bienes nacionales disminuyen o el tipo de cambio nominal se
deprecia, se produce una depreciación (aumento) del tipo de cambio real, es decir, que se
necesitan menos unidades del bien nacional para adquirir un bien extranjero, conduciendo a
un mayor incremento en la demanda externa y en consecuencia incrementan
las
exportaciones.
El razonamiento del comportamiento de las importaciones está sujeto a los precios
relativos, es decir, cuando sube la tasa de cambio real implica que se requieren más bienes
nacionales para comprar una unidad del extranjero, por lo que la demanda de bienes
extranjeros se reduce. Sin embargo, si el ingreso nacional aumenta, entonces no solo se
incrementa la demanda de bienes importados sino la de bienes nacionales.
Datos
Las series empleadas en la estimación son las exportaciones totales y la tasa de cambio real
(TCR), las cuales fueron obtenidas mensualmente, entre enero 1994 y septiembre 2014 y
luego trimestralizadas. La primera variable se obtuvo de la base de datos del DANE,
compuesta por un conjunto de estadísticas de mercancías registradas en las aduanas en la
salida hacia otro país o una zona franca industrial colombiana. Este conjunto se conforma
por bienes tradicionales (café, carbón, ferroníquel, petróleo y derivados) y bienes no
tradicionales (tabaco, bebidas, calzado, entre otros).
de exportaciones. Cáceres (2013) señala que la composición entre 1994-1999 el sector
4
Hace referencia al total de exportaciones menos las de carbón, ferroníquel, café, petróleo y derivados.
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exportaciones no tradicionales4, teniendo una participación promedio del 57% sobre el total
9
La dinámica de las exportaciones en gran parte de la década de los 90’s fue impulsada por
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agropecuario tuvo una participación del 24,5%, el sector industrial 68,2% y el sector
minero del 7,3%, mientras que entre el 2000-2007 el sector agropecuario tuvo una
participación de 18,6%, el sector industrial 72,4% y el sector minero 8,75%.
A partir del 2008, este comportamiento se revirtió y el mercado favoreció en mayor medida
a los bienes tradicionales como el petróleo y el carbón. En Colombia, se promovieron la
exploración y explotación de estos recursos dentro del proyecto político denominado “la
locomotora minero-energética”, con el fin de promover la inversión y el desarrollo del país
mediante ingresos fiscales. Durante este periodo (2008-2014) el nivel de producción
superaba las expectativas5 y los precios de cotización del barril de petróleo se mantuvieron
al alza hasta mediados del año 2014, conduciendo al aumento en el nivel de ingresos e
inversión de la economía (Gráfico 1).
Gráfico 1. Participación Exportaciones Tradicionales y No Tradicionales
100%
90%
80%
70%
60%
50%
Total de expo. No tradiconales
40%
Total de expo. Tradicionales
30%
20%
10%
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
2010
2011
2012
2013
2014
0%
Página
10
Fuente: DANE, cálculos propios.
5
Información revisada de: http://wsp.presidencia.gov.co/Prensa/2011/Agosto/Paginas/20110825_13.aspx
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La segunda variable (TCR), como se mencionó anteriormente, es un índice asociado a un
precio relativo que compara el valor de una canasta de bienes de dos países diferentes
expresados en la misma moneda.
Las variables que intervienen en la TCR, son básicamente los niveles de precios nacionales
e internacionales y la tasa de cambio nominal. En este sentido, la inflación (variación
porcentual de los precios) y las expectativas de cada país se tornan relevantes, porque
cuando los precios nacionales crecen, el efecto observado puede ser una apreciación del
TCR. En este escenario, la canasta del bien nacional respecto a la internacional se hace más
costosa, generando una contracción de la demanda externa hacia los bienes nacionales, lo
que puede terminar en un deterioro del balance en cuenta corriente. En los últimos 10 años
la economía colombiana ha venido experimentando una disminución en la inflación, de
6,5% en al año 2003 llegó al 1,9% para el 2013, haciendo excepción del año 2008 que se
situó en 7,7%.
Desde 1994 y hasta 2003 la tasa de cambio nominal en Colombia tuvo una fuerte
devaluación suscitada por eventos nacionales e internacionales, en 1994 se estableció la
banda cambiaria como método de control de la tasa de cambio nominal, el cual se mantuvo
hasta 1998 producto de la crisis asiática. Esta crisis condujo a una repentina salida de
capitales de todas las economías emergentes, por lo que el Banco de la República decidió
aplicar la libre flotación de la tasa de cambio llevando a que la tasa de cambio en 2003 se
situara en su histórico más alto de $2876 pesos por dólar (Adelaida, M. F., & Montoya , T.
2006).
Desde el año 1999 la TCR comenzó un senda de devaluación, de 80 se incrementó a
131,49 para 2003, el nivel observado más alto durante este período de estudio. Las causas
de esta posible devaluación se pueden seguir a través del trabajo de Echavarría, Vázquez,
Villamizar (2005), quienes sugieren que este comportamiento se explica por el incremento
de la tasa de cambio nominal y la disminución en los activos externos netos (tasa sostenible
En los siguientes años a 2003, la TCR disminuyó a causa de la apreciación de la moneda
nacional (Gráfico 2), fruto de la llegada de nueva inversión extranjera directa (IED) y el
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PIB.
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de los flujos de capital en el enfoque de equilibrio stock de la balanza de pagos) respecto al
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auge que se presentó en el sector petrolero y sus derivados, lo cual condujo no solo a la
obtención de mayores niveles exportados por este concepto, sino a la variación del tasa de
cambio real. Asimismo, la actual evolución de la tasa de cambio real, está asociada con el
aumento de la productividad del sector transable, redundando en incrementos de precios
sobre los no transables. En síntesis, dicha dinámica en los precios posibilitó la revaluación
de la TCR (Uribe, 2011).
Vale la pena resaltar, que en el periodo 2009-2014, la TCR no ha ido en línea con la
evolución de las exportaciones, mientras estas últimas han crecido a niveles históricos
máximos, la TCR se ha apreciado ubicándose en niveles promedio de 90, producto de la
apreciación del tipo de cambio nominal y no del incremento en el índice de precios
nacional. Lo anterior, puede explicar por qué las exportaciones colombianas que no
corresponden al sector minero energético, han estado perdiendo competitividad y
productividad, por la disminución de los ingresos de los bienes que se producen en la
economía nacional.
Este análisis preliminar, se amplía con los choques de oferta sobre los bienes commodities
como el petróleo, la súbita caída que se ha venido presentando en el precio del petróleo
tiene impactos directos sobre las exportaciones, por un lado, los ingresos percibidos por
exportaciones que corresponden al sector minero-energético se van a ver reducidos, y por
otro lado se favorecen las exportaciones que no pertenecen a dicho sector, esto por la
devaluación del tipo de cambio nominal que se transmite directamente sobre la TCR, el
resultado de esta coyuntura es que el grueso de las exportaciones se contrae, lo cual
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deteriora la balanza comercial.
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Gráfico 2. Índice del tasa de cambio real 1994=100 y Exportaciones (USD miles)
6.000.000
140
5.000.000
130
4.000.000
120
3.000.000
110
2.000.000
100
1.000.000
90
-
80
Exportaciones
TCR
(Eje derecho)
Fuente: DANE y Banco de la república. Cálculos propios.
Metodología
El enfoque para este trabajo aplica un modelo VAR (Vectores autorregresivos) estructural,
que intenta acercarse a los efectos percibidos por las exportaciones cuando varía la TCR.
La dinámica de estos modelos consiste en observar como una variable puede afectar a otra
contemporáneamente, esto a través de la causalidad de Granger, la función impulso
respuesta, la descomposición de varianza y el histórico de la serie.
Todo el planteamiento del modelo se sigue de Enders (1995), el cual describe un sistema
VAR a través de dos variables, donde plantea que si se permite que la trayectoria de
sea afectada por el valor presente y el pasado de
y la secuencia de
afectada por las realizaciones de valores actuales y pasados de
corresponde a la variación del índice de
, es la variación de la tasa de cambio real:
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exportaciones y el
Entonces se puede
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considerar el siguiente sistema bivariado, donde
pueda ser
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Se supone que
y
son estacionarias,
desviación estándar de
y
;
y
son disturbios de ruido blanco con
y
son disturbios de ruido blanco no
correlacionados.
La estructura de este sistema incorpora la retroalimentación entre
variable afecta a la otra,
sobre
,
es decir que una
es el efecto contemporáneo de una unidad de cambio de
el efecto de una unidad de cambio de
están representados por
contemporáneos sobre
y
y
sobre
Si
, lo mismo sucede con
; las innovaciones o choques
no es igual a cero
tiene efectos
.
El sistema anterior se puede escribir de la forma
Al realizar algunas simplificaciones, el sistema de matrices se puede representar como
Donde
La ecuación 1 y 2 representan un modelo VAR en forma estructural, la ecuación 3 es un
modelo VAR en forma estándar, en este último el termino de error se compone de los
choques
y
, el cual tiene media cero, varianza constante, y están individualmente
correlacionados.
Página
14
La condición de estabilidad en un modelo autorregresivo de primer orden
requiere que
sea más bajo que la unidad. Al reescribir la ecuación 3 en
forma extendida con los operadores de rezago el sistema de ecuaciones es:
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Factorizando estas ecuaciones
Despejando
y
Para que exista convergencia se requiere que la raíz del polinomio
debe quedar fuera del círculo unitario.
Respecto a la identificación del modelo VAR, Enders(19995) explica que debido a la
retroalimentación inherente en el sistema, las ecuaciones del modelo VAR estructural no
pueden ser estimadas directamente, porque
y
con el término de error de
está correlacionado con el término de error
Este problema desaparece con la estimación de un
modelo estándar, sin embargo no recoge toda la información del modelo original, dado que
el número de parámetros es mayor en un modelo estructural que en un modelo estándar.
La función impulso respuesta para este modelo, puede ser representada como un VAR, el
cual tiene la posibilidad de trazar varios choques de las variables contenidas en sistema,
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15
representar
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En forma más compacta como
Los coeficientes
forman una matriz que pueden ser usados para generar los efectos de
los choques de
y
de un impulso en
en la trayectoria de
o
y
Por lo tanto el efecto acumulado
, se puede obtener por la suma de los coeficientes de la función
impulso respuesta
Estimación del modelo y resultados
Para la estimación del modelo fue necesario calcular un índice de exportaciones que se
utilizó como proxy al Índice de Valor Unitario de las Exportaciones6, con la finalidad que
la serie de exportaciones y el tasa de cambio real (TCR) quedaran en las mismas
magnitudes y en el mismo año base 1994, que corresponde a la base en la que se encuentra
la TCR. Sin embargo, como no se obtuvo el dato de las exportaciones totales por cantidades
sino en Miles de Dólares, para la estimación del precio base 1994 se optó por dejar como
base los ingresos de las exportaciones percibidas en 1994, de esta forma se logra tener una
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16
aproximación del índice de exportaciones (Anexo 2).
6
Metodología para deflactar variables económicas según la CEPAL. Tomado de http://www.cepal.org/cgibin/getprod.asp?xml=/comercio/noticias/paginas/5/34395/P34395.xml&xsl=/comercio/tpl/p18f.xsl&base=/co
mercio/tpl/top-bottom.xsl
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Siguiendo con el desarrollo del modelo, se observa que ambas series no tienden hacia una
media, por lo tanto fue necesario aplicar algunas transformaciones sobre los datos buscando
determinar si el proceso estocástico que configuran los datos de la tasa de cambio real y el
índice de exportaciones sigue un proceso estacionario7. Por lo tanto, se aplica una
diferencia regular (DLX y DLY) para el par de series, esta transformación es necesaria
para que los datos se muevan dentro de una media y así evaluar si sigue un proceso
estacionario. Para esto, se utiliza el test Dickey-Fuller Aumentado (ADF) en el cual la
hipótesis nula
indica que la variable contiene raíz unitaria y la alternativa
consiste en
que la variable que no contiene raíz unitaria y por tanto sigue un proceso estacionario.
Cuadro 1. Prueba raíz unitaria TCR
Fuente: Creación propia en paquete econométrico RATS.
Los resultados obtenidos para la serie DLX muestra que con un nivel de significancia del
5% el valor tabulado es -2.8991 y el valor que arroja la prueba es de -9.6735, por lo tanto se
puede rechazar la hipótesis nula de raíz unitaria y se concluye que la serie sigue un proceso
7
Proceso estocástico donde la media es constante e independiente del tiempo, la varianza finita y constante, y
la covarianza entre dos periodos no depende del tiempo.
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estacionario.
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Cuadro 2. Prueba de Raíz Unitaria Exportaciones
Fuente: Creación propia en paquete econométrico RATS.
La serie evaluada DLY muestra un valor tabulado de -2.9006 y el valor que arroja la
prueba es de -3.9326, con un valor de significancia del 5%. Asimismo, se puede rechazar la
hipótesis nula de raíz unitaria y concluirse que la serie sigue un proceso estacionario.
El resultado que se obtiene en el modelo VAR por mínimos cuadrados ordinarios de las
variables, muestra que los residuos de las estimaciones tienen un comportamiento de ruido
blanco, dado que los valores del estadístico Durbin-Watson8 entran en la zona de no
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18
autocorrelación (Cuadro 3)
8
Este estadístico verifica en la
que los residuos de una regresión son independientes, mientras que la
de los residuos sigan un proceso autorregresivo de primer orden, vale la pena resaltar que el estaditico DW
oscila en un rango entre 0 y 4, para un valor cercana a 2 indica escasa autocorrelación; un valor entre 2 y 0
indica autocorrelación positiva; mientras que un valor entre 2 y 4 indica autocorrelación negativa.
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Cuadro 3. Resultados de las regresiones
Fuente: Creación propia en paquete econométrico RATS.
Causalidad de Granger
Como se mencionó anteriormente, el test de causalidad de Granger consiste en determinar
si los rezagos de una variable entran en la ecuación de la otra variable, esto es, que a través
de la prueba F (el test de significancia global) se observa la incidencia que tiene una
variable respecto a la otra, permitiendo un análisis dinámico de las variables.
Por lo tanto, se intenta observar si hay causalidad entre el pasado de la tasa de cambio real
respecto y el índice de exportaciones, igualmente, se evalúa la causalidad en el sentido
inverso contrastando el pasado del índice de exportaciones con el tasa de cambio real. Por
Página
de una variable afecta el presente de otra.
19
lo tanto, si en alguna o ambas relaciones causa sentido Granger quiere decir que el pasado
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Cuadro 4. Resultados Causalidad de Granger
Fuente: Creación propia en paquete econométrico RATS.
La prueba de significancia en el test de causalidad de Granger para la variación del tasa de
cambio real (DLX) muestra la no existencia de causalidad con la variación del índice de
exportaciones y con ella misma, lo que se traduce en que la variación en la tasa de cambio
real no es explicada por la variación en el índice de exportaciones, ni por el pasado de la
variación de tasa de cambio real. Esto, por el no rechazo de la
que plantea que todos los
coeficientes de rezagos son iguales a cero, por lo cual no hay causalidad en sentido Granger
a un nivel de significancia del 5%.
Por otra parte, la variación del índice de exportaciones muestra que si existe causalidad en
el sentido Granger respecto a la variación del tasa de cambio real y a la variación del índice
de exportaciones, dado que se rechaza la hipótesis
de no causalidad de Granger. Este
resultado es relevante para el documento ya que permite demostrar la principal inquietud y
es conocer la naturaleza de la tasa de cambio real, que en este caso demuestra que su
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comportamiento es exógeno y está sujeto a eventos inesperados en la economía mundial.
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Función impulso-repuesta
Al examinar el efecto impulso respuesta que tiene una variable sobre la otra durante 10
trimestres, se observa (Gráfico 3) que la respuesta del TCR ante un shock de una desviación
estándar sobre el índice de exportaciones no es significativa y se diluye hacia el cuarto
trimestre (línea azul) lo cual se ajusta con los resultados obtenidos en el test de causalidad
de Granger.
Gráfico 3. Respuesta sobre el TCR ante un shock en índice de Exportaciones.
0.06
0.05
0.04
0.03
0.02
0.01
0.00
IMPC(1,1)
IMPC(1,2)
-0.01
0
1
2
3
4
5
6
7
8
9
Fuente: Creación propia en paquete econométrico RATS.
No obstante al evaluar la respuesta que tiene el índice de exportaciones ante un shock en la
variación del TCR, se percibe un incremento sobre la variación del índice de exportaciones
durante el primer trimestre, para el segundo trimestre se indica una reducción la variación
del índice de exportaciones, en el tercer trimestre se aprecia un incremento en el índice,
pero no de la misma magnitud del primer trimestre, así el shock se va diluyendo y hacia el
Este último efecto se observara probablemente cuando hay una depreciación del tasa de
21
cambio nominal; un incremento en los precios de la economía extranjera o una disminución
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séptimo semestre los choques no son significativos (grafico 4).
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en los precios nacionales provocada por mejoras en la productividad del sector no transable,
que se traducen en menores costos de producción e incrementos en el salario real, así todos
los efectos de la productividad que pueden recaer sobre el tasa de cambio se les denomina
efecto Balassa-Samuelson, Arteaga, Granados y Ojeda (2013).
Gráfico 4. Respuesta sobre índice de Exportaciones ante shock en TCR
0.4
0.3
0.2
0.1
0.0
-0.1
IMPC(2,2)
IMPC(2,1)
-0.2
0
1
2
3
4
5
6
7
8
9
Fuente: Creación propia en paquete econométrico RATS.
Conclusiones
Con el desarrollo de este trabajo, se logra observar no solo la evolución que han tenido las
exportaciones y la tasa de cambio real a través del tiempo, sino la dinámica de la tasa de
cambio real sobre las exportaciones. En efecto, a través del desarrollo del modelo con la
metodología de vectores autorregresivos se logra comprobar que una variación en el tipo de
El escenario de las exportaciones colombianas, presenta cómo ha cambiado la composición
y el crecimiento exponencial de estas luego del auge minero energético desde el año 2003,
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22
cambio real tiene impactos sobre las exportaciones.
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generando por un lado un efecto riqueza que se percibió con mayores ingresos para la
nación, pero por otro lado ha venido desplazando a los sectores manufacturero e industrial.
Esta es la razón por la cual en el 2004 inicia la revaluación del tasa de cambio real, pero
contrario a lo esperado se muestra un incremento en las exportaciones totales, la mayor
entrada de capitales y el incremento de la participación de estas sobre el total de
exportaciones apreciaron la tasa de cambio nominal, lo cual tuvo efectos adversos sobre la
competitividad de otros sectores. Al observar los resultados del modelo econométrico se
precisa que la tasa de cambio real si tiene efectos sobre las exportaciones que no hacen
parte del grupo de minero-energéticos, es decir, que se comprende el por qué se han
desacelerado dichas exportaciones respecto a las minero-energéticas.
En la actualidad, la tasa de cambio real se ha mantenido niveles promedio de 90, que es
inferior al mostrado en 2003, por su parte el sector industrial en los últimos años ha
mostrado un fuerte deterioro, que no solo se refleja en la caída de la producción sino en la
pérdida de puestos de trabajo. Este escenario, se repite también en otros sectores como la
agricultura, todo esto debe ser objeto de preocupación por parte del gobierno nacional, pues
el sector minero energético tiene la característica de ser intensivo en capital y no en mano
de obra, y también está sujeto a las fluctuaciones de los mercados internacionales. Por
último, vale la pena decir que dichos recursos son no renovables y en un futuro podría
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23
llevarnos a una recesión.
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Marzo 2015
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Anexos
1. Exportaciones Trimestrales DANE
Exportaciones tradicionales
Total de
AÑO
TRIMESTRE
Petról
Café Carbó
n
MES
eo y
Ferron
sus
íquel
deriva
expo.
Tradicio
nales
Total
No
exportaci
tradicionales
ones
dos
Miles
Miles
Miles
Miles
Miles
de
de
de
de
de
Dólare Dólare Dólare Dólares Dólares
s FOB
I
Total de expo.
s FOB
s FOB
FOB
marzo 86.751 46.046 99.217 1.140
176.74
II
junio
3
septie
225.35
mbre
1
Miles de
Dólares FOB
FOB
Miles de
Dólares
FOB
233.154
353.909
587.063
12.778
350.789
394.222
745.010
16.345
385.126
379.581
764.708
19.361
386.434
435.305
821.739
24.972
371.688
540.684
912.372
114.33
46.934 4
19
IV diciem 185.63
bre
19
95
2
140.86
I
marzo 0
106.14
37.281 9
128.74
52.699 3
153.08
52.777 0
II junio
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I
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94 II
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153.53 56.798 191.01 10.329 411.683 465.489
II
I
7
8
septie
129.34
188.18
mbre
0
12.996
397.021
460.030
857.052
23.514
458.542
389.017
847.559
10.155
474.565
468.934
943.499
13.532
459.556
412.555
872.111
10.723
458.524
411.819
870.343
21.181
514.640
416.215
930.856
6.594
417.087
349.407
766.494
11.693
491.310
433.973
925.282
20.483
487.125
495.327
982.452
268.11 70.351 262.54 11.489
612.503
504.620
1.117.124
IV diciem 169.75
bre
0
135.52
I
marzo 9
138.78
II
19
96
II
I
junio
6
septie
108.04
mbre
2
IV diciem 129.13
bre
9
133.04
I
marzo 2
19
97
26
II
Página
231.57
II
I
IV
junio
6
septie
205.16
mbre
1
66.505 1
877.172
191.61
73.665 2
265.20
63.681 0
214.36
92.878 0
262.91
76.842 7
290.40
73.913 7
220.22
57.222 9
201.53
46.503 7
189.43
72.048 3
diciem
bre
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I
5
8
157.46
196.12
marzo 7
169.41
II
19
98
II
I
46.103 2
junio
4
septie
127.72
mbre
2
4
94.372 8
97.001 3
427.785
493.416
921.201
12.493
437.249
486.440
923.689
78.267 7
10.292
481.940
469.709
951.649
10.172
416.677
535.845
952.522
9.548
535.322
507.612
1.042.934
15.837
571.679
491.782
1.063.461
17.746
760.949
488.343
1.249.292
26.212
552.190
501.356
1.053.546
17.440
620.431
533.525
1.153.956
120.08 119.56 286.12
junio
I
9.162
249.68
II
II
917.400
216.26
marzo 94.253 62.565 7
99
505.892
200.03
I
19
411.507
154.83
IV diciem 177.11
bre
11.815
8
4
septie
mbre
3
410.81
83.640 61.391 0
IV diciem 151.51 112.76 478.92
bre
3
5
3
00
107.26 102.80 392.91
II
junio
8
5
8
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Página
marzo 52.621 3
27
101.77 371.58
I
20
6
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II
I
septie
mbre
363.02
69.345 81.748 0
IV diciem
bre
91.993 8
junio
I
65.503 2
septie
9
mbre
bre
40.906 1
8
7
3
83.911 76.338 3
junio
28
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61.720 45.232 0
septie
20.728
413.899
588.551
1.002.450
21.898
431.680
565.056
996.736
12.867
498.678
580.104
1.078.781
19.771
428.462
540.137
968.599
15.584
410.476
448.826
859.303
12.519
416.732
504.731
921.463
mbre
24.629
466.718
588.697
1.055.414
20.704
539.479
516.111
1.055.590
317.65
48.825 75.610 4
IV diciem 103.91
bre
20
1.228.398
297.26
II
I
547.620
246.57
marzo 58.116 90.202 4
II
680.778
248.44
I
02
11.238
104.20 340.70
IV diciem
20
1.102.913
102.44 241.83
II
II
572.206
113.14 228.76
marzo 51.257 6
01
530.707
182.01 395.52
I
20
16.594
8
349.52
65.332 5
I marzo
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57.336 76.023 294.37 27.095
03
454.824
579.409
1.034.233
37.668
455.074
540.224
995.297
31.945
429.290
650.182
1.079.472
45.882
494.466
673.163
1.167.628
58.641
527.556
679.101
1.206.657
29.982
632.119
801.528
1.433.647
64.837
704.311
815.147
1.519.458
58.436
766.764
866.606
1.633.370
71.348
871.704
849.551
1.721.255
9
993.512
2.102.981
925.624
981.400
1.907.024
0
298.64
II
junio
II
I
71.447 47.319 0
septie
mbre
103.99 234.00
59.337 9
IV diciem
bre
9
291.07
91.024 66.488 2
329.36
I
marzo 77.502 62.048 5
153.39 372.96
II
junio
20
04
II
I
75.776 3
septie
mbre
8
184.13 415.66
39.668 6
9
IV diciem 137.11 176.08 395.13
bre
5
0
2
147.07 215.44 437.83
I
marzo 4
8
3
20
8
3
9
89.890
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I mbre
93.869 215.60 551.70 64.448
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131.08 392.55 495.93
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0
IV diciem 150.62 229.08 531.73
bre
9
52.153
963.598
973.917
1.937.515
52.751
896.838
1.028.565
1.925.403
94.952
968.158
1.061.736
2.029.893
92.476
926.425
1.170.663
2.097.088
IV diciem 150.45 245.34 519.37 130.73
1.045.91
1.065.996
2.111.910
0
1.263.742
2.385.702
908.955
1.183.209
2.092.164
1.418.342
2.508.160
1.540.310
3.176.292
1.342.137
2.989.443
marzo 0
II
I
4
septie
126.35 272.92 434.66
mbre
9
6
marzo 6
I
4
2
5
5
9
8
9
2
1.121.96
50.803
junio
3
5
septie
131.93 160.16 729.63
mbre
9
8
5
4
2
1.089.81
68.077
IV diciem 213.44 369.96 840.96 211.61
30
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bre
20
08
I
4
123.90 120.19 474.01 190.84
II
II
7
137.54 403.97 529.63
I
07
3
junio
bre
20
4
118.57 121.26 633.36
II
06
6
132.88 145.67 565.53
I
20
0
4
2
1
5
184.98 443.49 1.018.8
marzo 1
5
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1.635.98
2
1.647.30
-
6
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158.48 512.50 1.460.9 115.97
2.247.93
junio
4
6
septie
129.37 412.85 1.208.8
mbre
3
I
1
77
46
4
1
34.901
marzo 6
junio
II
I
4
7
0
3
septie
mbre
7
0
58.418
5
53.648
2
58.580
marzo 5
I
87.234
2
67
junio
8
6
septie
127.00 430.31 1.348.0
mbre
7
3
44
53
2
2.963.330
1
1.402.711
2.711.332
8
1.197.695
2.738.083
4
1.284.719
2.795.983
4
1.298.988
3.182.972
1.399.488
3.337.903
1.054.863
3.060.628
1.298.110
3.271.661
1.938.41
57.391
147.87 571.39 1.194.2
20 II
II
57
1.599.657
1.363.67
1.883.98
155.46 464.79 1.260.7
I
10
1
3.131.169
1.511.26
IV diciem 148.23 457.46 1.191.0
bre
1.345.198
1.540.38
436.46 927.49
88.727 1
1
1.308.62
140.58 435.52 910.63
II
09
3
146.49 535.50 568.20
I
20
5
3.660.980
1.785.97
IV diciem 163.07 593.67 486.78 120.14
bre
1.413.044
5
2.005.76
92.246
4
1.973.55
68.177
0
IV diciem
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285.30 414.64 1.653.2 93.561 2.446.70 1.398.823
3
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9
9
60
3.335.02
48.962
213.28 641.95 2.364.2
II
11
00
292.88 500.01 2.493.1
I
20
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3
7
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129.70 804.02 2.174.9
mbre
5
4
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85
1
54.939
marzo 6
91.102
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2
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7
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118.69 386.56 2.819.0
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9
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53
63.128
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20
8
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7
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1.382.585
4.582.401
1.474.477
5.306.738
1.549.332
5.712.355
1.460.161
4.563.431
1.519.592
4.910.403
1.429.220
4.951.628
1.401.816
4.617.842
3.439.67 1.431.167
4.870.839
6
1
2
3.103.27
64.214
0
3.390.81
66.494
1
3.522.40
70.953
123.15 201.99 2.812.0
I
13
9
1.434.266
1
4.163.02
IV diciem 159.98 565.91 2.725.5
bre
4.893.312
3.832.26
158.08 742.09 2.138.8
II
12
89
1.558.287
3.199.81
198.93 826.67 3.041.0
I
20
1
6
3.274.47
IV diciem 271.64 756.70 2.740.7
bre
3.845.531
8
3.216.02
78.818
135.71 547.63 2.708.7 47.572
7
Universidad Nacional de Colombia Sede Bogotá - Facultad de Ciencias Económicas
Danna Jhuliet Ramírez Buitrago & Harold Iván Huérfano Ochoa
6
II
I
4
49
septie
148.79 640.60 2.649.7
mbre
4
5
40
2
3.497.41
58.275
IV diciem 187.10 771.03 2.878.8
bre
3
marzo 3
II
I
0
51
junio
0
2
septie
212.56 783.93 2.625.0
mbre
0
9
93
34
4.849.996
3
1.383.090
5.272.122
1.336.828
4.408.181
1.278.730
4.698.293
1.393.886
5.088.664
3.071.35
40.140
3
3.419.56
56.418
3
3.694.77
73.247
9
diciem
bre
Página
33
IV
52.006
157.38 544.17 2.661.5
II
14
93
1.352.582
3.889.03
149.16 268.10 2.613.9
I
20
1
4
Universidad Nacional de Colombia Sede Bogotá - Facultad de Ciencias Económicas
Econografos Escuela de Economía Nº 77
Marzo 2015
2. Tipo de cambio real e índice TCR
INDICE
AÑO
TCR
EXPO
1994
96,87
100
1995
90,14 75,88122708
90,81 82,71076013
98,38 69,67560384
96,35
1996
91,4447568
95,92 73,00972086
94,74 74,76421112
89,94 58,20234403
85,37 69,56752636
1997
85,61 71,66981187
84,51 124,7504988
91,55 110,5204874
91,62 144,4337853
1998
88,4 84,82758357
84,46 91,26328666
90,82 68,80426368
92,67 95,41132905
1999
82,26 50,77438982
90,57 64,69135377
102,67 45,05691721
95,42 81,62006512
2000
95,23 28,34719224
103,75 57,78567637
Página
34
110,14 37,35615551
109,5 49,55678379
2001
111,35 27,61214458
110,37 35,28659395
Universidad Nacional de Colombia Sede Bogotá - Facultad de Ciencias Económicas
Danna Jhuliet Ramírez Buitrago & Harold Iván Huérfano Ochoa
111,06 22,03595877
110,38 45,20278189
2002
107,45 31,30738162
109,59 33,24869079
126,15 26,30208826
128,18 55,98089673
2003
131,49 30,88707934
127,56 38,48855678
126,52 31,96492686
125,21 49,03475209
2004
117,42 41,75051706
117,6 40,82079067
112,25 21,36944281
108,63 73,86382328
2005
104,7 79,22918336
104 70,61704476
103,14 50,56716481
103,59 81,14409198
2006
103,18 71,58271398
114,37 63,87590908
108,34 68,06980633
103,95 81,05080869
2007
99,44 74,09619818
88,62 66,74684937
98,92 71,07582679
97,86 114,9824153
2008
91,06 99,64937461
101,66 69,69358608
35
101,57 87,84645324
Página
85,72 85,37554316
Universidad Nacional de Colombia Sede Bogotá - Facultad de Ciencias Económicas
2009
Econografos Escuela de Economía Nº 77
Marzo 2015
108,26 78,91762773
95,22 75,73244123
92,13 47,79759541
96,23 79,85282094
2010
92,74 83,74900018
92,12 79,66224038
88,56 68,41882565
95,2 153,6930946
2011
95,51 157,7770052
91,84 114,8957965
93,69 69,87211891
95,84 146,3336118
2012
88,43 107,1670152
86,03 85,16166882
88,2 63,94354162
89,05 86,18595025
2013
91,47 66,34372139
93,97
73,1101372
92,9 80,15572954
94,14
98,58 80,35414718
91,56
84,7808171
94,66
114,506158
Página
36
2014
100,792435
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Danna Jhuliet Ramírez Buitrago & Harold Iván Huérfano Ochoa
3. Primeras diferencias del tipo de cambio de real (DLX) y del índice de
Página
37
exportaciones (DLY)
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Econografos Escuela de Economía Nº 77
Marzo 2015
4. Pronostico TCR y Exportaciones 2015
PRONOSTICO
INDICE DE
TCR (Dlx) Expo (dly) TCR
0,03385758 0,35061399
EXPORTACIONES
94,66
114,506158
2014:04
-0,0070276 0,11621078
93,994767
101,1993083
2015:01
0,00288884 0,06094605 94,2663031
107,3670064
-
-
2015:02
0,00054395 0,02603413 94,2150272
104,5717998
2015:03
0,00098596 0,01899206 94,3079197
106,5578341
0,00022075 0,00471559 94,3287382
106,0553511
Página
38
2015:04
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