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Análisis de Sostenbilidad de las Finanzas Públicas del Ecuador. Periodo 1994-2014.

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Tesis de graduación de la ESPOL de Gabriela Franco y Jack Zambrano.

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Análisis de Sostenbilidad de las Finanzas Públicas del Ecuador. Periodo 1994-2014.

  1. 1. II Dedicatoria A mis padres y a mis hermanos. A mis t´ıos Pepe y Nelly, quienes siempre me han brindado su apoyo. A la memoria de mi abuelo Tocho, a quien le quer´ıa mostrar todos mis logros. Jack A mis padres. A todos aquellos economistas que d´ıa a d´ıa se esfuerzan por hacer de la econom´ıa una ciencia a la altura de los fundamentos de una sociedad libre y pr´ospera. Gabriela
  2. 2. III Tribunal de titulaci´on Iv´an D´avila Fadul, M.Sc. PRESIDENTE DEL TRIBUNAL Manuel Gonz´alez Astudillo, Ph.D. DIRECTOR DE TESIS Gonzalo Villa Cox, M.Sc. VOCAL PRINCIPAL
  3. 3. IV Declaraci´on expresa La responsabilidad del contenido de esta tesis de grado corresponde exclusivamente a los autores, y el patrimonio intelectual de la misma a la Escuela Superior Polit´ecnica del Litoral. Jack Braulio Zambrano Vera Gabriela Alexandra Franco Garc´ıa
  4. 4. V ´Indice general Dedicatoria . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . II Tribunal de titulaci´on . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . III Declaraci´on expresa . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . IV ´Indice general . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . V Resumen . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . VII Abstract . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . VIII Lista de Figuras . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . IX Lista de Tablas . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . X Introducci´on . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 1 Cap´ıtulo 1: Marco te´orico y revisi´on de literatura . . . . . . . . . . 4 1.1 Restricci´on presupuestaria intertemporal del Gobierno . . . . . . . . . 5 1.1.1 Planteamiento . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 5 1.1.2 Implicaciones de pol´ıtica fiscal . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 6 1.2 Enfoques de sostenibilidad fiscal . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 9 1.3 Estudios de sostenibilidad fiscal para el caso ecuatoriano . . . . . . . . 11 Cap´ıtulo 2: Datos . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 14 2.1 Evoluci´on hist´orica de los ingresos, gastos y PIB nominal . . . . . . . . 14 2.2 An´alisis de los principales componentes de los ingresos y gastos . . . . 16 2.2.1 Ingresos . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 16 2.2.2 Gastos . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 17 2.3 Evoluci´on de la deuda p´ublica y los d´eficits fiscales . . . . . . . . . . . 18 2.3.1 Deuda p´ublica . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 18 2.3.2 D´eficit fiscal . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 20 Cap´ıtulo 3: Resultados . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 22 3.1 Propiedades estoc´asticas de las variables ingresos y gastos . . . . . . . 22
  5. 5. VI 3.2 Modelo sin quiebre . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 25 3.3 Modelo con quiebre . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 27 Conclusiones . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 36 Referencias . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 37 Ap´endice A: Tratamiento de datos . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 41 Ap´endice B: An´alisis de cointegraci´on . . . . . . . . . . . . . . . . . 44 B.1 La prueba de Engle-Granger . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 45 B.2 El estimador m´aximo-veros´ımil de Johansen . . . . . . . . . . . . . . . 46 Ap´endice C: Test de Gregory-Hansen . . . . . . . . . . . . . . . . . 48 Ap´endice D: Estimaci´on por FM-OLS . . . . . . . . . . . . . . . . . 50 Ap´endice E: Test de Hansen . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 52 Ap´endice F: Cambios en el rango de la matriz de cointegraci´on . 54 Anexos . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 57
  6. 6. VII Resumen Este documento examina la sostenibilidad fiscal en Ecuador. Para esto se realiza- ron pruebas de cointegraci´on entre los ingresos y gastos p´ublicos durante el perio- do 1994-2014, considerando posibles quiebres estructurales determinados de manera end´ogena. Dentro de este an´alisis se le presta particular atenci´on al vector de cointe- graci´on. Los resultados emp´ıricos muestran que la pol´ıtica fiscal no se ha mantenido sostenible a lo largo de la toda la muestra. En los ´ultimos a˜nos la relaci´on entre los ingresos y gastos se debilita y comienza a entrar en una senda de insostenibilidad, por lo que, de continuar con la pol´ıtica fiscal actual, se necesitar´ıa de una situa- ci´on de esquema Ponzi para cumplir con las obligaciones a futuro. La credibilidad crediticia del gobierno ecuatoriano se puede ver comprometida, por lo que nuevas emisiones de deuda vendr´ıan acompa˜nadas de altas tasas de inter´es y las condicio- nes de financiamiento poco favorables en los mercados internacionales podr´ıan traer problemas de liquidez al gobierno ecuatoriano.
  7. 7. VIII Abstract This paper examines the fiscal sustainability in Ecuador. Cointegration tests between revenues and expenditures allowing for endogenously determined structural breaks are performed for the 1994-2014 period. This analysis pays particular attention to the cointegrating vector. The empirical results show that fiscal policy is not sustainable throughout the entire sample. In recent years, the relationship between income and expenses has weakened and begins to enter a path of unsustainability. This means that, in order to continue running the current fiscal policy, the government would have to use a Ponzi scheme to face its future liabilities. The creditworthiness of the Ecuadorian government may be compromised, so new debt would be accompanied by high interest rates, and unfavorable financing conditions in international markets could bring liquidity problems to the Ecuadorian government.
  8. 8. IX ´Indice de figuras 2.1 Evoluci´on de la deuda p´ublica interna y externa sobre PIB . . . . . 18 2.2 Evoluci´on del d´eficit del PGC y SPNF (base devengada) . . . . . . 20 3.1 Test de Gregory-Hansen . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 29 3.2 Test de Hansen . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 30
  9. 9. X ´Indice de tablas 1.1 Enfoque de Quintos (1995) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 9 3.1 Tests de ra´ız unitaria . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 24 3.2 Pruebas de cointegraci´on - modelo sin quiebres . . . . . . . . . . . . 26 3.3 Pruebas de cointegraci´on - modelo con quiebre (variables reales) . . 31 3.4 Pruebas de cointegraci´on - modelo con quiebre (variables reales sobre PIB real) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 32 3.5 Prueba t modificada (variables reales) . . . . . . . . . . . . . . . . . 34 3.6 Prueba t modificada (variables reales sobre PIB real) . . . . . . . . 35
  10. 10. An´alisis de sostenibilidad de la pol´ıtica fiscal ecuatoriana 1 Introducci´on La pol´ıtica fiscal es el conjunto de programas de impuestos y gasto p´ublico que utiliza el poder ejecutivo para la provisi´on de bienes y servicios, la redistribuci´on de la riqueza y la estabilizaci´on econ´omica. La sostenibilidad de un r´egimen de pol´ıtica fiscal hace referencia a la capacidad del gobierno de mantener dicho r´egimen, sin alterar sus par´ametros fundamentales y sin comprometer el cumplimiento de sus obligaciones. En Ecuador, este tipo de pol´ıtica se ha convertido en la principal herramien- ta de ajuste debido a que se carece de instrumentos de pol´ıtica monetaria al no tener moneda propia. Durante los ´ultimos a˜nos el pa´ıs ha experimentado elevados ingresos petroleros impulsados por condiciones ex´ogenas, lo cual signific´o una oportunidad para mejorar las condiciones fiscales. Sin embargo, sucesos recientes ponen en duda la sostenibilidad fiscal ecuatoriana, entre ellos: d´eficits comparables con los de la ´ultima crisis financiera ecuatoriana, el tama˜no que ha adquirido el gasto p´ublico, el fin de la ´epoca del boom petrolero y nuevas adquisiciones de deuda p´ublica con condiciones poco favorables. En el presente trabajo se examina si la pol´ıtica fiscal ecuatoriana es con- sistente con la restricci´on presupuestaria intertemporal (RPI). Se consideran los ingresos y gastos fiscales del presupuesto del gobierno central en t´erminos reales y normalizados por PIB real. Tomando el periodo de estudio 1994-2014, se aplica t´ecnicas econ´ometricas para evaluar la sostenibilidad de la pol´ıtica fiscal y cambios en la estructura del r´egimen. Bajo el marco de la RPI, un r´egimen de pol´ıtica fiscal es sostenible si el valor actual de deuda es igual al valor presente de los futuros d´eficits y super´avits primarios. As´ı, el gobierno puede financiar los costos de la deuda corriente y fu-
  11. 11. Introducci´on 2 tura con ingresos futuros. Este planteamiento ha sido utilizado com´unmente en la literatura para evaluar sostenibilidad en varios pa´ıses. Dentro de este contexto, son numerosos los estudios que han evaluado la sostenibilidad de las finanzas p´ublicas para distintos pa´ıses. En el caso de Estados Unidos, Hakkio y Rush (1991) examinan si los d´eficits acumulados violan la RPI para el periodo correspondiente a 1950-1988. Se enfocaron en dos cuestiones para que la pol´ıtica fiscal de un gobierno cumpla la RPI. La primera condici´on, que los ingresos y gastos (incluyendo el pago de intereses) sean series cointegradas, es decir, que exista una relaci´on a largo plazo entre las variables. La segunda es que dicha relaci´on sea 1:1. De cumplirse ambas condiciones, la serie de d´eficits ser´ıa estacionaria y, por lo tanto, las finanzas p´ublicas ser´ıan sostenibles. Los resultados indican que los ingresos y gastos no parec´ıan estar cointegrados desde 1964. Adicional a esto, el gasto de gobierno crec´ıa por encima de los ingresos y, de continuar con la pol´ıtica fiscal vigente, habr´ıa problemas de sostenibilidad porque no se cumplir´ıa la RPI. Para Estados Unidos tambi´en, Quintos (1995) eval´ua la sostenibilidad de los d´eficits del gobierno y considera posibles quiebres estructurales dentro la pol´ıti- ca fiscal para el periodo de estudio de 1947-1992. A diferencia de Hakkio y Rush (1991), plantea que la condici´on de sostenibilidad necesaria y suficiente es que el crecimiento del stock de deuda sea menor que el de la tasa de inter´es promedio. La cointegraci´on es s´olo condici´on suficiente y los gastos pueden estar predominante- mente por encima de los ingresos. Esto implica que es posible alcanzar sostenibilidad a´un con un proceso de d´eficits no estacionario. Encuentra evidencia a favor de un quiebre estructural alrededor de 1980: para el periodo antes del quiebre los ingresos y gastos (incluyendo pago de inter´eses) s´ı cointegran pero no luego del quiebre. Los crecientes d´eficits son catalogados como d´ebilmente sostenibles, es decir, pueden ser financiados pero el gobierno tendr´a dificultades comercializando su deuda en el largo plazo. ´Alvarez (2006) realiza un estudio sobre la sostenibilidad de pol´ıtica fiscal en el Ecuador basado en el planteamiento de la RPI para el periodo 1994-2005. Desarro- lla un an´alisis de cointegraci´on utilizando el test de la traza de Johansen (1991) con los ingresos fiscales, gastos (incluyendo el pago de amortizaciones) y PIB, adem´as
  12. 12. Introducci´on 3 estima el valor del coeficiente de la ecuaci´on cointegradora. Encuentra que existe dos relaciones de cointegraci´on, y que el gasto p´ublico ha crecido m´as r´apidamente que los ingresos. Bajo el criterio de Quintos (1995), este ´ultimo resultado da como conclusi´on que la pol´ıtica fiscal era d´ebilmente sostenible1 . Este trabajo sigue el procedimiento planteado por Quintos (1995). Primero se realiza un an´alisis sin considerar la posibilidad de quiebre, luego se introducen elementos adicionales para comprobar su existencia. Para el an´alisis sin quiebre, se estima una regresi´on entre ingresos y gastos, y despu´es se eval´ua algunos tests para probar cointegraci´on. En el an´alisis considerando quiebre, se utiliza tests que eval´uan cambios en la relaci´on de cointegraci´on. Los resultados obtenidos muestran que para el modelo sin quiebre, durante 1994-2014 los gastos han crecido por encima de los ingresos y los test de cointegraci´on no muestran informaci´on concluyente sobre la existencia de una relaci´on a largo plazo entre los ingresos y gastos. En el modelo considerando quiebres estructurales, los resultados en conjunto apuntan a que hubo un quiebre en la relaci´on de cointegraci´on en alg´un momento del periodo 2006 a 2011, y que en los a˜nos antes del quiebre la relaci´on de largo plazo entre ingresos y gastos era cercana a una relaci´on 1:1. En tanto que para los a˜nos luego del quiebre, la relaci´on se debilita de manera significativa. De igual modo, los test de cointegraci´on sugieren que luego del quiebre se deja de observar una relaci´on de equilibrio de largo plazo entre las variables. La tesis est´a dividida de la siguiente manera: en el Cap´ıtulo 1 se describir´an los fundamentos te´oricos en los que se basa este trabajo, se discutir´a sobre los enfo- ques tradicionales de sostenibilidad y se har´a una s´ıntesis de los trabajos anteriores aplicados a Ecuador, en el Cap´ıtulo 2 se realizar´a un an´alisis de la evoluci´on de las variables tomadas a consideraci´on para este estudio, los componentes principales de los ingresos y gastos, y un peque˜no an´alisis de los d´eficits y la deuda p´ublica, en el Cap´ıtulo 3 se analizar´an y presentar´an los resultados obtenidos de las aplicacio- nes econom´etricas. Finalmente, se dar´a a conocer las conclusiones, adem´as de los ap´endices y anexos que complementan este trabajo. 1 Otros estudios para Ecuador como Astorga (2002), Maldonado y Fern´andez (2007), Uribe (2007), concluyen que el caso de Ecuador antes del 2007 es uno de insostenibilidad fiscal.
  13. 13. An´alisis de sostenibilidad de la pol´ıtica fiscal ecuatoriana 4 Cap´ıtulo 1 Marco te´orico y revisi´on de literatura Los individuos no planifican su consumo basados solamente en el ingreso disponible, ya que se dispone de instrumentos de ahorro y deuda que permiten utili- zar renta de otros per´ıodos para el consumo en un per´ıodo dado. B´asicamente, si una persona prev´e que en el futuro tendr´a m´as ingresos, se ver´a alentada a endeudarse en el presente; por otro lado, si prev´e que en el futuro tendr´a menos ingresos, su consumo se contraer´a para ahorrar m´as en el presente. Sin embargo, los individuos no pueden consumir sin l´ımite, debido a que enfrentan una restricci´on presupues- taria intertemporal, la cual expresa que el valor total de nuestro consumo tra´ıdo a valor presente deber´a ser igual a toda la riqueza que generemos durante nuestra existencia2 . Los estados tambi´en enfrentan una restricci´on presupuestaria intertemporal (RPI). La literatura sobre la RPI plantea que la sostenibilidad fiscal se da cuando el stock de la deuda iguala al valor presente de los futuros resultados primarios (super´avits o d´eficits). Esto supone como condici´on necesaria que los estados no tengan un comportamiento Ponzi, esto es, que se financie deuda con m´as deuda. Por lo tanto, la condici´on no juego de Ponzi implica que el stock de deuda final deber´a ser extinto descontado a valor presente, en otras palabras, converger hacia 0. 2 Teor´ıas como la del ingreso permanente de Friedman se fundamentan en la restricci´on presupuestaria inter- temporal (De Gregorio, 2007, pp68-70).
  14. 14. Cap´ıtulo 1. Marco te´orico y revisi´on de literatura 5 En este cap´ıtulo se discutir´a m´as a fondo estos temas, tomando como refe- rencias principales los trabajos de Hakkio y Rush (1991), Quintos (1995) y Chalk y Hemming (2000). En la primera secci´on se har´a referencia a la RPI, la condici´on de transversalidad para la sostenibilidad de la deuda p´ublica, las implicaciones que tienen la RPI y la condici´on de transversalidad sobre la relaci´on estoc´astica entre las series de ingresos y gastos fiscales. En la segunda secci´on se realizar´a una breve descripci´on de los enfoques tradicionales propuestos por algunos autores para tra- tar el tema de la sostenibilidad fiscal y las limitaciones de la RPI. En la tercera secci´on, se revisar´an los estudios previos para el caso ecuatoriano, sus conclusiones m´as importantes y qu´e recomendaciones se hicieron en su momento para corregir la situaci´on abordada. 1.1 Restricci´on presupuestaria intertemporal del Gobierno 1.1.1 Planteamiento Para cada per´ıodo, el gobierno tiene que tomar decisiones de pol´ıtica fis- cal que cumplan con la siguiente restricci´on presupuestaria (suponiendo bonos con madurez de 1 per´ıodo): Rt + Bt = Gt + (1 + it) ∗ Bt−1, (1.1) donde Rt son los ingresos fiscales, Gt son los gastos del gobierno sin incluir los pagos al servicio de la deuda, Bt son los fondos adquiridos por emisi´on de deuda, e it es la tasa de inter´es. La restricci´on presupuestaria se cumple para todos los per´ıodos. Resolviendo hacia adelante la ecuaci´on (1.1) se logra combinar las restricciones de los periodos futuros para formar la restricci´on presupuestaria intertemporal: Bt = ∞ t=1 rt+j (Rt+j − Gt+j) + l´ım n→∞ rnBn, (1.2)
  15. 15. Cap´ıtulo 1. Marco te´orico y revisi´on de literatura 6 donde rt = t s=1 1/(1 + is) (1.3) Si el t´ermino l´ımn→∞ rnBn fuera diferente de cero, implicar´ıa que el gobierno cubre sus pagos de capital e intereses con m´as deuda (esquema Ponzi). O’Connell y Zeldes (1988) demuestran que, para un n´umero finito de agentes, si un gobierno intenta funcionar bajo este esquema, llegar´a un momento en que ning´un agente racional querr´a poseer sus obligaciones. Por esto, para que la pol´ıtica fiscal del gobierno sea sostenible se debe im- poner la condici´on de transversalidad: l´ım n→∞ rnBn = 0 (1.4) Si se cumple esta condici´on, la RPI (1.2) queda expresada como Bt = ∞ j=1 rt+j (Rt+j − Gt+j) (1.5) A esta expresi´on se la conoce como la restricci´on presupuestaria a valor presente (RPVP, de aqu´ı en adelante) y denota que el monto de la deuda contra´ıda en un per´ıodo debe ser igual al valor presente de los futuros d´eficits o super´avits primarios. 1.1.2 Implicaciones de pol´ıtica fiscal Pol´ıticas de deuda p´ublica ¿Existe alg´un nivel de deuda sostenible? La condici´on de transversalidad expresa que el valor presente de la deuda del “´ultimo” per´ıodo debe ser cero. Esto implica que, en el largo plazo, la deuda no puede crecer m´as r´apido que la tasa de inter´es. Bajo este marco, una pol´ıtica de alto endeudamiento se podr´ıa considerar sostenible, siempre y cuando est´e acompa˜nada por altas tasas de inter´es, siendo posible un raz´on deuda/PIB sin l´ımite. Chalk y Hemming (2000) argumentan que esto no es muy sensato, ya que el gobierno no puede tener recaudaciones de impuestos
  16. 16. Cap´ıtulo 1. Marco te´orico y revisi´on de literatura 7 m´as altas que los ingresos que genera la econom´ıa, delimitando los super´avits de la siguiente manera: Rt − Gt < φYt, donde Yt es la producci´on y φ < 1. Entonces, la ecuaci´on (1.5) se puede expresar en funci´on de los ingresos futuros de la econom´ıa a trav´es de la siguiente desigualdad: Bt < ∞ j=1 rt+jφYt+j (1.6) Si la tasa de inter´es es predominantemente mayor que el crecimiento de la econom´ıa, el lado derecho de (1.6) converge y la raz´on deuda/PIB necesitar´ıa estar acotada. Existen casos donde, a pesar de que la pol´ıtica fiscal podr´ıa parecer cohe- rente, ´esta no ser´ıa consistente con la RPVP. Chalk y Hemming (2000) argumentan que si la tasa de inter´es es lo suficientemente peque˜na, la raz´on deuda/PIB podr´ıa decrecer asint´oticamente hacia cero y al mismo tiempo ser catalogada como insos- tenible; por ejemplo, en una econom´ıa que experimente altas tasas de crecimiento de la producci´on, pero tasas muy bajas de crecimiento de la deuda y una tasa de inter´es a´un menor. Relaci´on estoc´astica entre ingresos y gastos fiscales Si se asume una tasa de inter´es estacionaria con media incondicional i la ecuaci´on (1.1) se puede expresar como Et + (1 + i)Bt−1 = Rt + Bt, (1.7) donde Et = Gt + (it − i)Bt−1, esto es, el gasto de gobierno m´as el pago de intereses adicionales cuando la tasa de inter´es est´a por encima o por debajo de su media incondicional. Resolviendo (1.7) hacia adelante: Bt = ∞ t=1 (1 + i)−(j+1) (Rt+j − Et+j) + l´ım j→∞ (1 + i)−(j+1) Bt+j (1.8)
  17. 17. Cap´ıtulo 1. Marco te´orico y revisi´on de literatura 8 Suponiendo que R y E se comportan como paseos aleatorios con drift: Rt = α1 + Rt−1 + 1t Et = α2 + Et−1 + 2t, la ecuaci´on (1.8) se puede reescribir como: Gr t = α + Rt + l´ım j→∞ (1 + i)−(j+1) Bt+j + t, (1.9) donde Gr t = Gt + itBt−1 α = ∞ t=1 (1 + i)−(j+1) (α1 − α2) = ∞ t=1 (1 + i)−(j+1) ( 1t − 2t) A partir de (1.9), Hakkio y Rush (1991) eliminan el t´ermino de l´ımite y propone la siguiente ecuaci´on de regresi´on, la cual permite hacer inferencia sobre la sostenibilidad fiscal: Rt = µ + bGr t + t (1.10) Hakkio y Rush (1991) indican que si las series {Rt} y {Gt} no son es- tacionarias, la cointegraci´on es necesaria para que las pol´ıticas del gobierno sean consistentes con la RPVP. El vector de cointegraci´on debe ser [1, −b] con 0 < b ≤ 1. Esto coincide con el enfoque de Trehan y Walsh (1988), quienes muestran que si los ingresos, gastos y deuda (en t´erminos reales) son procesos de ra´ız unitaria, basta con que el d´eficit (incluyendo pagos de intereses) sea estacionario para que se cumplan las ecuaciones (1.5) y (1.4) Quintos (1995) extiende este an´alisis y demuestra que la estacionariedad en diferencias de la deuda es una condici´on suficiente para que el t´ermino l´ımite de la ecuaci´on (1.4) tienda a cero; no obstante, si el proceso es I(1), el l´ımite a´un tiende a
  18. 18. Cap´ıtulo 1. Marco te´orico y revisi´on de literatura 9 cero, pero a una velocidad de convergencia m´as lenta3 (versi´on “d´ebil” de sostenibi- lidad). Luego, para relacionar estas conclusiones con la ecuaci´on de regresi´on (1.10), plantea: ∆Bt = (1 − b)Gr t − µ − t (1.11) Suponiendo que Gr t es I(1), si b = 1, entonces ∆Bt tambi´en ser´a I(1), lo cual se enmarca con la versi´on d´ebil de sostenibilidad. Por otro lado, ∆Bt s´olo es estacionario si b = 1 y t es estacionario. Con base a lo expuesto, un resumen de las condiciones de sostenibilidad de Quintos (1995) se puede observar en la Tabla 1.1. Tabla 1.1: Enfoque de Quintos (1995) Valores de b y Cointegraci´on en (1.10) provoca ∆Bt ⇒ Conclusi´on b = 1 S´ı I(0) Sostenibilidad fuerte b = 1 No I(1) Sostenibilidad d´ebil 0 < b < 1 No desempe˜na ning´un papel I(1) Sostenibilidad d´ebil b = 0 No desempe˜na ning´un papel I(1) No sostenibilidad Fuente: de Castro (2005, p21) Adem´as de lo discutido, Hakkio y Rush (1991) demuestran que si 0 < b < 1, el valor de la deuda sin descontar tiende a infinito. Esto significar´ıa que para que se cumpla la RPVP en (1.5) se requiere tasas de inter´es que compensen el crecimiento abrupto de la deuda. Esto podr´ıa significar que el gobierno tendr´a problemas para comercializar su deuda porque se percibir´ıa como muy riesgosa 1.2 Enfoques de sostenibilidad fiscal Se han realizado varios estudios internacionales bajo el esquema de la res- tricci´on presupuestaria intertemporal. Hakkio y Rush (1991) encuentran que, en los a˜nos 1950-1988, los ingresos y gastos fiscales de Estados Unidos cointegraban con 0 < b < 1; as´ı, catalogan al d´eficit respectivo como “demasiado grande”, esto es, que se requer´ıa de un esquema Ponzi para financiarlo. Quintos (1995) refuta la necesidad 3 Para m´as informaci´on en detalle ver Quintos (1995, pp410-411).
  19. 19. Cap´ıtulo 1. Marco te´orico y revisi´on de literatura 10 de que exista cointegraci´on, y al incorporar los conceptos de sostenibilidad d´ebil y fuerte, argumenta que los hallazgos de Hakkio y Rush (1991) se enmarcan en una situaci´on de sostenibilidad d´ebil. de Castro (2005) estudia el caso de Espa˜na antes de 2005, y encuentra que la pol´ıtica fiscal estaba encaminada hacia la sostenibilidad fuerte. Sin embargo, existen otros autores que cuestionan la capacidad de la RPI para evaluar sostenibilidad y proponen otros enfoques, los m´as importantes se de- tallan a continuaci´on. Chalk y Hemming (2000) examinan la manera en que la sostenibilidad fiscal se ha evaluado en distintos trabajos del Fondo Monetario Internacional (FMI). La mayor´ıa de an´alisis de sostenibilidad parten del enfoque te´orico de la restricci´on presupuestaria intertemporal, pero este enfoque tiene serias limitaciones siendo la consecuencia m´as importante que no limita el tama˜no de la deuda o de los d´eficits, estos pueden ser grandes y aun as´ı seguir cumpliendo la RPVP con tal que aquello se compense, en valor presente, con los futuros super´avits primarios. Ellos resaltan los trabajos del FMI cuyo enfoque se basa en la medici´on de indicadores de sostenibilidad, donde se presta menos atenci´on a la definici´on formal de la RPVP y se centran en las nociones intuitivas de los indicadores. Si bien la arbitrariedad para definir la sostenibilidad es un limitante, este enfoque tiene posiciones m´as prudentes en casos en que la pol´ıtica fiscal se caracteriza por alta deuda y d´eficits primarios. Ante la crisis del enfoque de la Organizaci´on para la Cooperaci´on y el Desa- rrollo Econ´omico (OCDE) que evaluaba la sostenibilidad de sus pa´ıses miembros a trav´es del d´eficit ajustado c´ıclicamente (CAB, por sus siglas en ingl´es), Blanchard (1990) propone un conjunto de indicadores para responder a cuatro preguntas sobre la pol´ıtica fiscal, entre ellas su sostenibilidad. Para esta tarea sugiere tres indicadores con los cuales se conocer´a si la pol´ıtica fiscal es viable o tendr´a que reajustarse en el futuro. El primero es el indicador de brecha primaria que busca el d´eficit primario permanente necesario para estabilizar el ratio de deuda. El segundo indicador es el de brecha fiscal que muestra el incremento en la relaci´on impuestos sobre PIB
  20. 20. Cap´ıtulo 1. Marco te´orico y revisi´on de literatura 11 (presi´on fiscal) necesaria para que la deuda sea sostenible dadas las pol´ıticas de gasto corriente. El tercero es el indicador de brecha fiscal de mediano plazo que mide la cantidad de presi´on fiscal que tiene que aumentar en los pr´oximos N a˜nos para estabilizar el ratio de deuda y las expectativas futuras de gasto. Bohn (2007) discute si las condiciones de estacionariedad y cointegraci´on utilizadas frecuentemente para evaluar sostenibilidad son necesarias para una pol´ıti- ca fiscal consistente con la RPI. Afirma que la RPI se puede satisfacer con series de deuda, ingresos y gastos (incluyendo intereses) con un orden de integraci´on arbitra- riamente alto4 y no solo con series I(1), a m´as de esto, la sostenibilidad se puede dar si los ingresos y gastos no est´an cointegrados como tambi´en menciona Quintos (1995). En otras palabras, las pruebas de estacionariedad sobre la deuda no pueden concluir que la pol´ıtica fiscal no es sostenible, as´ı mismo con las pruebas de coin- tegraci´on entre ingresos y gastos. Presenta como una alternativa m´as prometedora evaluar la situaci´on fiscal a trav´es de un enfoque de funciones de reacci´on de pol´ıtica con correcci´on de errores. 1.3 Estudios de sostenibilidad fiscal para el caso ecuatoriano Dentro la de investigaci´on econ´omica se han realizado varios estudios so- bre la sostenibilidad de la pol´ıtica fiscal en el Ecuador tanto enfoques similares al planteado en la presente tesis como tambi´en desde otras perspectivas metodol´ogicas. Los dos estudios previos relacionados a las implicaciones testeables de la RPI fueron realizados por Hidalgo y Villavicencio (2000) y ´Alvarez (2006). El presente trabajo viene a ser una actualizaci´on de aquellos estudios con el aporte adicional del an´alisis de los quiebres en relaci´on de cointegraci´on. Hidalgo y Villavicencio (2000), analizan la estacionariedad de la deuda (me- dida en deuda p´ublica externa en manos de los tenedores privados a valor de mer- 4 Esto significar´ıa que habr´ıa que diferenciar las series un n´umero arbitrario de veces para que lleguen a ser estacionarias.
  21. 21. Cap´ıtulo 1. Marco te´orico y revisi´on de literatura 12 cado) sobre PIB evalu´andola a trav´es del test de ra´ız unitaria de Phillips y Perron, y determinan si existe cointegraci´on entre las series deuda y PIB. El periodo de estudio fue de 1994-2000 (28 datos trimestrales). Se obtuvo que la deuda sobre PIB es estacionaria y que exist´ıa cointegraci´on entre las series deuda y PIB. La conclusi´on es que la deuda s´ı es sostenible, los resultados cumplen con la RPI y por ende la condici´on de transversalidad. Adem´as indicaron que el problema no era de solvencia sino de falta de liquidez, por lo que en aquel momento recomendaron refinanciar la deuda externa ecuatoriana. ´Alvarez (2006), prueba la existencia de cointegraci´on con las variables de ingresos, gastos y PIB a trav´es del test de cointegraci´on de Johansen y estima el valor del coeficiente de cointegraci´on. Dicho trabajo no solo concluye si la pol´ıtica fiscal es o no sostenible, a˜nade los conceptos de sostenibilidad fuerte y d´ebil de Quintos (1995). El periodo de estudio fue de 1994-2005 (48 datos trimestrales). El test de Johansen determin´o que existen dos relaciones de cointegraci´on entre las variables antes mencionadas y el coeficiente de cointegraci´on b tuvo un valor entre 0 y 1. Los resultados llevaron a la conclusi´on de que la pol´ıtica fiscal es d´ebilmente sostenible, pero que aun cuando los gastos estaban por encima de los ingresos (0 < b < 1) se pod´ıa cumplir la RPI y la condici´on de no Ponzi si se utilizaba una parte de esos gastos para pagar la deuda tal que no creciera por encima de su tasa de inter´es. La autora recomendaba crear un fondo de estabilizaci´on para neutralizar la volatilidad del mercado de petr´oleo y establecer l´ımites al endeudamiento o gastos. Otros estudios de sostenibilidad como Astorga (2002), Maldonado y Fern´andez (2007) y Uribe (2007) plantean escenarios para evaluar cambios en la pol´ıtica fiscal y en el panorama de los precios del petr´oleo, y de esta manera analizar la sostenibilidad de las cuentas fiscales en un horizonte temporal a mediano y largo plazo. Astorga (2002), analiza la sostenibilidad de la deuda del sector p´ublico (SPNF) mediante la metodolog´ıa de la restricci´on intertemporal, en la cual el re- sultado del d´eficit debe ser igual al financiamiento, y adem´as, se realiza un modelo din´amico de simulaci´on para estimar de manera num´erica la sostenibilidad del en- deudamiento. Con el fin de desarrollar esta metodolog´ıa, se consideraron seis posibles escenarios que eval´uan las caracter´ısticas hist´oricas de la pol´ıtica fiscal.
  22. 22. Cap´ıtulo 1. Marco te´orico y revisi´on de literatura 13 Como conclusiones, dice que el sector p´ublico requiere emprender un esfuer- zo fiscal para elevar el super´avit primario y fortalecer la solvencia en el largo plazo. Esto debe llevar a analizar reformas estructurales que mejoren la viabilidad fiscal. Recomend´o crear una Unidad T´ecnica de Endeudamiento (UTE) para fomentar la coordinaci´on y cooperaci´on en el proceso de contrataci´on de deuda. Maldonado y Fern´andez (2007), parte del trabajo realizado por Astorga (2002). En este trabajo se eval´ua la sostenibilidad a mediano plazo de la pol´ıtica fiscal a trav´es de simulaciones de Monte Carlo y la optimizaci´on del esfuerzo fiscal. Los resultados concluyeron que la pol´ıtica fiscal no era sostenible, y si se manten´ıan inalterables los programas de gastos y no exist´ıa un cambio en la nor- mativa impositiva, la relaci´on deuda/PIB crecer´ıa en un futuro cercano. Tambi´en expresaron que la pol´ıtica de incremento salarial del sector p´ublico deber´ıa ser mucho m´as austera de lo que hab´ıa sido su comportamiento hist´orico. Por su parte, Uribe (2007) se basa en el marco te´orico propuesto por Chalk y Hemming (2000) y realiza la medici´on de los indicadores de sostenibilidad de Blanchard (1990); la brecha del d´eficit primario y la brecha en la recaudaci´on de impuestos. Por medio de ambos indicadores analiza una serie de escenarios para obtener conclusiones sobre la sostenibilidad fiscal para Ecuador. Determin´o que el nivel de deuda y el nivel de gasto fiscal del Gobierno Central no son sostenibles en el largo plazo. Esto se debe principalmente a que Ecuador es altamente dependiente del petr´oleo y no posee una fuente de ingresos permanentes para financiar los gastos permanentes que se generan. A˜nade al igual que los otros autores, que la estructura del gasto es un problema y ve dif´ıcil revertir la situaci´on por la rigidez legal y la inflexibilidad social de ciertos gastos como los subsidios.
  23. 23. An´alisis de sostenibilidad de la pol´ıtica fiscal ecuatoriana 14 Cap´ıtulo 2 Datos En este cap´ıtulo se consideraron datos del periodo de estudio 1994-2014 del Presupuesto del Gobierno Central (PGC) y del Sector P´ublico No Financiero (SPNF) obtenidos de las publicaciones disponibles del Banco Central del Ecuador (BCE). Hay que tomar en cuenta que en el SPNF, los datos no son comparables antes del 2008 debido a que antes de ese a˜no no se inclu´ıan los rubros por concepto de subsidios a combustibles. En la primera secci´on se har´a un an´alisis de la evoluci´on de las principales variables de inter´es para este trabajo: ingresos, gastos y PIB. En la segunda secci´on se detallar´an m´as a fondo los ingresos y gastos desagregados por sus componentes principales, y los d´eficits que se han ido acumulando. En la tercera secci´on se anali- zar´a la deuda p´ublica y su composici´on. Las cifras utilizadas dentro de este cap´ıtulo se presentan en los Anexos. 2.1 Evoluci´on hist´orica de los ingresos, gastos y PIB nominal En la d´ecada de los 90s, la econom´ıa ecuatoriana se hab´ıa caracterizado por desequilibrios macroecon´omicos como altas inflaciones y p´erdida de poder adquisiti- vo del sucre frente a otras monedas, sumado a problemas de coyuntura internacional como el conflicto b´elico con Per´u en 1995. Durante esta d´ecada el PIB nominal ven´ıa
  24. 24. Cap´ıtulo 2. Datos 15 creciendo cada a˜no, pero aquello se revierte en 1998 donde este indicador present´o tasas de variaci´on negativas hasta el a˜no 2000, producto del fen´omeno del ni˜no en 1998 y la ´ultima gran crisis financiera que sufri´o el pa´ıs que trajo consigo una recesi´on productiva. Luego del proceso de dolarizaci´on en el a˜no 2000, corregido el problema de altas inflaciones y constantes devaluaciones de la anterior moneda, Ecuador ha logrado mantener una tendencia creciente de su PIB nominal hasta la actualidad, considerando un leve estancamiento en el 2009 debido a la crisis financiera mundial. Seg´un el Ministerio de Finanzas, el PGC es la parte que es administrada directamente por el Gobierno y sus instituciones. En el SPNF se incluyen entidades que gestionan la prestaci´on de bienes y servicios como ministerios, universidades p´ublicas, Gobiernos Aut´onomos Descentralizados y empresas p´ublicas. Entre los a˜nos 1994 a 1999, los gastos del PGC estaban ligeramente por encima de los ingresos. A partir del 2000 los ingresos y gastos ven´ıan creciendo pr´acticamente a la par hasta el a˜no 2008 donde se produce una brecha cada vez m´as creciente entre ambas variables, los gastos desde el 2008 a la actualidad han estado muy por encima de los ingresos recibidos. Una prueba de aquello es que al 2014, los ingresos del PGC representaron 20.13 % en proporci´on al PIB, mientras que los gastos 26.65 % sobre PIB, en comparaci´on por ejemplo, al a˜no 2006 que fueron 14.73 % y 14.98 % o al a˜no 1999 con 13.69 % y 16.11 %, respectivamente. En los ingresos y gastos del SPNF no ha sido muy distinto el comporta- miento. Los ingresos para el 2008 fueron de 35.72 % y los gastos 35.24 % y al 2014 los ingresos alcanzaron el 38.87 % y los gastos 44.12 %, datos sobre PIB. Las tasas de variaci´on porcentual de los ingresos y gastos del PGC y del SPNF, indican que cuando hubo un incremento significativo en los ingresos como en el 2008, los gastos tambi´en incrementaron su variaci´on a proporciones incluso mayores, lo que denota un comportamiento de expansi´on del gasto cuando hay mayores ingresos en la econom´ıa producidos especialmente por aumentos en el precio del petr´oleo.
  25. 25. Cap´ıtulo 2. Datos 16 2.2 An´alisis de los principales componentes de los ingresos y gastos 2.2.1 Ingresos Los ingresos petroleros han sido parte fundamental de la administraci´on p´ublica. Si bien los ingresos no petroleros son mayores a los petroleros a lo largo de la muestra, en el 2008 los ingresos petroleros (en t´erminos nominales) tuvieron un ascenso de 163 % en comparaci´on al a˜no anterior respectivo, en el 2009 la variaci´on porcentual se situ´o en -50.49 %, debido a la crisis financiera mundial que afect´o el precio del petr´oleo y otros commodities. Sin embargo al a˜no siguiente el petr´oleo vuelve a recuperar sus precios, bordeando los 100 d´olares por barril, para luego en el 2014 volver a bajar por razones de oferta y demanda en el contexto internacional. Aun as´ı, el periodo 2008 al 2014 fue una ´epoca donde el PGC recibi´o por concepto de petr´oleo $31,709 millones de d´olares, cifra que no es superada ni su- mando todos los ingresos del resto de la muestra (incluso ajustando por inflaci´on), lo que indica una mayor relevancia del petr´oleo en estos ´ultimos a˜nos dentro de las finanzas p´ublicas del gobierno. Con respecto a los ingresos no petroleros, lo conforman en mayor cantidad los ingresos tributarios, y una peque˜na parte corresponde a los no tributarios y transferencias. Estos ingresos dentro de la muestra siempre han estado por encima de los ingresos petroleros. En 1999, a˜no en que se desat´o la crisis financiera en Ecuador, los ingresos no petroleros (en t´erminos nominales) sufrieron una ca´ıda, siendo su variaci´on porcen- tual de -27.57 %. A partir del 2000 se observan variaciones porcentuales positivas en todos los a˜nos, excepto en el 2003 donde se mantuvo constante. Esto se da no solo porque la econom´ıa ecuatoriana pudo estabilizarse a partir de la dolarizaci´on, sino tambi´en porque la pol´ıtica fiscal tom´o mayor importancia dentro de las decisiones a nivel econ´omica al ya no poder hacer uso de los instrumentos de pol´ıtica monetaria. La relaci´on sobre PIB de los ingresos petroleros ha oscilado entre el 3 % y 7 % para el PGC, mientras que los ingresos no petroleros que en 1994 llegaban a
  26. 26. Cap´ıtulo 2. Datos 17 6.76 % han ido incrementado su tama˜no hasta situarse en 16.53 % al 2014. En el SPNF, el comportamiento desde el 2008 ha sido similar, los ingresos no petroleros est´an por encima de los petroleros, hay un mayor aumento de los no petroleros en relaci´on al PIB y grandes aumentos de los ingresos petroleros desde el 2008. 2.2.2 Gastos Continuando con el an´alisis de los componentes del PGC, los gastos est´an divididos en gastos corrientes y gastos de capital. Los gastos corrientes son aquellos que est´an destinados al mantenimiento de las operaciones del gobierno, es decir, son gastos de consumo. Los gastos de capital est´an destinados a proyectos de inversi´on o de adquisici´on de activos p´ublicos. Para el periodo 1994-2014, los gastos corrientes son mayores a los gastos de capital. Ambos gastos han venido creciendo de una forma m´as acelerada a partir del a˜no 2008. La relaci´on con respecto al PIB de los gastos corrientes ha pasado de 9 % en 1994 a 14.90 % en 2014, hubo un incremento de alrededor de 6 puntos porcentuales en 20 a˜nos. Mientras que la relaci´on de los gastos de capital pas´o de 2.54 % en 1994 a 11.75 % en 2014, un aumento de 9.21 % en relaci´on al PIB, la mayor parte de este incremento comenz´o a partir del 2008 debido a los proyectos estrat´egicos impulsados por el actual gobierno. Sin embargo, no deja de ser preocupante que los gastos corrientes tengan predominancia. En los gastos corrientes y de capital del SPNF, se tornan a´un m´as predomi- nantes los gastos corrientes en comparaci´on a los gastos de capital. Al a˜no 2008 los gastos corrientes sobre PIB eran de 23.9 % versus los 11.33 % de gastos en capital, para el a˜no 2014 llegaron a 28.83 % y 15.29 %, respectivamente.
  27. 27. Cap´ıtulo 2. Datos 18 2.3 Evoluci´on de la deuda p´ublica y los d´eficits fiscales 2.3.1 Deuda p´ublica La deuda p´ublica es un problema estructural con el que Ecuador ha tenido que lidiar desde su inicio como naci´on. No obstante, desde el boom petrolero en la d´ecada de los 70s, comienza el alto endeudamiento externo. Para 1994 la deuda p´ublica externa alcanzaba el 60.61 % sobre PIB y la deuda p´ublica total el 68.11 %. Para el a˜no 1999 donde se agudiza la crisis financiera, la deuda p´ublica total fue del 87 %. A partir del a˜no 2000, la deuda externa en relaci´on al PIB inicia un comportamiento decreciente hasta el 2009 llegando a niveles del 11.82 % para luego volver a ganar peso en los a˜nos siguientes. Al 2014 la deuda externa cerr´o en 17.49 %. La deuda interna ha ido ganando participaci´on con respecto a la deuda total, en el 2014 la deuda interna sobre PIB fue de 12.49 %, un nivel similar al presentado en el 2001. Figura 2.1: Evoluci´on de la deuda p´ublica interna y externa sobre PIB 0% 10% 20% 30% 40% 50% 60% 70% 80% 90% 100% 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 Deuda pública total/PIB Deuda pública externa/PIB Deuda pública interna/PIB Fuente: Datos obtenidos del Banco Central del Ecuador Al cierre del 2014, la deuda a valor nominal superaba los $30 mil millones
  28. 28. Cap´ıtulo 2. Datos 19 de d´olares (30 % sobre PIB). El l´ımite constitucional de endeudamiento p´ublico para Ecuador es del 40 %5 . La deuda externa al t´ermino del 2014 estaba conformada por deuda bilateral (45.30 %), multilateral (37.30 %) y los bonos Brady, Global y Soberanos (17.40 %). La deuda bilateral son pr´estamos concedidos por otros pa´ıses a Ecuador, all´ı se encuentra la Rep´ublica Popular de China que consta como el principal acreedor: el 65 % del total de la deuda bilateral corresponde a pr´estamos de aquel pa´ıs. La deuda multilateral es la que conceden organismos financieros internacionales, de los cuales el BID y la CAF son los mayores acreedores. Y finalmente, los bonos son instrumentos financieros que se colocan en los mercados internacionales con el objetivo de buscar financiamiento y diversificar la deuda. La deuda interna por su parte, est´a conformada por t´ıtulos y certificados (93.79 %) y entidades del estado (6.21 %). Dentro de los t´ıtulos y certificados est´an los bonos de largo plazo que al 2014 representaban la totalidad de esta deuda. En las entidades del estado que sirven con financistas del gobierno, est´an el Banco del Estado y el Instituto Ecuatoriano de Seguridad Social (IESS), siendo este ´ultimo el principal acreedor. Vale la pena hacer menci´on a los gastos por amortizaciones y por intereses del PGC (base caja), es decir los gastos por servicios de la deuda. Las cifras en a˜no base 2000 para los gastos por amortizaciones muestran que cuando se decidi´o reestructurar una parte de la deuda externa en 2008, al siguiente a˜no los gastos por amortizaci´on cayeron en $379 millones de d´olares, el segundo a˜no m´as bajo dentro de la muestra, en los siguientes a˜nos, este gasto fue increment´andose. Para el 2014 se gastaron $1,380 millones de d´olares, un gasto mucho mayor que cuando la deuda p´ublica total llegaba al 90 % sobre PIB. El ´unico a˜no que supera este gasto por amortizaci´on es el 2006 donde se destinaron $1,594 millones de d´olares. Los gastos por intereses tambi´en sufrieron una ca´ıda debido a la reestruc- traci´on de la deuda: en el 2009 se gastaron $220 millones de d´olares, el nivel m´as bajo en los ´ultimos 20 a˜nos. Al 2014, los pagos por intereses de deuda fueron de $525 millones de d´olares, cifra cercana a lo que se pagaba en algunos a˜nos anteriores 5 Art. 124 del C´odigo Org´anico de Planificaci´on y Finanzas P´ublicas.
  29. 29. Cap´ıtulo 2. Datos 20 al default del 2008. El a˜no donde ocurri´o el mayor pago por intereses fue en el 2000, con $804 millones de d´olares. 2.3.2 D´eficit fiscal El d´eficit o super´avit fiscal es la diferencia entre los ingresos y gastos fiscales, si los gastos son mayores a los ingresos se dice que hay d´eficit, aquella diferencia negativa tendr´a que ser financiada con deuda. Figura 2.2: Evoluci´on del d´eficit del PGC y SPNF (base devengada) -7% -6% -5% -4% -3% -2% -1% 0% 1% 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 Déficit SPNF/PIB Déficit PGC/PIB Fuente: Datos obtenidos del Banco Central del Ecuador El d´eficit del PGC para el a˜no 2014 fue de 6.38 % como porcentaje del PIB, es decir, $6,412 millones de d´olares, el d´eficit m´as alto del periodo 1994-2014. En los a˜nos 1998 y 1999 donde se sintieron los efectos de la crisis financiera del Ecuador, el d´eficit fue de 3.43 % y 2.42 %, y en la crisis financiera mundial del 2009 fue de 4.2 %. Hay que considerar que la baja del precio del petroleo a mediados del 2014 fue un gran inconveniente para el financiamiento de los gastos que hab´ıan sido planficados pero ya al 2013 el d´eficit era de 5.78 %, a˜no en que no se presentaron problemas externos ni hubo crisis. Desde el 2001 hasta el 2007, el d´eficit ven´ıa oscilando entre el 0 % y 1 %.
  30. 30. Cap´ıtulo 2. Datos 21 En el SPNF, se tuvo un peque˜no super´avit en el 2008 de 0.49 %, luego al siguiente a˜no existi´o un d´eficit de 3.57 % por efecto de la crisis mundial al igual que en el PGC. Al 2013, el d´eficit ya era de 4.60 % y al final del 2014, el d´eficit cerr´o en 5.25 %, $5,278 millones de d´olares. Las cifras manifiestan que es necesario prestar especial atenci´on al nivel de d´eficit que se ha estado acumulando en estos ´ultimos a˜nos. Este an´alisis en cojunto sirve como motivaci´on para evaluar la sostenibilidad de las finanzas p´ublicas que se abordar´a en el siguiente cap´ıtulo.
  31. 31. An´alisis de sostenibilidad de la pol´ıtica fiscal ecuatoriana 22 Cap´ıtulo 3 Resultados En este cap´ıtulo final se presentar´a y analizar´a los resultados de las dis- tintas t´ecnicas econom´etricas utilizadas para evaluar la sostenibilidad de la pol´ıtica fiscal. En la primera secci´on se har´a una breve descripci´on sobre las propiedades es- toc´asticas de las variables ingresos y gastos en t´erminos reales y normalizadas sobre PIB real. En la segunda secci´on se aplicar´a el procedimiento de Quintos (1995) para evaluar sostenibilidad, esto es, la estimaci´on del coeficiente b de la ecuaci´on (1.10) por el m´etodo de m´ınimos cuadrados completamente modificados6 (FM-OLS, por sus siglas en ingl´es), seguido de un an´alisis de cointegraci´on entre ingresos y gastos del gobierno. Por ´ultimo, en la tercera secci´on se evaluar´a si existi´o quiebre en la relaci´on de cointegraci´on, a trav´es de los m´etodos descritos en los ap´endices de este trabajo. 3.1 Propiedades estoc´asticas de las variables in- gresos y gastos El an´alisis de sostenibilidad planteado en el Cap´ıtulo 1 supone que las va- riables de ingresos y gastos del gobierno son procesos I(1)7 . Para evaluar qu´e tan plausible es este supuesto, se aplicaron las siguientes pruebas a las series: los tests de 6 Para la estimaci´on de la matriz de covarianzas se utiliz´o el kernel espectral cuadr´atico con selecci´on autom´atica para el ancho de banda, procedimiento sugerido por Andrews (1991). 7 Un proceso I(d) es aquel que se vuelve estacionario cuando se diferencia d veces.
  32. 32. Cap´ıtulo 3. Resultados 23 Dickey-Fuller aumentado (ADF) y Phillips-Perron (PP) para ra´ız unitaria, adem´as del test de KPSS para estacionariedad. El test de Dickey-Fuller considera un proceso autorregresivo AR(1) para las series. Su hip´otesis nula es que existe ra´ız unitaria, lo cual impide el contraste a trav´es de una prueba t con las variables en niveles (Dickey & Fuller, 1979, p427). Para resolver esto, se plantea la regresi´on entre la primera diferencia de la serie y el primer rezago. El estad´ıstico DF se calcula como en la t´ıpica prueba t para la significancia del coeficiente del t´ermino rezagado, pero no sigue una distribuci´on t de Student; su distribuci´on no es est´andar y Dickey y Fuller (1979) simularon los valores cr´ıticos pa- ra distintos tama˜nos muestrales, luego MacKinnon (1996) extendi´o esta simulaci´on. Un rechazo de la prueba indica que la serie carece de ra´ız unitaria. La versi´on aumentada del test contrasta la existencia de ra´ız unitaria para procesos autorregresivos superiores de tipo AR(p) y no solo en procesos AR(1) como se plantea en la prueba original. Este test corrige problemas de autocorrelaci´on en los errores incorporando en la regresi´on los rezagos de la primera diferencia. Se plantea la misma hip´otesis nula y alternativa que en DF. Para elegir el n´umero de rezagos ´optimos a incluir en la ecuaci´on, en este trabajo se utiliz´o el criterio de informaci´on Akaike (AIC), Hannan Quinn (HQ) y el Criterio de Informaci´on Bayesiano de Swcharz (BIC). Phillips y Perron (1988) utilizan una modificaci´on no param´etrica de la prueba t en el modelo AR(1). Al igual que el ADF tambi´en corrige autocorrelaci´on serial a m´as de que considera la posibilidad de heterocedasticidad en el t´ermino del error y utiliza el estimador de Newey-West para tratar estos problemas. La hip´otesis nula y la alternativa son las mismas planteadas para los anteriores test. El test de KPSS formulado por Kwiatkowski, Phillips, Schmidt y Shin (1992) prueba la existencia de estacionariedad en torno a un nivel constante. Divide la serie en un componente de paseo aleatorio m´as un componente estacionario. Se contrasta la hip´otesis nula de estacionariedad haciendo inferencia sobre la varianza del paseo aleatorio. Los datos utilizados para la aplicaci´on econom´etrica son de frecuencia tri-
  33. 33. Cap´ıtulo 3. Resultados 24 mestral. Utilizando toda la informaci´on trimestral disponible en las bases del BCE, la muestra comienza en el primer trimestre de 1994 y termina en el ´ultimo de 2014. La nomenclatura utilizada para hacer referencia a, por ejemplo, el tercer trimestre del a˜no 2005 es 2005:3. Las series de ingresos y gastos (incluyendo pagos de intereses) utilizadas para la estimaci´on de (1.10), as´ı como para los contrastes de cointegraci´on, est´an expresadas en d´olares del a˜no 2000 deflactando con el ´Indice de Precios al Consumi- dor8 . Tambi´en se consideran las series reales divididas para el PIB real (ambos con a˜no base 2000), siguiendo Hakkio y Rush (1991). Tabla 3.1: Tests de ra´ız unitaria Niveles Primera diferencia ADF Zt ADF Zt KPSS Variables reales Ingresos -0.523 -1.152 -8.663*** -9.849*** 0.152 Gastos 0.793 -0.215 -4.488*** -26.86*** 0.321 Variables reales sobre PIB real Ingresos -1.418 -2.197 -8.828*** -10.489*** 0.181 Gastos -0.694 -2.461 -3.601*** -26.488*** 0.162 ∗∗∗ p < 0,01; ∗∗ p < 0,05; ∗ p < 0,1 Los resultados obtenidos en la Tabla 3.1 muestran que en las variables reales de ingresos y gastos los estad´ısticos ADF y PP (Zt) no rechazan la H0 de ra´ız unitaria al 1 %, 5 % y 10 % de nivel de significancia. En los ingresos y gastos normalizados por PIB real se observa un comportamiento similar, los estad´ısticos ADF y PP no rechazan la H0 en todos los niveles de significancia para ambas variables. Se tiene como conclusi´on que las variables presentan ra´ız unitaria. Para determinar qu´e orden de integraci´on presentan las variables, se eva- 8 La obtenci´on y transformaci´on de datos, incluyendo el tratamiento de los valores en sucres, se detallan en el Ap´endice A.
  34. 34. Cap´ıtulo 3. Resultados 25 luaron las primeras diferencias de ingresos y gastos (reales y sobre PIB real). Las pruebas ADF y PP rechazan la nula de ra´ız unitaria con p < 5 % (incluso menor a 1 %) a favor estacionariedad. Adem´as se comput´o el test KPSS para estacionarie- dad, el cual no rechaza la H0 en todos los niveles de significancia. Dichos resultados, en conjunto con los test ADF y PP, prueban que los ingresos y gastos en t´erminos reales y normalizados por PIB siguen un proceso I(1). 3.2 Modelo sin quiebre Quintos (1995) sugiere que primero se debe inferir el valor del coeficiente b de la ecuaci´on de regresi´on (1.10). Luego, se realiza un an´alisis de cointegraci´on entre las series de ingresos y gastos. Los ingresos y gastos presentan un problema de endogeneidad. Si existe una baja de ingresos del gobierno, aquello se traducir´ıa en menor gasto p´ublico. Esto har´a que haya menos dinero inyectado en la econom´ıa a trav´es de las pol´ıticas de gasto y podr´ıa conllevar a un menor dinamismo de la demanda interna, por ende, habr´a menos recaudaci´on de impuestos. Es decir, una baja de ingresos afecta a los gastos, y un menor gasto afecta a los ingresos fiscales suponiendo un incentivo menor a la demanda agregada. Debido a esto, se utilizar´a el m´etodo de m´ınimos cuadrados completamente modificados (FM-OLS) para estimar los param´etros de la ecuaci´on cointegradora (1.10). Este m´etodo est´a formulado para regresiones con variables I(1) y aplica co- rrecciones a los estimadores para endogeneidad y autocorrelaci´on serial (Ver Ap´endi- ce D). Teniendo esto en cuenta, se realiz´o la estimaci´on de (1.10) por m´ınimos cuadrados ordinarios, y FM-OLS. Se utilizaron tanto las variables en t´erminos reales como normalizadas por PIB real. Luego, se aplicaron pruebas de estacionariedad sobre los residuos estimados, siguiendo el Ap´endice B.1, tomando en cuenta que las pruebas ADF9 y Zt no utilizan los valores cr´ıticos usuales, sino los propuestos por 9 El n´umero de rezagos en la prueba ADF fue obtenido estimando el modelo incluyendo p = 6 rezagos. Si el coeficiente del rezago p no es diferente de cero (al 5 % de significancia), se vuelve a estimar el modelo con un rezago menos, hasta que el coeficiente del ´ultimo rezago sea estad´ısticamente significativo.
  35. 35. Cap´ıtulo 3. Resultados 26 Phillips y Ouliaris (1990)10 . Tabla 3.2: Pruebas de cointegraci´on - modelo sin quiebres Modelo: Valores Cr´ıticos Rt = µ + bGr t + εt OLS FM-OLS Johansen 1 % 5 % Variables reales ˆb+ 0.712 0.744 0.776 ADF (3 rezagos) -2.019 -1.943 -3.962 -3.365 Zt -6.855*** -7.093*** -3.962 -3.365 Traza (r = 0) 19.240** 20.04 15.41 Traza (r ≤ 1) 0.050 6.65 3.76 t+ (H0 : b = 0) 20.128 2.326 1.645 t+ (H0 : b = 1) -6.922 -2.326 -1.645 Variables reales sobre PIB real ˆb+ 0.605 0.669 0.725 ADF (3 rezagos) -2.425 -2.409 -3.962 -3.365 Zt -6.469*** -6.972*** -3.962 -3.365 Traza (r = 0) 24.065*** 20.04 15.41 Traza (r ≤ 1) 1.804 6.65 3.76 t+ (H0 : b = 0) 12.708 2.326 1.645 t+ (H0 : b = 1) -6.273 -2.326 -1.645 ∗∗∗ p < 0,01; ∗∗ p < 0,05; ∗ p < 0,1 Por ´ultimo, se estim´o un modelo de correcci´on de errores siguiendo los m´eto- dos de Johansen. Bajo este esquema se realiz´o el test de la traza de Johansen, y se estim´o el vector de cointegraci´on11 . En la Tabla 3.2 se presentan los resultados obtenidos. Tanto para los residuos estimados por OLS y FM-OLS, como para las especificaciones de las variables en 10 Las distribuciones de los estad´ısticos dependen del orden polinomial de la tendencia determin´ıstica y del n´umero de regresores (Phillips & Ouliaris, 1990). 11 Para m´as informaci´on sobre las pruebas de cointegraci´on, ver Ap´endice B.
  36. 36. Cap´ıtulo 3. Resultados 27 t´erminos reales y sobre PIB, la prueba ADF no rechaza la hip´otesis nula de no cointegraci´on (incluso al 10 % de significancia), mientras que la prueba PP s´ı la rechaza para todos los niveles de significancia. El estad´ıstico de la traza de Johansen que eval´ua la nula de que no existen relaciones de cointegraci´on (r = 0) rechaza H0 al 5 % de significancia para ambas especificaciones. Por otro lado, el estad´ıstico para r ≤ 1 indicar´ıa que existe como m´aximo una relaci´on de cointegraci´on. La prueba de la traza refuerza los resultados de la prueba PP, que indican existencia de cointegraci´on (al 5 % de significancia, pero no al 1 %). Las pruebas en conjunto (ADF, PP y traza de Johansen) no muestran informaci´on concluyente sobre la existencia de cointegraci´on, por lo que el an´alisis de regresi´on podr´ıa no ser v´alido y se podr´ıa estar cayendo en una situaci´on de estimaci´on espuria. En todos los casos las estimaciones puntuales de b indican que est´a entre 0 y 1. Tambi´en se plante´o dos pruebas t completamente modificadas12 , la primera contrasta si b = 0 y la segunda b = 1. Los resultados favorecen 0 < b < 1. Bajo el enfoque de Quintos (1995), estos resultados se enmarcan en una situaci´on en la que la pol´ıtica fiscal es sostenible en el sentido d´ebil. Esto significa que los d´eficits pueden ser financiados cumpliendo con la RPVP en la ecuaci´on (1.5), sin embargo, las condiciones de endeudamiento ser´an menos favorables y ser´a m´as dif´ıcil comercializar la deuda p´ublica. 3.3 Modelo con quiebre Como se mencion´o en la secci´on anterior, los resultados del modelo sin quiebre no son concluyentes. Los tests de ra´ız unitaria y contrastes de cointegraci´on como Johansen pierden potencia en presencia de quiebre estructural. Dada la pol´ıtica de gasto expansivo que el pa´ıs ha tenido en los ´ultimos a˜nos(de 35.24 % al 2008 a 44.12 % del PIB al 2014), adem´as de los precios hist´oricos de la ´epoca del boom petrolero reciente que incentivaron a´un m´as a programas de 12 Se plante´o las hip´otesis alternativas de tal manera que fueran pruebas de una cola (cola derecha en la primera, izquierda en la segunda).
  37. 37. Cap´ıtulo 3. Resultados 28 gasto p´ublico elevado, con ´enfasis en un nivel de gasto corriente considerable (28.83 % del PIB al 2014), se torna necesario considerar la posibilidad de quiebre estructural. Debido a este escenario, se emplearon los test de Gregory y Hansen (1996), Hansen (2002) y Quintos (1995), descritos en los Ap´endices C, E, F del presente estudio, que eval´uan la posibilidad de quiebres en la relaci´on de cointegraci´on. El test de Gregory-Hansen examina posibles cambios estructurales en el vector de cointegraci´on en un punto desconocido en la muestra. Considera tres mo- delos para llevar a cabo esta prueba, cambio de nivel, cambio de nivel con tendencia y cambio de r´egimen, este ´ultimo modelo es utilizado en este trabajo. Propone el estad´ıstico ADF*, el cual toma el valor del menor estad´ıstico ADF tradicional cal- culado sobre los residuos del modelo para cada posible quiebre. La fecha asociada al ADF* indica el posible punto de ruptura. La hipot´esis nula para este test es la ausencia de cointegraci´on versus la hipot´esis alternativa de cointegraci´on con cambio de r´egimen en un punto desconocido. El test de Hansen tambi´en eval´ua la posibilidad de quiebre estructural en el vector de cointegraci´on en una fecha desconocida. Este test propone tres estad´ısticos para este fin, el Meanf , Supf y Lc. Para este trabajo, se utiliz´o el Supf que estudia la estabilidad de la pendiente a lo largo de la muestra. A diferencia del test de Gregory- Hansen, este test asume que las variables cointegran y contrasta la hipot´esis nula de existencia de cointegraci´on sin quiebre estructural contra la hipot´esis alternativa de existencia de cointegraci´on con quiebre estrucutral. Mientras que el test que propone Quintos para cambio estructural, bajo el marco del modelo de correcci´on de errores de Johansen, hace inferencia sobre la estabilidad del rango de la matriz de cointegraci´on, es decir, examina si hubo un cambio en el n´umero de relaciones de cointegraci´on antes y despu´es del quiebre. La elecci´on de los posibles quiebres est´an basados en los tests de Gregory-Hansen y Hansen. La Figura 3.1 da a conocer los resultados para el test de Gregory-Hansen. Se rechaza la H0 de ausencia de cointegraci´on a favor de la alternativa de existencia de cointegraci´on con cambio de r´egimen (quiebre en la pendiente y la constante), para las variables reales y reales sobre PIB real. Hay que recordar que la prueba
  38. 38. Cap´ıtulo 3. Resultados 29 Figura 3.1: Test de Gregory-Hansen 2011:1, ADF*= -7.357489 2011:1, ADF*= -8.17023 -9 -8 -7 -6 -5 -4 -3 -2 -1 0 1994:1 1999:1 2004:1 2009:1 2014:1 EstadísticoADF valor crítico al 10% valor crítico al 5% valor crítico al 1% ADF (variables reales sobre PIB real) ADF (variables reales) ADF no rechaz´o la nula de ausencia de cointegraci´on en el modelo sin quiebre, esto resalta la importancia del quiebre en la relaci´on. La fecha asociada al estad´ıstico ADF de menor valor (ADF*) sugiere como posible quiebre el primer trimestre de 2011 para ambas especificaciones de las va- riables. Sin embargo, esta fecha suele sobrestimar la verdadera fecha de quiebre13 , por esto se ha considerado como posibles fechas de quiebre aquellas en las que la secuencia de estad´ısticos ADF pasa el cr´ıtico de 5 % hacia la zona de rechazo. Estas fechas son 2008:1 y 2006:3 para las series en t´erminos reales y reales sobre PIB real, respectivamente. La Figura 3.2 presenta los resultados para el test de Hansen. La hip´otesis nula de cointegraci´on sin quiebre se rechaza a favor de la alternativa de cointegraci´on con quiebre. Tanto en t´erminos reales como en reales sobre PIB real, apuntan a que s´ı existi´o quiebre estructural. Con respecto al periodo sugerido de quiebre, en las variables reales sobre PIB el estad´ıstico SupF indica como posible quiebre el tercer trimestre de 2008. Para 13 Las simulaciones de Gregory y Hansen (1996) indican que la distribuci´on de la fecha de quiebre estimada no es sim´etrica alrededor de la fecha real, est´a sesgada hacia la derecha.
  39. 39. Cap´ıtulo 3. Resultados 30 Figura 3.2: Test de Hansen 2006:3, F=66.13638 2008:3, F=17.845165 0 10 20 30 40 50 60 70 1994:1 1999:1 2004:1 2009:1 2014:1 F (series reales) F (series sobre PIB) Crítico al 5% (quiebre conocido) Crítico al 5% (SupF) las variables reales, la serie de los estad´ısticos F es muy vol´atil14 en comparaci´on a la de las variables reales sobre PIB real, por lo que se asume que este comporta- miento denota una clara evidencia en favor de quiebre, ya que toda la secuencia de estad´ısticos F se encuentra por encima del valor cr´ıtico y el mayor valor F se halla en el tercer trimestre del 2006. Para evaluar la estabilidad del rango de la matriz de cointegraci´on se plante´o el test de la traza y el del m´aximo valor propio de Johansen, aplicado para los periodos antes y despu´es de las fechas de quiebre sugeridas. Este procedimiento indica que las variables en t´erminos reales (Tabla 3.3) rechazan la H0: r = 0 en las primeras submuestras (antes de los quiebres) y no se rechaza r = 1, mientras que para las segundas submuestras (luego de los quiebres) no se rechaza la H0: r = 0. Las variables normalizadas por PIB (ver Tabla 3.4) ofrecen las mismas conclusiones. Como complemento de estos resultados, se calcul´o el estad´ıstico LR# (ver Ap´endice F) para todos los posibles quiebres, con las siguientes hip´otesis: 14 Para analizar si la volatilidad de la secuencia de los estad´ısticos F en variables reales se produc´ıa por com- portamientos estacionales, se ajustaron los ingresos y gastos a trav´es del algoritmo ARIMA X12 (census.gov) y se comprob´o que dicha secuencia era muy similar a la presentada en la figura del test de Hansen.
  40. 40. Cap´ıtulo 3. Resultados 31 Tabla 3.3: Pruebas de cointegraci´on entre ingresos y gastos reales - modelo con quiebre Traza Max λ r = 0 r ≤ 1 r = 0 r ≤ 1 LR# Toda la muestra 36.17** 0.05 36.12** 0.05 Quiebre en 2006:3 7.68* 1994:1-2006:3 21.19** 0.57 20.62** 0.57 2006:4-2014:4 12.54 2.51 10.03 2.51 Quiebre en 2008:1 6.94* 1994:1-2008:1 20.37** 0.08 20.29** 0.08 2008:2-2014:4 11.77 2.41 9.36 2.41 Quiebre en 2011:1 5.12 1994:1-2011:1 24.40** 0.08 24.32** 0.08 2011:3-2014:4 8.88 1.06 7.83 1.06 Valores cr´ıticos: 5 % 15.41 3.76 14.07 3.76 5.99 1 % 20.04 6.65 18.63 6.65 9.21 ∗∗ p < 0,01; ∗ p < 0,05 H0: Se mantiene una relaci´on de cointegraci´on para toda la muestra. H1: La relaci´on de cointegraci´on se mantiene s´olo para la submuestra antes del quiebre. En los casos de quiebre en 2006:3 y 2008:1 para los ingresos y gastos reales, as´ı como en todos los posibles quiebres sugeridos para las variables sobre PIB, se rechaza la nula al 5 % de significancia. El ´unico caso en que no se rechaza la nula es cuando hay quiebre en 2011:1 en la relaci´on de las variables reales. Las Tablas 3.3 y 3.4 muestran los estad´ısticos calculados y sus respectivos valores cr´ıticos.
  41. 41. Cap´ıtulo 3. Resultados 32 Tabla 3.4: Pruebas de cointegraci´on entre ingresos y gastos reales sobre PIB real - modelo con quiebre Traza Max λ r = 0 r ≤ 1 r = 0 r ≤ 1 LR# Toda la muestra 38.10** 2.17 35.93** 2.17 Quiebre en 2006:3 8.37* 1994:1-2006:3 24.03** 4.48* 19.55** 4.48* 2006:4-2014:2 16.92* 5.68* 11.24 5.68* Quiebre en 2008:3 7.49* 1994:1-2008:3 23.15** 0.31 22.84** 0.31 2008:4-2014:2 17.31* 6.56* 10.75 6.56* Quiebre en 2011:1 6.26* 1994:1-2011:1 26.44** 1.15 25.29** 1.15 2011:2-2014:2 12.61 1.66 10.96 1.66 Valores cr´ıticos: 5 % 15.41 3.76 14.07 3.76 5.99 1 % 20.04 6.65 18.63 6.65 9.21 ∗∗ p < 0,01; ∗ p < 0,05 Estos resultados apuntan a que en los periodos posteriores a los quiebres sugeridos por los tests de Gregory-Hansen y Hansen, los ingresos y gastos dejan de estar cointegrados, esto es, se deja de observar una relaci´on de equilibrio de largo plazo entre las variables. Con esta evidencia se puede descartar que los d´eficits recientes sean sostenibles en el sentido fuerte; o son sostenibles en el sentido d´ebil o no son sostenibles. Finalmente, se realiz´o la prueba t modificada mediante la estimaci´on por
  42. 42. Cap´ıtulo 3. Resultados 33 FM-OLS con el fin de observar si existen diferencias significativas en el coeficiente b de la ecuaci´on (1.10) a lo largo de la muestra. Se dividi´o la muestra con las mismas fechas de quiebre utilizadas anteriormente. En la Tabla 3.5, para los quiebres en 2006:3 y 2008:1, los ingresos y gastos reales en la primera submuestra no rechazan la H0 de que el coeficiente sea b = 1 a todos los niveles de significancia, mientras que en la segunda submuestra se concluye 0 < b < 1. En cambio, en el caso de quiebre en 2011:1, para la primera submuestra se tiene que 0 < b < 1 y en la segunda b = 0 para todos los niveles de significancia. Se observa que el estimador puntual ˆb disminuye luego de la fecha de quiebre, en todos los casos; de hecho, su valor es muy cercano a cero luego de 2011:1. Esto significar´ıa que el gasto p´ublico est´a perdiendo relevancia en la generaci´on de ingresos fiscales (ambas variables en t´erminos reales). Al normalizar las variables con el PIB real se obtienen patrones similares en la estimaci´on, presentados en la Tabla 3.6. En el primer caso, quiebre en 2006:3, se tiene que 0 < b < 1. Cuando el quiebre es en 2008:3, no se rechaza b = 1 para la primera submuestra al 5 % (sin embargo, s´ı al 10 %) y en la segunda no se rechaza b = 0. Si el quiebre es en 2011:1, se tiene que 0 < b < 1 antes del quiebre y b = 0 despu´es, en todos los niveles de significancia. Al igual que en el caso de las variables reales, los valores de ˆb disminuyen luego de la fecha de quiebre, lo que reafirma el debilitamiento del v´ınculo entre los ingresos y gastos del gobierno. Los resultados de esta secci´on en conjunto, se˜nalan que existi´o un quiebre en la relaci´on de cointegraci´on cercano a los periodos 2006 y 2011. Las submuestras antes del quiebre ponen de manifiesto que el b era cercano a 1, dejando como con- clusi´on que la pol´ıtica fiscal fue sostenible en sentido d´ebil. Esto va de la mano con los resultados de ´Alvarez (2006) para el periodo de estudio 1994-2005. Si se modela el quiebre en fechas alrededor del 2007, para los per´ıodos luego del quiebre, se sue- le concluir que el d´eficit es sostenible en el sentido d´ebil. Si el quiebre estructural ocurre en 2011:1, se tiene que el coeficiente b cambia de forma dr´astica hacia una situaci´on de no sostenibilidad.
  43. 43. Cap´ıtulo 3. Resultados 34 Tabla 3.5: Prueba t modificada (variables reales) ˆb t+ 0 (b = 0) t+ 1 (b = 1) Toda la muestra 0.74 20.13*** -6.92*** Quiebre en 2006:3 1994:1-2006:3 0.88 5.43*** -0.72 2006:4-2014:4 0.55 5.21*** -4.31*** Quiebre en 2008:1 1994:1-2008:1 0.88 9.12*** -1.20 2008:2-2014:4 0.30 2.04** -4.76*** Quiebre en 2011:1 1994:1-2011:1 0.85 19.35*** -3.45*** 2011:2-2014:4 -0.03 -0.20 -6.24*** Valores cr´ıticos 10 % 1.28 -1.28 5 % 1.64 -1.64 1 % 2.33 -2.33 ∗∗∗ p < 0,01; ∗∗ p < 0,05; ∗ p < 0,1
  44. 44. Cap´ıtulo 3. Resultados 35 Tabla 3.6: Prueba t modificada (variables reales sobre PIB real) ˆb t+ 0 (b = 0) t+ 1 (b = 1) Toda la muestra 0.64 9.86*** -5.49*** Quiebre en 2006:3 1994:1-2006:3 0.50 3.33*** -3.40*** 2006:4-2014:4 0.40 3.08*** -4.58*** Quiebre en 2008:3 1994:1-2008:3 0.86 9.02*** -1.41* 2008:4-2014:4 -0.06 -0.36 -6.75*** Quiebre en 2011:1 1994:1-2011:1 0.75 13.19*** -4.32*** 2011:2-2014:4 -0.26 -1.28 -6.18*** Valores cr´ıticos: 10 % 1.28 -1.28 5 % 1.64 -1.64 1 % 2.33 -2.33 ∗∗∗ p < 0,01; ∗∗ p < 0,05; ∗ p < 0,1
  45. 45. An´alisis de sostenibilidad de la pol´ıtica fiscal ecuatoriana 36 Conclusiones La pol´ıtica fiscal ha pasado de un escenario de sostenibilidad d´ebil a uno de insostenibilidad en los ´ultimos periodos de la muestra de estudio. Dada la pol´ıtica vigente, la solvencia de las cuentas fiscales a largo plazo no est´a asegurada y se podr´ıa necesitar de un esquema Ponzi para financiar los d´eficits fiscales, lo que incidir´ıa en la conducta de los agentes en los mercados internacionales. En los ´ultimos periodos de estudio el gasto p´ublico suele estar por encima de los ingresos y la relaci´on de largo plazo entre estas variables se debilita. Adem´as, el gobierno est´a acumulando d´eficits fiscales a tasas comparables con las pertenecientes a la crisis financiera de 1999. Debido a esto, las emisiones de deuda del estado ecuatoriano ser´an percibidas como m´as riesgosas, y esta p´erdida de credibilidad crediticia se reflejar´a en mayores tasas de inter´es o plazos de vencimiento m´as cortos. Las condiciones de endeudamiento a las que el pa´ıs se ha sometido en es- tos ´ultimos a˜nos han causado que los gastos por servicio de deuda est´en a niveles similares antes del default en 2008. Esto podr´ıa traer problemas de liquidez para el estado ecuatoriano. El ritmo acelerado al que viene creciendo la deuda/PIB en estos ´ultimos 2 a˜nos, evidencia que de mantenerse este comportamiento es probable que el ratio de deuda pase el 40 % de la regla macrofiscal de endeudamiento p´ublico. Estudios previos para Ecuador ya mostraban problemas en la sostenibilidad de la pol´ıtica fiscal. Las recomendaciones de estos estudios no fueron tomadas en cuenta y m´as bien se han tomado decisiones en la direcci´on contraria a ´estas.
  46. 46. 37 Referencias ´Alvarez, S. (2006). An´alisis de la sostenibilidad de la pol´ıtica fiscal y el efecto del gasto p´ublico sobre la econom´ıa ecuatoriana. per´ıodo 1994– 2005 (Tesis de Grado, Escuela Superior Polit´ecnica del Litoral). Andrews, D. W. (1991). Heteroskedasticity and autocorrelation consistent covariance matrix estimation. Econometrica: Journal of the Econometric So- ciety, 817-858. Astorga, A. (2002). La sostenibilidad de la deuda p´ublica: el caso del ecua- dor. Cuestiones econ´omicas. Banco Central del Ecuador. Blanchard, O. J. (1990). Suggestions for a new set of fiscal indicators. OECD Publishing. Bohn, H. (2007). Are stationarity and cointegration restrictions really ne- cessary for the intertemporal budget constraint? Journal of monetary Eco- nomics, 54(7), 1837-1847. Chalk, N. A. & Hemming, R. (2000). Assessing fiscal sustainability in theory and practice. International Monetary Fund. De Gregorio, J. (2007). Macroeconom´ıa. Teor´ıa y Pol´ıticas (1era. Edici´on). Pearson Education. de Castro, F. (2005). Una evaluaci´on macroeconom´etrica de la pol´ıtica fis- cal en espa˜na. Estudios econ´omicos. Banco de Espa˜na. Dickey, D. A. & Fuller, W. A. (1979). Distribution of the estimators for au- toregressive time series with a unit root. Journal of the American Statistical Association, 74, 427-431. Engle, R. F. & Granger, C. W. (1987). Co-integration and error correction: representation, estimation, and testing. Econometrica: journal of the Econo- metric Society, 251-276. Gregory, A. W. & Hansen, B. E. (1996). Residual-based tests for cointegration in models with regime shifts. Journal of econometrics, 70(1), 99-126.
  47. 47. Referencias 38 Hakkio, C. S. & Rush, M. (1991). Is the budget deficit “too large?”. Economic inquiry, 29(3), 429-445. Hansen, B. E. (2002). Tests for parameter instability in regressions with I(1) processes. Journal of Business & Economic Statistics, 20(1), 45-59. Hidalgo, M. & Villavicencio, A. (2000). Deuda p´ublica ecuatoriana: un an´ali- sis de sostenibilidad (Tesis de Grado, Escuela Superior Polit´ecnica del Litoral). Johansen, S. (1991). Estimation and hypothesis testing of cointegration vectors in gaussian vector autoregressive models. Econometrica: Journal of the Econometric Society, 1551-1580. Kwiatkowski, D., Phillips, P. C., Schmidt, P. & Shin, Y. (1992). Testing the null hypothesis of stationarity against the alternative of a unit root: how sure are we that economic time series have a unit root? Journal of eco- nometrics, 54(1), 159-178. Lopez, J. A. (1996). Exchange rate cointegration across central bank regime shifts. Federal reserve bank of New York. MacKinnon, J. G. (1996). Numerical distribution functions for unit root and cointegration tests. Journal of Applied Econometrics, 11(6), 601-618. Maldonado, D. & Fern´andez, G. (2007). La sostenibilidad de la pol´ıtica fiscal: el caso de ecuador. Cuestiones econ´omicas. Banco Central del Ecuador. O’Connell, S. A. & Zeldes, S. P. (1988). Rational ponzi games. International Economic Review, 431-450. Osterwald-Lenum, M. (1992). A note with quantiles of the asymptotic dis- tribution of the maximum likelihood cointegration rank test statistics1. Oxford bulletin of economics and statistics, 54(3), 461-472. Phillips, P. C. & Hansen, B. E. (1990). Statistical inference in instrumental variables regression with i (1) processes. The Review of Economic Studies, 57(1), 99-125. Phillips, P. C. & Ouliaris, S. (1990). Asymptotic properties of residual ba- sed tests for cointegration. Econometrica: Journal of the Econometric Society, 165-193. Phillips, P. C. & Perron, P. (1988). Testing for a unit root in time series regression. Biometrika, 75(2), 335-346. Quintos, C. E. (1993). Rank constancy tests in cointegrating regressions. Manuscrito no publicado, John M. Olin School of Business, Washington University.
  48. 48. Referencias 39 Quintos, C. E. (1995). Sustainability of the deficit process with structural shifts. Journal of Business & Economic Statistics, 13(4), 409-417. Trehan, B. & Walsh, C. E. (1988). Common trends, the government’s bud- get constraint, and revenue smoothing. Journal of Economic Dynamics and Control, 12(2), 425-444. Uribe, C. A. (2007). La sostenibilidad fiscal en ecuador: un an´alisis desde la brecha del d´eficit fiscal y la brecha de mediano plazo en los ingresos tributarios. Observatorio de la Econom´ıa Latinoamericana, (80).
  49. 49. 40 Ap´endices
  50. 50. An´alisis de sostenibilidad de la pol´ıtica fiscal ecuatoriana 41 Ap´endice A Tratamiento de datos En este trabajo, se ha delimitado las cuentas fiscales al Presupuesto del Gobierno Central (PGC). La raz´on se debe a que a partir del 2008 en las cuentas del Sector P´ublico No Financiero (SPNF) se incluy´o los subsidios correspondientes a combustibles, por lo tanto las cuentas no son comparables entre periodos antes y despu´es del cambio. Para el an´alisis de sostenibilidad se requiri´o evaluar cointegraci´on entre las series de ingresos y gastos de la base caja del PGC. Se prefiri´o la base caja por encima de la base devengada debido a que en el componente de servicios de la deuda se encuentran desagregados los intereses y las amortizaciones tanto para deuda interna como externa. Esto es relevante debido a que el t´ermino Gr t en la ecuaci´on (1.10) representa los gastos totales sin incluir amortizaciones de la deuda. Dentro de la serie gastos est´an incluidos los gastos totales por sectores (ser- vicios generales, educaci´on y cultura, salud y desarrollo comunal, desarrollo agro- pecuario, transporte y telecomunicaciones, otros) m´as los pagos por intereses de la deuda. En la serie ingresos est´an los ingresos fiscales (impuestos a las importaciones, a la renta, al valor agregado, a los consumos especiales, a la circulaci´on de capital, otros ingresos) m´as los ingresos por concepto del petr´oleo. Aunque la mayor´ıa de estudios de sostenibilidad se limitan a evaluar los ingresos por impuestos, para el caso particular de Ecuador que depende en gran medida de las entradas provenientes de la venta de petr´oleo, se decidi´o incluirlos como parte de los ingresos.
  51. 51. Ap´endice A. Tratamiento de datos 42 Se utilizaron el Producto Interno Bruto (PIB) real (base 2000) y el ´Indice de Precios al Consumidor (IPC) como variables para normalizar los ingresos y gastos15 . La informaci´on hist´orica de los ingresos y gastos del PGC (base caja) se la obtuvo de los boletines de Informaci´on Estad´ıstica Mensual del Banco Central del Ecuador (BCE), el PIB en los boletines de Cuentas Nacionales Trimestrales y el IPC en la base de datos del Instituto Nacional de Estad´ısticas y Censos (INEC). El periodo de an´alisis comprende toda la informaci´on disponible a la fecha, esto es desde el a˜no 1994 al 2014. Cabe mencionar que las cifras del a˜no 2014 son provisionales. Existen 84 observaciones para el periodo de estudio y su frecuencia es trimes- tral. Se eligi´o dicha periodicidad porque la frecuencia m´ınima del PIB es trimestral y se necesita que todas las variables involucradas est´en en la misma frecuencia para una adecuada ejecuci´on de la metodolog´ıa. EL BCE dispone de datos en cifras de d´olares a partir del a˜no 1999. Para convertir los valores en sucres previos a este periodo (1994-1999) se realizaron los siguientes pasos: 1. Elecci´on del a˜no base: 2000. Se eligi´o este a˜no porque fue cuando ocurri´o el cambio de moneda. Adem´as, para a˜nos anteriores no se cuenta con los deflac- tores trimestrales del PIB y esto impide un cambio de a˜no base de los valores presentados por el BCE (que incluye solamente el PIB real base 2000 para dicho periodo). 2. Calcular la media geom´etrica de los IPC trimestrales durante ese a˜no, encon- trando as´ı el IPC para el a˜no base. 3. Multiplicar el IPC del a˜no base por cada una de las observaciones trimestra- les y luego dividir para el IPC trimestral de su respectivo periodo (Ejemplo: Ingresos1997:1 ∗ IPC2000/IPC1997:1). Realizando este paso se obtienen los va- lores expresados en sucres del a˜no 2000. 4. Convertir a d´olares del a˜no 2000 bajo el tipo de cambio 25000 suc/1 USD. 15 Uno de los supuestos iniciales del an´alisis presentado en este trabajo es que la tasa de inter´es estacionaria. Hakkio y Rush (1991) argumenta que las tasas nominales no son estacionarias, mientras que las reales s´ı, lo cual invalida el an´alisis con variables nominales.
  52. 52. Ap´endice A. Tratamiento de datos 43 Para el a˜no 1999 el BCE presenta los datos convertidos a d´olares con el tipo de cambio corriente. Estos datos fueron devueltos a su unidad original previo a la aplicaci´on del proceso descrito en los cuatro pasos anteriores.
  53. 53. An´alisis de sostenibilidad de la pol´ıtica fiscal ecuatoriana 44 Ap´endice B An´alisis de cointegraci´on Definici´on B.1 (Cointegraci´on): Un vector n-dimensional Xt de variables I(1) se dice estar cointegrado si existe un vector βi tal que βiXt sea estacionario. Si exis- ten r vectores linealmente indepentes βi que cumplen con dicha condici´on, entonces Xt est´a cointegrada con orden de cointegraci´on r. La matriz β = (β1, . . . , βr) es la matriz de cointegraci´on. Para ilustrar la importancia de los conceptos de ra´ız unitaria y cointegraci´on considere la siguiente regresi´on: yt = α0 + α1xt + ut (B.1) Si xt es un paseo aleatorio y yt un paseo aleatorio independiente, entonces el verdadero valor de α1 es 0, pero la distribuci´on del estimador de m´ınimos cuadrados ordinarios, ˆα1, converge una funci´on de movimientos Brownianos. En otras palabras, el valor de ˆα1 probablemente ser´a diferente de cero (de hecho, el estimador es in- consistente) a´un cuando el valor real lo es. Este es el caso de la regresi´on espuria. Bajo este marco se pueden obtener estimadores consistentes planteando la regresi´on con las variables en diferencias, de este modo se trabaja con series estacionarias y es v´alida la teor´ıa estad´ıstica est´andar. Si xt y yt son series I(1) que est´an relacionadas de tal modo que α1 = 0, y el t´ermino de error en (B.1) es estacionario, entonces se dice que xt y yt est´an cointegradas. El estimador ˆα1 a m´as de ser consistente, converge al valor verdadero
  54. 54. Ap´endice B. An´alisis de cointegraci´on 45 a una raz´on T. Si ut carece de correlaci´on serial, T ∗ (ˆα1 − α1) est´a asint´oticamente distribuido como ( 1 0 B2dB1)/( 1 0 B2dB1), donde B1 y B2 son movimientos Brownia- nos independientes. Dicha distribuci´on tiene media cero, y causa que el estad´ıstico t tenga como distribuci´on asint´otica la normal. Se dice que xt y yt est´an cointegrados de orden CI(d, p) si ambas son I(d) y existe una combinaci´on lineal de las variables que es I(d − p). Dentro del desarrollo de este documento, “cointegraci´on” es tratado como sin´onimo de CI(1, 1). B.1 La prueba de Engle-Granger La prueba sugerida por Engle y Granger (1987) consiste en estimar la regre- si´on (B.1) por OLS, luego de haber verificado que tanto xt como yt son I(1). Luego, se obtienen los errores estimados ˆut = yt − α0 − α1xt, y se prueba si poseen ra´ız unitaria. Adem´as, se pueden incluir m´as regresores, in- cluyendo una tendencia determin´ıstica. Generalmente las pruebas de ra´ız unitaria tienen como hip´otesis nula la existencia de una ra´ız unitaria. Si el error posee ra´ız unitaria, las variables no coin- tegran. es decir, el planteamiento de Engle-Granger tiene como hip´otesis nula la ausencia de cointegraci´on. Como contraste de ra´ız unitaria se suelen utilizar las pruebas ADF y PP. Phillips y Ouliaris (1990) deriva las distribuciones de los estad´ısticos respectivos, las cuales dependen del orden polinomial de la tendencia determin´ıstica y el n´umero de variables explicativas. Aunque este procedimiento no se limita a una variable explicativa, solo admite una relaci´on de cointegraci´on. Cuando existen varias relaciones se vuelve confuso determinar cu´al de ellas se est´a estimando, por lo que se recomienda utilizar el procedimiento de Johansen.
  55. 55. Ap´endice B. An´alisis de cointegraci´on 46 B.2 El estimador m´aximo-veros´ımil de Johansen Johansen (1991) propone una manera de testear cointegraci´on sin limitar- se a una relaci´on de cointegraci´on. Este m´etodo comienza reescribiendo el modelo VAR(k) de la siguiente manera: ∆Xt = µ + k−1 i=1 ΓiLi−1 ∆Xt−1 + ΠXt−1 + t, (B.2) donde Xt es un vector n-dimensional de variables I(1), µ es un vector de constantes, y Γi se define como: Γi = − k j=i+1 Πj A la ecuaci´on B.2 se la conoce como un modelo de correcci´on de errores. Si Π es una matriz nula, no existe cointegraci´on. Mientras que si Π tiene rango completo, Xt es estacionario. Cuando las variables cointegran, el rango de Π est´a dentro del intervalo abierto (0, n) y Π = αβ , donde α y β son matrices n × r. β es la matriz de cointegraci´on presentada en la Definici´on B.1 y se puede interpretar α como la velocidad de ajuste hacia el equilibrio. Sea Z0t = ∆Xt, Z1t = Xt−1 y Zkt = (∆Xt−1, . . . , ∆Xt−k+1, 1) . Se procede a regresar Z0t y Z1t sobre Zkt y se calculan los residuos R0t y R1t, respectivamente. Las sumas de cuadrados de los residuos para las dos regresiones anteriores se expresan de la siguiente manera: Sij = 1 T T t=1 RitRjt; i, j = 0, 1 El estimador de m´axima verosimilitud para α y β se construye a partir de estos t´erminos residuales. Johansen (1991) muestra que ˆβ se puede encontrar a partir de ˆV = (ˆv1, . . . , ˆvr), donde ˆV son los autovectores de la ecuaci´on |λS11 − S10S−1 00 S01| = 0, (B.3) normalizados tal que ˆV S11 ˆV = I, y ordenados de manera que ˆλ1 > . . . > ˆλn > 0. As´ı, los estimadores son: ˆβ = ˆV ,
  56. 56. Ap´endice B. An´alisis de cointegraci´on 47 ˆα = S0k ˆβ. Johansen tambi´en plantea dos pruebas de raz´on de verosimilitud para con- trastar hip´otesis sobre el rango de la matriz de cointegraci´on. ´Estas se basan en los autovalores encontrados en (B.3). Intuitivamente, si el rango es r los primeros r autovalores deber´ıan ser diferentes de cero, mientras que el resto deber´ıa ser igual a cero. La primera es conocida como el test de la traza. Es usada para evaluar si existen r relaciones de cointegraci´on en el sistema contra la hip´otesis alternativa de estacionaridad del sistema. El estad´ıstico de raz´on de verosimilitud toma la siguiente forma: tr(r) = −T n i=r+1 ln 1 − ˆλi . La segunda prueba es la del m´aximo autovalor. La hip´otesis nula es la mis- ma, pero la alternativa es que existen r+1 relaciones de cointegraci´on. El estad´ıstico de prueba es max(r) = −T ln 1 − ˆλr+1 Las distribuciones de estos estad´ısticos son funciones de movimientos Brow- nianos multivariados Johansen, 1991, y Osterwald-Lenum (1992) tabulan los valores cr´ıticos.
  57. 57. An´alisis de sostenibilidad de la pol´ıtica fiscal ecuatoriana 48 Ap´endice C Test de Gregory-Hansen Gregory y Hansen (1996) muestran que cuando existen quiebres en el vector de cointegraci´on, el test aumentado de Dickey Fuller (ADF) pierde potencia; esto implica que en un an´alisis de cointegraci´on utilizando el test ADF, en caso de quiebre estructural, se tender´a a no rechazar la hip´otesis nula (no hay cointegraci´on). Por esta raz´on, desarrollan una serie de pruebas que permiten diferentes tipos de quiebre estructural en el vector de cointegraci´on. El procedimiento empieza estimando por M´ınimos Cuadrados Ordinarios (MCO) los errores (zt) de la siguiente regresi´on, para cada τ ∈ [0,15 ∗ T; 0,85 ∗ T]: yt = α1 + α2D(τ) + β1xt + β2xtD(τ) + zt(τ), (C.1) donde D(τ) es una variable dummy tal que D(τ) = 0 si 0 < t ≤ τ, y D(τ) = 1 si τ < t ≤ T. Luego, se aplica una prueba ADF sobre los residuos ˆzt para cada valor posible de τ. Para esto, se regresa ˆzt sobre sus rezagos y ˆzt−1, donde el estad´ıstico ADF viene dado por el estad´ıstico t del coeficiente de ˆzt−1. Finalmente, Gregory y Hansen proponen el estad´ıstico de prueba junto con sus valores cr´ıticos: ADF∗ = inf (ADF(τ)) (C.2) Esto permite contrastar las siguientes hip´otesis: H0 : Ausencia de cointegraci´on
  58. 58. Ap´endice C. Test de Gregory-Hansen 49 Ha : Cointegraci´on con posible cambio de r´egimen en fecha desconocida Tanto el test ADF est´andar como el ADF* prueban la hip´otesis nula de que no existe cointegraci´on. Si el ADF no la rechaza, pero el ADF* s´ı, esto implica que el cambio en el vector de cointegraci´on es relevante. En cambio, en el caso de que ambos rechacen la nula, la evidencia a favor de un quiebre estructural se vuelve m´as d´ebil. Cabe recalcar, este tipo de pruebas de hip´otesis no proveen mucha evidencia referente a si hubo o no un cambio de r´egimen, dado que la hip´otesis alternativa tambi´en admite un modelo est´andar de cointegraci´on sin cambio de r´egimen.
  59. 59. An´alisis de sostenibilidad de la pol´ıtica fiscal ecuatoriana 50 Ap´endice D Estimaci´on por FM-OLS Sea el proceso generador de datos: y1t = βy2t + u1t, (D.1) y2t = y2t−1 + u2t (D.2) Para esta prueba se deja de lado la estructura precisa de autocorrelaci´on de los t´erminos residuales. Asumiendo que ut = [u1t, u2t] es d´ebilmente estacionario con vector nulo de medias y matriz de covarianzas a largo plazo: Ω = l´ımT→∞ 1 T T i=0 T j=0 E uiuj =   ω11 ω12 ω21 ω22   La siguiente descomposici´on de Ω resulta ´util para entender mejor su es- tructura: Ω = V + Γ + Γ , donde: V = E[u0u0], Γ = ∞ k=1 E[u0uk]
  60. 60. Ap´endice D. Estimaci´on por FM-OLS 51 Por tanto, si el proceso de ut es estacionario y carece de autocorrelaci´on serial, la matriz Ω es la t´ıpica matriz de varianzas y covarianzas. Phillips y Hansen (1990) proponen el estimador completamente modificado de β, el cual toma la siguiente forma: β+ = T t=1 y2 2t −1 T t=1 y+ 1ty2t − T ˆδ+ , (D.3) donde: y+ 1t = y1t − ˆω12 ˆω−1 22 ∆y2t, (D.4) ˆδ+ = ˆΛ   1 −ˆω−1 22 ˆω21   , (D.5) Λ = ∞ k=0 E(u20uk ) (D.6) El estimador completamente modificado en la (D.3) cumple con dos prop´osi- tos. Primero, los efectos del sesgo de segundo orden son mitigados por ˆδ+ , el t´ermino de correcci´on de sesgo. Segundo, las correcciones para simultaneidad de largo plazo, logradas a trav´es del uso de y+ 1t en lugar de y1t, permiten el uso de procedimientos convencionales (de orden asint´otico) para hacer inferencia. El error est´andar de β+ viene dado por: (s+ )2 = ˆω11,2 T t=1 y2 2t −1 , donde ˆω11,2 es un estimador consistente de ω11,2 = ω11 − ω2 21ω−1 22 , que representa la varianza de largo plazo de u1 dado u2. El estad´ıstico de prueba sigue una distribuci´on asint´otica normal est´andar, y se define como: t+ = (β+ − β) s+ ⇒ N(0, 1) (D.7)
  61. 61. An´alisis de sostenibilidad de la pol´ıtica fiscal ecuatoriana 52 Ap´endice E Test de Hansen Hansen (2002) propone una serie de contrastes que consideran la existencia de un quiebre estructural en el vector de cointegraci´on, lo cual difiere del test de Gregory y Hansen descrito en el ap´endice C el cual eval´ua la posibilidad de ausencia de cointegraci´on. El proceso generador de datos es parecido al planteado en las ecuaciones D.1 y D.2, pero con par´ametros que dependen del tiempo: y1t = Atxt + u1t, (E.1) xt = (1, y2t) , y2t = y2t−1 + u2t Se plantean cuatro estad´ısticos para contrastar la inestabilidad de At: F, SupF, MeanF y Lc. En todos los tests propuestos la hip´otesis nula es la misma: At es constante para todos los per´ıodos. La elecci´on de la hip´otesis alternativa determinar´a cu´al test es apropiado. El caso de quiebre ´unico en t = τ es de particular inter´es para el desarrollo de este trabajo, por lo que se tratar´a con los contrastes espec´ıficos para este caso: F y SupF. Dentro de este planteamiento, At se comporta de la siguiente manera: At = A1 t ≤ τ = A2 t > τ
  62. 62. Ap´endice E. Test de Hansen 53 El primer contraste asume que el punto de quiebre es conocido y se eval´uan las hipot´esis: H0 : A1 = A2 H1 : A1 = A2, τ conocido El estad´ıstico de prueba, para quiebre en t = τ, es: Ft = tr{StV −1 t St ˆω11,2} →d χ2 3, (E.2) donde St = t i=1  xt ˆu+ 1t −   0 ˆδ+     , Vt = Mt − MtM−1 T Mt, Mt = t i=1 xixi Los residuos estimados ˆu+ 1t son los asociados a la estimaci´on por FM-OLS, ˆδ+ es el t´ermino de correcci´on de sesgo de segundo orden y ˆω11,2 es el estimador de la varianza de u1 condicional a u2. Estos dos ´ultimos t´erminos son descritos en el ap´endice D. Para el segundo contraste, la fecha de quiebre se asume desconocida: H2 : A1 = A2, [t/T] ∈ ξ El procedimiento consiste en calcular recursivamente los estad´ısticos Ft para cada [t/T] ∈ ξ. Hansen recomienda definir ξ = [0,15; 0,85] debido a que pueden existir distorsiones en puntos de ruptura cercanos a los extremos de la muestra. Luego, el estad´ıstico de prueba es: SupF = sup t/T∈ξ Ft (E.3) La distribuci´on de este estad´ıstico no es est´andar. Los valores cr´ıticos son presentados por Hansen (2002).
  63. 63. An´alisis de sostenibilidad de la pol´ıtica fiscal ecuatoriana 54 Ap´endice F Cambios en el rango de la matriz de cointegraci´on Para esta secci´on se utilizar´an los contrastes de Quintos (1993)16 los cuales se basan en los m´etodos de m´axima verosimilitud de Johansen (1991) para evaluar la presencia de cointegraci´on entre variables integradas de primer orden. La metodo- log´ıa se deriva a partir de la formulaci´on de correcci´on de errores para Xt, un vector n-dimensional de variables I(1) presentada en la ecuaci´on (B.2) La hip´otesis de inter´es es que la matriz Π y su rango (que representa el n´umero de relaciones de cointegraci´on) se mantienen constantes a lo largo del tiempo: Hq 0 : ρ(Πt)t = q, Πt = Π, donde q representa el n´umero de vectores de cointegraci´on durante todo el periodo. El procedimiento de Quintos admite J quiebres estructurales, pero en este trabajo se fijar´a J = 1. Entonces, la hip´otesis nula se puede expresar de la siguiente manera: Hq 0 : ρ(Π1)1 = ρ(Π2)2 = q, Π1 = Π2 = Π, (F.1) donde el sub´ındice 1 es usado para denotar que los valores pertenecen a los periodos antes del quiebre, y el sub´ındice 2, despu´es del quiebre. 16 Cabe mencionar que dicho trabajo no fue publicado, sin embargo existen otros autores, como Lopez (1996), que describen los tests planteados por Quintos.
  64. 64. Ap´endice F. Cambios en el rango de la matriz de cointegraci´on 55 Se utilizar´an los valores propios calculados para las pruebas de Johansen en el planteamiento de estad´ısticos de raz´on de verosimilitud (LR, por sus siglas en ingl´es). ´Estos sirven para contrastar diferentes combinaciones de los rangos de Π durante toda la muestra y los subperiodos. Para el caso de q < q1 y q < q2, el estad´ıstico LR es: LR = −p1 q1 i=q+1 ln 1 − ˆλ1i − p2 q2 i=q+1 ln 1 − ˆλ2i , donde p1 y p2 representan el n´umero de observaciones en cada subperiodo, ˆλ1i y ˆλ2i son los valores propios de la respectiva matriz Π estimada. La distribuci´on del estad´ıstico es funci´on de movimientos Brownianos escalados y n-dimensionales, que a su vez dependen de n, q, q1 y q2. Si q > q1 y q > q2, el estad´ıstico LR relevante es: LR# = p1 q i=q1+1 ln 1 + ˆλ1i + p2 q i=q2+1 ln 1 + ˆλ2i , cuya distribuci´on χ2 (2q−q1−q2)n. Ambos estad´ısticos pueden ser utilizados en el de caso de q = qi para un i dado. Para el caso en que q1 < q < q2, el estad´ıstico LR es: LR∗ 1 = −p1 q i=q1+1 ln ˆλ1i − p2 q2 i=q+1 ln 1 − ˆλ2i , y finalmente, para el caso q2 < q < q1: LR∗ 2 = −p1 q1 i=q+1 ln 1 − ˆλ1i − p2 q i=q2+1 ln ˆλ2i . Ambos estad´ısticos tienen distribuciones que son mezclas entre una distri- buci´on χ2 y una funci´on de movimientos Brownianos escalados.
  65. 65. 56 Anexos
  66. 66. An´alisis de sostenibilidad de la pol´ıtica fiscal ecuatoriana 57 Anexo A Evoluci´on de las variables fiscales Ingresos del Sector P´ublico No Financiero (base devengada) Ingresos totales Ingresos petroleros Ingresos no petroleros A˜nos Millones USD ∆ % % PIB Millones USD ∆ % % PIB Millones USD ∆ % % PIB 2008 22,061.75 64.02 % 35.72 % 8,675.27 161.46 % 14.05 % 12,493.83 30.72 % 20.23 % 2009 18,378.41 -16.70 % 29.40 % 5,211.50 -39.93 % 8.34 % 12,372.66 -0.97 % 19.79 % 2010 23,185.67 26.16 % 33.33 % 7,845.03 50.53 % 11.28 % 13,994.31 13.11 % 20.12 % 2011 31,189.77 34.52 % 39.34 % 12,934.60 64.88 % 16.32 % 16,488.91 17.83 % 20.80 % 2012 34,569.59 10.84 % 39.45 % 12,219.71 -5.53 % 13.95 % 19,782.53 19.97 % 22.58 % 2013 37,259.75 7.78 % 39.44 % 11,433.39 -6.43 % 12.10 % 22,630.37 14.40 % 23.95 % 2014 39,076.65 4.88 % 38.87 % 10,905.82 -4.61 % 10.85 % 23,693.65 4.70 % 23.57 % Gastos del Sector P´ublico No Financiero (base devengada) Gastos totales Gastos corrientes Gastos de capital A˜nos Millones USD ∆ % % PIB Millones USD ∆ % % PIB Millones USD ∆ % % PIB 2008 21,762.18 73.35 % 35.24 % 14,761.41 61.36 % 23.90 % 7,000.77 105.54 % 11.33 % 2009 20,610.36 -5.29 % 32.97 % 13,930.21 -5.63 % 22.28 % 6,680.15 -4.58 % 10.68 % 2010 24,122.57 17.04 % 34.68 % 16,905.01 21.35 % 24.30 % 7,217.56 8.04 % 10.38 % 2011 31,290.24 29.71 % 39.47 % 21,942.60 29.80 % 27.68 % 9,347.64 29.51 % 11.79 % 2012 35,393.60 13.11 % 40.39 % 24,431.08 11.34 % 27.88 % 10,962.51 17.28 % 12.51 % 2013 41,607.25 17.56 % 44.04 % 26,976.65 10.42 % 28.55 % 14,630.62 33.46 % 15.49 % 2014 44,358.86 6.61 % 44.12 % 28,990.46 7.47 % 28.83 % 15,368.40 5.04 % 15.29 %

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