Vol.9-N°2, Julio - Diciembre 2021
p-ISSN:2602-8204 |e-ISSN 2737-6257
Comportamiento de la función de importaciones en Ecuador: papel
de la política comercial
Behavior of the import function in Ecuador: the role of trade policy
Yesenia Armijos1| Ximena Ludeña1
1Carrera de Economía, Universidad Nacional de
Loja, Loja, Ecuador
Correspondencia
Yesenia Armijos, Carrera de Economía, Universidad
Nacional de Loja, Loja, Ecuador
Email: yesenia.armijos@unl.edu.ec.
Agradecimientos
Club de Investigación de Economía (CIE)
Fecha de recepción
Abril 2021
Fecha de aceptación
Octubre 2021
Dirección
Bloque 100. Ciudad Universitaria Guillermo
Falconí. Código Postal: 110150, Loja, Ecuador
RESUMEN
La política comercial en Ecuador ha tomado un giro inesperado en los últimos tres años, con
la implementación de aranceles y sobretasas a las importaciones. El presente estudio tiene
como objetivo determinar si los cambios en las importaciones se deben a las fluctuaciones
del ingreso y del tipo de cambio mediante técnicas de cointegración. Utilizamos datos del
Banco Central del Ecuador, en series de tiempo trimestrales durante el periodo 2002-2016.
La inestabilidad económica del país, llevó al gobierno a implementar políticas comerciales,
las cuales estructuran y equilibran la economía, los resultados son consistentes con el en-
foque del modelo de importaciones de Blanchard, Amighini y Giavazzi (2012). Mediante
el test de Johansen (1995), encontramos que el ingreso y el tipo de cambio tienen una
relación estable de largo plazo. Sin embargo, según el estadístico de error se comprobó
que no existe un equilibrio de corto plazo del ingreso y el tipo de cambio con las impor-
taciones. Además, se encontró que existe causalidad de Granger (1988), que muestra una
relación bidireccional, del tipo de cambio con las importaciones y los ingresos. Finalmen-
te, mediante gráficos impulso respuesta observamos que un impulso de tipo de cambio,
produce una estabilidad hacia las importaciones y el ingreso. Una implicación de política,
radica en medidas de proteccionismo, a la industria nacional.
Palabras clave: Salvaguardias; Importaciones; Series de tiempo; VAR.
Códigos JEL: H62. N16. O23.
ABSTRACT
Trade policy in Ecuador has taken an unexpected turn in the last three years, with the imple-
mentation of tariffs and import surcharges. The present study aims to determine whether
changes in imports are due to income and exchange rate fluctuations using cointegration
techniques. We use data from the Central Bank of Ecuador, in quarterly time series during
the period 2002-2016. The economic instability of the country, led the government to
implement trade policies, which structure and balance the economy, the results are con-
sistent with the import model approach of Blanchard, Amighini and Giavazzi (2012). Using
the Johansen (1995) test, we find that income and the exchange rate have a stable long-
run relationship. However, according to the error statistic it was found that there is no
short-run equilibrium of income and exchange rate with imports. In addition, it was found
that there is Granger causality (1988), which shows a bidirectional relationship of the ex-
change rate with imports and income. Finally, by means of impulse response graphs we
observe that an exchange rate impulse produces stability towards imports and income. A
policy implication lies in protectionist measures for domestic industry.
Keywords: Safeguards; Imports; Time series; VAR.
JEL codes: H62. N16. O23.
19
Armijos Y. & Ludeña X.
Vol.9-N°2, Julio - Diciembre 2021
p-ISSN:2602-8204 |e-ISSN 2737-6257
1|INTRODUCCIÓN
El déficit comercial es considerado uno de los indicadores más
importantes en relación al comercio exterior, se produce cuando
un país importa mayores bienes y servicios de los que es capaz de
vender al exterior, afecta a la actividad económica y suele ser ori-
gen de grandes desequilibrios macroeconómicos. El déficit comer-
cial puede tener graves consecuencias en las economías abiertas
en temas monetarios, tipos de interés y esencialmente en el tipo
de cambio, causando efectos en la determinación del estado de la
balanza comercial, entre otros. Las principales políticas comerciales
son destinadas a proporcionar protección económica encarecien-
do los precios de las importaciones en el mercado interno (Sachs,
1995; Welch, 2003; Maier, 2008). Sin embargo, los países desarrolla-
dos optan por aplicar políticas destinadas a productos de demanda
inelástica las cuales no provocan inestabilidad a su balanza de pa-
gos (Espino y Giráldez, 2016; Mukherjee, Mukherjee y Das, 2017;
Rigby, Kemeny y Cooke, 2017).
En el caso de Ecuador el volumen de las exportaciones creció
un 6,7 % en 2014 (según las cifras de la balanza comercial), en un
aumento generalizado de las ventas al exterior. Las importaciones
crecieron un 2,2 % en valor durante 2014, con lo que se redujo el
déficit de la balanza comercial. La moderación del crecimiento se
debió a un descenso de los precios de las importaciones, ya que
en volumen estas crecieron un 10,8 %, registrando aumentos impor-
tantes en los rubros de bienes de consumo, materias primas, com-
bustibles y lubricantes. En el apartado de las materias primas cayó
el volumen importado de materiales de construcción, como reflejo
de la desaceleración económica de este sector y de una sustitución
de importaciones por productos nacionales. El volumen de impor-
tación de bienes de capital para la industria también se redujo, en
consonancia con la pronunciada desaceleración de la formación bru-
ta de capital fijo en 2014. Durante el primer trimestre de 2015, la
balanza comercial volvió a saldarse con déficit, lo que obedece en
parte a una caída del valor de las exportaciones de un 26,3 % con
respecto al mismo período del año anterior. Específicamente, las ex-
portaciones petroleras cayeron un 50,3 % en valor, mientras que su
volumen aumentó un 12,8 %. Al mismo tiempo, las exportaciones
no petroleras se incrementaron un 1,6 % en valor y un 7,6 % en vo-
lumen. Tras las nuevas restricciones comerciales, las importaciones
se redujeron el 6,1 % en valor y el 3,5 % en volumen. No obstante,
ese descenso no fue suficiente para compensar la contracción del
valor de las exportaciones (Banco Central del Ecuador, 2015; CE-
PAL, 2015; COMEX,2016), para frena la salida de dólares del país
se optó por aplicar política comercial ,que ayude a la estabilización
de la balanza comercial, esto se logró mediante la resolución nº116
de partidas arancelarias a un total de 2.964 productos, cuyas tasas
iban entre el 5 % y el 45 % las cuales redujeron las importaciones
de bienes suntuarios en un 34 % con respecto al 2015 estas fueron
aplicadas de manera temporal durante 15 meses avilés y se exten-
dieron por el terremoto ocurrido el 16 de Abril de 2016.
Existen variedad de documentación que explica los mecanis-
mos y lineamientos mediante los cuales relacionan las variables de
la función teórica de importaciones de Blanchard, Amighini y Gia-
vazzi (2012). En primer lugar algunas parten de que los efectos del
tipo de cambio sobre el volumen de importaciones a largo plazo son
volátiles es decir pueden tener una influencia positiva y estadística-
mente significativa, concluyendo que las políticas que el gobierno
aplique debe ir de la mano con el ingreso real, los precios mundia-
les de los productos básicos y la volatilidad del mercado cambiario
(Kim, 2017). Además se evidencia que la elasticidad ingreso es esta-
dísticamente significativa, mientras que la elasticidad precio no es
estadísticamente significativa, debido relativamente al alto valor de
la elasticidad renta, el estudio sugiere que la importación del pro-
ducto (bien normal) de estudio responde mejor a los cambios en el
nivel de ingresos. Los resultados empíricos indican que una explica-
ción plausible, de por qué la elasticidad-ingreso de la demanda de
importaciones aumenta, es por el nivel del PIB per cápita (Lo, Saw-
yer y Sprinkle, 2007; Ozturk y Arisoy, 2016). Además utilizando téc-
nicas dinámicas de datos de panel Santos (2002) encontró que las
elasticidades del ingreso y del precio son más altas como resultado
de la reforma de la política comercial.
El principal objetivo de nuestro trabajo es determinar si los
cambios en las importaciones se deben a las fluctuaciones del ingre-
so (PIB) y del tipo de cambio (TC) a lo largo del tiempo, usando eco-
nometría de datos de series de tiempo. Para llegar, al cumplimiento
del objetivo procedimos a la verificación de la estacionariedad de las
variables con el test de Dickey y Fuller Aumentada (1979). Los resul-
tados muestran que las series de tiempo son de un solo retraso por
lo que procedimos a estimar con primeras diferencias. A las estima-
ciones se agregó una variables dummy la cual capturo la inestabili-
dad de la política comercial de salvaguardias, su presencia es notoria
para medir el ajuste del modelo. Mediante el test de cointegración
Johansen (1995) se encontró una relación de largo plazo con al me-
nos 3 vectores de cointegración entre las variables, según el estadís-
tico VEC no se encontró una relación de equilibrio a corto plazo, lo
que implica que las importaciones no son sensibles a los cambios del
PIB y del tipo de cambio. Además, se encontró causalidad bidireccio-
nal de Granger (1988) del tipo de cambio con las importaciones y el
PIB, finalmente según gráficos impulso-respuesta se comprobó, el
impulso del tipo de cambio en las importaciones y el PIB. Nuestra in-
vestigación, resulta de vital importancia para futuros investigadores
en la evaluación de políticas fiscales, económicas, comerciales, etc.;
de una forma más estructural y recogiendo una muestra amplia para
una estimación con estadísticos más aproximados a la realidad local.
Desde nuestra perspectiva, nuestros hallazgos son de gran relevan-
cia por al menos dos aspectos. Primero, evidenciamos una relación
con datos actuales y una serie de datos amplia. Segundo, nuestros
hallazgos incorporan una metodología robusta que evita correlacio-
nes espurias, por lo cual nuestros resultados sirven ampliamente pa-
ra la política pública macroeconómica.
En lo formal, el documento tiene cinco apartados, incluyendo
la introducción. El primero, incluye la revisión teórica de las vincu-
laciones con la función teórica y la empírica. El segundo, presenta
el análisis de las estadísticas básicas, contiene los datos, la meto-
dología al igual que las variables y la medición utilizada en la inves-
tigación. El tercer apartado, muestra los resultados obtenidos y fi-
nalmente, la cuarta parte presenta las conclusiones generales de la
estimación del modelo econométrico.
2|REVISIÓN DE LITERATURA PRE-
VIA
La función de importaciones planteada por Blanchard, Amighi-
ni y Giavazzi (2012) es el punto de partida para la estimación de
la problemática. El planteamiento del modelo se lo realiza median-
te el tipo vector auto regresivo (VAR), en donde se calcula el es-
tadístico VEC para la corrección del error (Sims, 1980), el test de
Johansen (1995), la causalidad de Granger (1988) y las funciones
impulso-respuesta (efecto gráfico), este procedimiento busca cono-
cer el comportamiento de las variables importaciones ante las va-
riaciones del ingreso (PIB) y el tipo de cambio (TC), a largo y corto
plazo. La política comercial en Ecuador se evalúa mediante la utili-
zación de la función de importaciones, en el cual se especifica que
las importaciones están en función del ingreso (PIB) y del tipo de
cambio real (TC), las importaciones tiene una relación positiva con
las dos variables antes mencionadas, es decir, que un aumento de la
renta, incrementa la demanda nacional y por tanto aumentan las im-
portaciones, mientras que el tipo de cambio cuánto más caros son
los bienes nacionales con respecto a los extranjeros, mayor es la de-
20
Comportamiento de la función de importaciones en Ecuador .....
Vol.9-N°2, Julio - Diciembre 2021
p-ISSN:2602-8204 |e-ISSN 2737-6257
manda nacional de los bienes extranjeros y por tanto el tipo de cam-
bio real causa un aumento de las importaciones (Blanchard, Amighi-
ni y Giavazzi, 2012).
Existe evidencia relevante en donde se implementa políticas
para frenar el déficit de las diferentes economías. Un análisis em-
pírico de los factores que contribuyeron a la ampliación sin prece-
dentes del déficit externo de Estados Unidos entre 1980 y 1986. Se
estimó que los cambios en la política fiscal de Estados Unidos y el
exterior podrían representar más de la mitad de la ampliación del
déficit, pero sólo una parte del aumento del dólar. Se consideran va-
rias explicaciones posibles y se concluyó que el retraso puede ser
atribuido en gran medida a los retrasos normales en la respuesta de
los precios y volúmenes comerciales a las variaciones de los tipos de
cambio. Además, el déficit real de las exportaciones netas se habría
ampliado considerablemente en ausencia de la depreciación (Helkie
y Hooper, 1987). Para el caso de Chile se encontró que puede bene-
ficiarse de su participación sólo si reduce su tarifa externa a entre
6 % y 8 %. Concluyo que las reformas complementarias de la política
fiscal interna son cruciales (Harrinson y Rutherford, 1997). Algunas
políticas no afectan a corto plazo, pero si lo hacen a un largo plazo,
por ejemplo en Bolivia a corto plazo las exportaciones y las importa-
ciones son inelásticas al tipo de cambio, por lo que el papel de la po-
lítica cambiaría sería marginal para corregir el déficit comercial. Sin
embargo, en el largo plazo, la condición Marshall-Lerner se cumple,
por lo que la política cambiaría sería relevante para contribuir a co-
rregir los desequilibrios comerciales (Tellería, 2000; Laubach, 2009).
La evidencia sobre el déficit en países desarrollados, y en vías
de desarrollo; continua con un estudio sobre las tasas de interés y el
mercado de valores de los Estados Unidos de 1960 a 2006. Donde
los resultados sugieren que el déficit presupuestario impacta negati-
vamente en la rentabilidad de las acciones. Un análisis más detallado
muestra una mayor sensibilidad de los rendimientos de las acciones
de los impuestos corporativos que del gasto público. Se muestra que
aunque los impuestos son relevantes para los beneficios corporati-
vos en el corto plazo, los déficits presupuestarios son importantes
para el mercado de valores a largo plazo. Algunas economías sugie-
ren que es posible que se necesite reformar el régimen de metas
de inflación para reducir las tasas de interés reales, liberalizando la
planificación del uso de la tierra para .atraer"la inversión residencial
(Laopodis, 2012; Crafts, 2013). En muchos países federales, los go-
biernos locales tienen grandes déficit. Los resultados no muestran
que las alineaciones partidistas de los gobiernos y los supervisores
impulsan déficits a corto plazo. En cambio, se encontró que la ideo-
logía de los gobiernos partidistas y los supervisores son importan-
tes: los gobiernos locales de izquierda tienen déficits más altos que
sus homólogos de la derecha; los supervisores de izquierda toleran
mayores déficits que los supervisores de derecha (Roesel, 2016).
La evidencia empírica que sustenta la presente investigación se
divide en cuatro grupos el primero se refiere a trabajos realizados to-
mando en cuenta una estructura VAR. Ballabriga (1991), en su estu-
dio toma en consideración dos aplicaciones importantes. La prime-
ra consiste en medidas para la construcción de funciones impulso-
respuesta. La segunda aplicación consiste en la descomposición de
la varianza del error de predicción para detectar los factores aso-
ciados a cada perturbación. Ambos usos tienen como objetivo re-
conocer las interacciones dinámicas que caracterizan al sistema de
ecuaciones estimado. Quintero (2015), estima mediante un modelo
VAR estructural con similares variables, encontrando que en México
y Perú los impactos son significativamente mayores. Los resultados
obtenidos muestran una mayor importancia relativa en todos los paí-
ses del canal de tasa de interés. El canal de tasa de cambio muestra
ser importante principalmente en México, mientras que los canales
asociados a la visión del crédito son relevantes principalmente en
Perú. Finalmente Zhang, Kuuluvainen, Gao y Yang ( 2017) estima
las elasticidades de la demanda de importación, considerando co-
mo resultado una posible endogeneidad de precios debido a la gran
participación de China en el mercado internacional.
El segundo grupo hace referencia a investigaciones con resulta-
dos positivos de la función de importaciones con sus variables inde-
pendientes; Ozturk y Arisoy (2016) en su trabajo una estimación de
la demanda de importación de petróleo crudo encontró resultados
empíricos que indican que la elasticidad ingreso es estadísticamente
significativa, mientras que la elasticidad precio no es estadísticamen-
te significativa. Al igual Lo, Sawyer y Sprinkle (2007) en su análisis
presento resultados iguales. Otros autores difieren lo contrario, Kim
(2017) afirma que los resultados de los efectos del tipo de cambio
sobre el volumen de importaciones en Corea a largo plazo tienen
una influencia positiva y estadísticamente significativa, concluyen-
do que la política del gobierno debe ir de la mano con el ingreso
real, los precios mundiales de los productos básicos y la volatilidad
del mercado cambiario.
El tercer grupo hace referencia a investigaciones que toman
en cuenta una variable de estudio en relación con la función de im-
portaciones Blanchard (2012); Kaldor (1934) aporta al tema desde
otro enfoque pero manteniendo resultados positivos en relación al
tipo de cambio. Arriaga y Landa (2016) verificaron que los volúme-
nes de exportaciones e importaciones son suficientemente elásti-
cos respecto al tipo de cambio real, así, en el largo plazo, una de-
preciación del tipo de cambio real mejora la posición de la balanza
comercial. Erehova y Ershov (2015); Devereux, Dong, Wei, Tomlin y
Ben (2016); Batavia y Nandakuma (2017) hacen referencia a las po-
líticas que se debe aplicar a las importaciones sobre todo teniendo
en cuenta la volatilidad del tipo de cambio. Habib, Mileva y Stracca
(2017) descubrieron que una apreciación real (depreciación) reduce
(aumenta) significativamente el crecimiento real anual del PIB, más
que en estimaciones previas en la literatura. Sin embargo, nuestros
resultados confirman este efecto sólo para los países en desarrollo.
Finalmente el cuarto grupo presenta investigaciones relaciona-
das con políticas arancelarias a las importaciones, Finger y Wonna-
count (1982), Sjoholm (1999),Tovar (2010), Beata y Javorci (2014)
Beshkar y Bond (2015), Sun y Niquidet (2015), Brandt y Morrow
( 2017), P. Mukherjee, V. Mukherjee y Das (2017), Rigby, Kemeny
y Cooke ( 2017), Espino y Giráldez ( 2016) Giansoldati y Gregori
(2017) y Imbruno (2016) estos trabajos plantean que el cumplimen-
to de las políticas comerciales que son impuestas por organismos in-
ternacionales, tienen efectos positivos y negativos, cada autor toma
a su conveniencia posible para tratar de explicar dichos resultados
obtenidos. Tal es el caso de los países desarrollados del contienen
asiático que realizan estudios sobre productos básicos, mientras que
USA lo hace a productos industrializados. Además se encontró que
los países desarrollados aplican medidas arancelarias a productos
de demanda inelástica para no reducir su demanda agregada.
En consecuencia, las investigaciones aportaron generosamen-
te, a nuestro tema, enfocado principalmente en el cumplimento de
la política comercial, encontrado evidencia empírica, la misma que
contribuyen a la investigación, estudios basados en el modelo VAR,
para la corrección del error VEC, el test de cointegración de Johan-
sen (1995), la causalidad de Granger (1988) y las funciones impulso-
respuesta (gráficamente), muestran una relación de las variables de-
pendiente con las independientes en el tiempo. De la misma forma
hay una diversidad de estudios basados en la función de importa-
ciones cuya partida es la explicación, aplicación y estructura de las
misma obteniendo al menos una relación de las importaciones con
el ingreso (PIB) o el tipo de cambio.
3|DATOS Y METODOLOGÍA
3.1 |Datos
Esta sección presenta el origen de los datos y la estrategia eco-
nométrica utilizada. En la evaluación del contexto planteado utiliza-
21
Armijos Y.& Ludeña X.
Vol.9-N°2, Julio - Diciembre 2021
p-ISSN:2602-8204 |e-ISSN 2737-6257
mos datos de series de tiempo trimestrales obtenida del Banco Cen-
tral del Ecuador, en el periodo comprendido desde el primer trimes-
tre del 2002q1 hasta el cuarto trimestre del 2016q4. Las variables
que estructuran la función son: como dependiente las importacio-
nes (M), y como independientes el ingreso como una proxy utiliza-
mos el PIB y el tipo de cambio real (TC). Para la estimación del mo-
delo de series de tiempo incluimos una regresión normal con varia-
bles de control como el salario real y el costo del petróleo, además
se incluyó una variable dummy. Todas las variables antes menciona-
das están medidas en dólares estadounidenses por lo que son com-
parables entre sí. Con el fin de obtener estimadores consistentes,
incluimos rezagos tanto de las variables dependientes como a las in-
dependientes para capturar la dinámica temporal ya que, el efecto
del pib y tipo de cambio sobre las importaciones no ocurre de forma
rápida sino que tienen un periodo de tiempo.
Figura 1. Evolución de las variables utilizadas en el modelo econométrico
Conjuntamente, dividimos la estrategia econométrica en eta-
pas en donde no se toma en consideración a las variables de control.
Primero, mediante la prueba de la raíz unitaria de Dickey y Fuller
Aumentada (1979), donde todas las series son integradas de orden
I (1), fue necesario la obtención de las primeras diferencias. Segun-
do, aplicamos el test de Johansen (1995), con el cual verificamos la
existencia de vectores de cointegración, buscando una relación de
equilibrio a largo plazo. Al igual estimamos el estadístico de correc-
ción de error VEC para el equilibrio a corto plazo. También, aplica-
mos el test de causalidad de Granger (1988) sobre la base de mode-
los de corrección de errores (Engle y Granger, 1987) y verificamos
la existencia de causalidad entre las variables. Y finalmente obtu-
vimos gráficos impulso-respuesta, para observar la relación de las
variables independientes con la dependiente.
Figura 2. Comportamiento de las variables en primeras diferencias
22
Comportamiento de la función de importaciones en Ecuador .....
Vol.9-N°2, Julio - Diciembre 2021
p-ISSN:2602-8204 |e-ISSN 2737-6257
Como punto de partida y previo al análisis econométrico, reali-
zamos un análisis descriptivo y de correlación de las variables. En la
Figura 1 examinamos la relación de las variables de la función de im-
portaciones con el tiempo, comprendida como horizonte temporal
el periodo correspondiente entre el primer trimestre del 2002 y el
cuarto trimestre del 2016. Observamos una tendencia creciente en
el largo plazo, es decir, su media no es constante y su variabilidad
es diferente en los periodos, por lo que las variables de la función
de importaciones (PIB y tipo de cambio) de Blanchard, Amighini y
Giavazzi (2012) no son estacionarias.
Detalladamente observamos que las importaciones a largo pla-
zo aumentan teniendo algunas fluctuaciones en su recorrido debido
a percances económicos del país, de la misma forma encontramos
que el ingreso (PIB), no presenta declinaciones considerables en su
curva, por lo que la producción de bienes y servicios va en aumento
debido al crecimiento de la población, además se considera al PIB
un componente crucial para una economía, ya que un aumento del
mismo refleja un aumento de la actividad económica. Si la actividad
económica repunta, significa que el desempleo tiende a reducirse
y que la renta per cápita aumenta. Esto a su vez redunda en el cre-
cimiento económico, ya que los agentes económicos se inclinarán
más a gastar en lugar de ahorrar. Además, tras un aumento del PIB,
los ingresos fiscales del Estado tienden a elevarse, puesto que éste
recauda más impuestos y, por tanto, el Estado puede destinar esas
cantidades a partidas de gasto. Finalmente en consideración con el
tipo de cambio observamos fluctuaciones debido a que el país tiene
una economía abierta.
En la Figura 2 examinamos que al obtener la primera diferen-
cia de las variables y realizar el test de Dickey y Fuller Aumentado
(1979), todas se vuelven series no estacionarias, es decir, todas las
variables tienen una media que varía con el tiempo y una varianza
que cambia con el tiempo en algunos casos puede variar media y va-
rianza. Este proceso elimina el posible efecto tendencial del PIB y el
tipo de cambio real en las importaciones. Esto implica que tienen un
orden de integración I (1), que muestra que el modelo econométrico
necesita un solo rezago para su corrección. Los resultados gráficos
de la Figura 2 confirman lo obtenido mediante el test de Dickey-
Fuller Aumentado (1979) y conforman las pruebas realizadas por
Sims (1980), el cual contrasta los resultados de este intercepto y
tendencia. En primeras diferencias se corrigen la no estacionariedad
del ingreso (PIB) y de la tasa de crecimiento del producto.
La Tabla 1 muestra el cuadro resumen de las variables estima-
das en el modelo de las importaciones. El modelo cuenta con 60
observaciones trimestrales que van de los años 2002-2016, para
todas las variables. Se observa la media que representa en términos
generales el promedio del conjunto de observaciones las más altas
son las importaciones y el ingreso (PIB). La desviación estándar se
observa que todas las variables muestran valores menores a uno, re-
calcamos que las importaciones y el PIB tienen una mayor distancia
entre las observaciones y las media. Finalmente, se observa el valor
mínimo (Min) y el valor máximo (Max) que se refieren al valor más
bajo y el valor más alto que toman los datos respectivamente.
Tabla 1. Estadísticos descriptivas de las variables
Variables Obs. Media Des.est. Min Max
Log (M) 60 22,01 0,49 21,04 22,68
Log (PIB) 60 23,35 0,18 23,03 23,61
Log (TC) 60 4,55 0,50 4,44 4,67
Dummy 60 0,13 0,34 0,00 1,00
Log (CP) 60 3,95 0,52 2,80 4,66
Log (SR) 60 5,73 0,23 5,35 6,14
3.2 |Metodología
Para medir los efectos, de política comercial en el Ecuador uti-
lizamos la función de importaciones de Blanchard, Amighini y Gia-
vazzi (2012), donde se especifica que las importaciones están en
función del ingreso (PIB) y del tipo de cambio real (TC).
Mt=M(Yt,T Ct)(1)
En la Ecuación (1) Mt representa las importaciones, Yt, el in-
greso (PIB), y T Ctel tipo de cambio. El subíndice t= 2002, . . . , 2016
indica el tiempo, en este caso, los datos presenta un horizonte tem-
poral en trimestres. En la Ecuación (2) se observa más detallada la
función con logaritmos en las importaciones l o g Mtcomo variable
independiente, el ingreso nacional l og (Yt), y el l o g (T Ct)tipo de
cambio como variables independientes. Además agregamos varia-
bles de control (salarios y precios del petroleo), y la variable dummy
que captura la implementación de las políticas de las salvaguardias,
la cual toma el valor de cero desde el primer periodo del 2002 (antes
de la implementación de las salvaguardias) y valor de uno a partir del
primer periodo del 2015 hasta el cuarto trimestre del 2016 (tiempo
que se impusieron las medidas de las salvaguardias) y finalmente Ut
que es el término de error estocástico.
Log (M)t=β0+β1Log (Yt) + β2Log (T Ct) + β3Dummy +β4Zt+Ut
(2)
Con el fin de examinar los efectos, de política comercial en el
Ecuador se utilizó un modelo VAR con las variables de la función de
importaciones. Esta metodología en macroeconomía es utilizada pa-
ra describir datos macroeconómicos y a su vez, realizar inferencias
causales y proporcionar asesoramiento sobre políticas. La función
no presento complejidad al momento de obtener los datos, para la
verificación de la hipótesis y la respuesta de la pregunta expuesta
inicialmente en el modelo. A continuación, presentamos las ecuacio-
nes (3), (4) y (5) que equivale a un modelo VAR, donde se asume que
cada variable está en función de sus propios rezagos. El objetivo en
esta fase es determinar si los cambios en las importaciones se de-
ben a las fluctuaciones del ingreso, (PIB) y tipo de cambio (TC) a lo
largo del tiempo.
23
Armijos Y. & Ludeña X.
Vol.9-N°2, Julio - Diciembre 2021
p-ISSN:2602-8204 |e-ISSN 2737-6257
△l og (Mt)=α0+α1
n
Õ
i=0
△l og (Mt−i) + α2
n
Õ
i=0
△l og (Yt−i)
+α3
n
Õ
i=0
△l og (T Ct−i) + δ1
△l og (Yt)=α4+α5
n
Õ
i=0
△l og (Yt−i) + α6
n
Õ
i=0
△l og (Yt−i)
+α7
n
Õ
i=0
△l og (T Ct−i) + δ2
△l og (T Ct)=α8+α9
n
Õ
i=0
△l og (T Ct−i) + α10
n
Õ
i=0
△l og (Yt−i)
+α11
n
Õ
i=0
△l og (T Ct−i) + δ3
(3)
Donde △es el operador de primeras diferencias. La longitud de
los retrasos aptos para el modelo se define con el criterio de infor-
mación de Akaike (1974), para la reproducción del modelo VAR se
verifico la existencia de cointegración entre el logaritmo de las pri-
meras diferencias de las importaciones, el ingreso (PIB), el tipo de
cambio (TC), y se obtiene el término de error de equilibrio δi. Como
sugiere Azlina y Mustapha (2012), este vector se puede utilizar para
estimar un modelo de corrección de error (ECM) para determinar la
existencia de equilibrio de corto plazo (Engle y Granger, 1987) entre
las tres variables y la variable dummy de la estabilidad de las políti-
cas comerciales. La significación estadística del parámetro asociado
con el error de equilibrio incorporado en el ET Ct−1indica el meca-
nismo de corrección que devuelve a las variables de equilibrio en
el corto plazo (Alvarado y Toledo, 2016). El modelo ECM planteado
esta expresado en la siguiente ecuación:
△l og (Mt)=α0+α1
n
Õ
i=0
△l og (Mt−i) + α2
n
Õ
i=0
△l og (Yt−i)
+α3
n
Õ
i=0
△l og (T Ct−i) + δ1ET C t −1
△l og (Yt)=α4+α5
n
Õ
i=0
△l og (Yt−i) + α6
n
Õ
i=0
△l og (Yt−i)
+α7
n
Õ
i=0
△l og (T Ct−i) + δ2ET C t −1
△l og (T Ct)=α8+α9
n
Õ
i=0
△l og (T Ct−i) + α10
n
Õ
i=0
△l og (Yt−i)
+α11
n
Õ
i=0
△l og (T Ct−i) + δ3ET C t −1
(4)
El test de cointegración aplicado a las ecuaciones 3-5 y el test
de corrección de error aplicado a las ecuaciones 6-8 incluye la va-
riable dummy que captura el cambio antes y después de la política
comercial. En las ecuaciones 3-5, se aplica el test de causalidad de
Granger (1988) para determinar la dirección de causalidad entre las
tres variables. Mediante la estimación de la función de importacio-
nes de Blanchard, Amighini y Giavazzi (2012) se realiza los gráficos
impulso respuesta que indican el comportamiento de las variables
endógenas de importaciones, ingreso, y el tipo de cambio frente a
un shock estructural inicial en alguna de ellas.
Los modelos VAR muestran la divergencia en las consecuen-
cias de la política monetaria de distintas economías. Ballabriga
(1991), Sims (1992), Pavel (2008) y Quintero (2015) mediante un
modelo VAR buscan comparar el efecto de un choque de política
monetaria sobre la actividad económica en 5 países de América La-
tina que más tiempo llevan operando bajo el esquema de inflación
objetivo: Chile, Brasil, Colombia, Perú y México. Para cada país se
estima un modelo VAR estructural con similares variables, encon-
trando que en México y Perú los impactos son significativamente
mayores. Zhang, Kuuluvainen, Gao y Yang (2017) estima las elasti-
cidades de la demanda de importación mediante un modelo VAR
y VEC considerando la posible endogeneidad de precios debido a
la gran participación de China en el mercado internacional de tro-
zas y la ruptura estructural causada por la crisis financiera mundial
en 2008. Esta conjetura se apoya en nuestras simulaciones, que in-
dican que, para 2020, la tasa de crecimiento de la importación de
troncos de China será menor que en el pasado y el volumen de las
importaciones sería aproximadamente 1,6 veces mayor que las im-
portaciones en 2013.
4|DISCUSIÓN DE RESULTADOS
La Tabla 2 muestra los resultados de la estimación de 3 mode-
los con la función de importaciones de Blanchard, Amighini y Gia-
vazzi (2012), los modelos se encuentran con las respectivas pruebas
de corrección, incluimos una variable dummy y variables de control.
Específicamente en el modelo M1, estimamos la función de importa-
ciones por medio de una regresión normal, verificamos que las dos
variables son estadísticamente significativas, con una elasticidad de
0,89 % de las importaciones. El modelo M2, muestra los resultados
de la estimación de la Ecuación (2) sin variables de control, la elas-
ticidad de las importaciones es del 0,98 %, donde las variables de
la función son positivas y estadísticamente significativas, la dummy
es negativa y estadísticamente significativa es decir que un varia-
ción en dicha variable provoca una alteración en las importaciones.
Mediante pruebas realizamos la corrección del modelo por medio
de un rezago de primer orden en las importaciones que nos expli-
ca que en el periodo (t-1) el rezago es positivo y estadísticamente
significativo.
El modelo M3, muestra los resultados de la estimación de la
Ecuación (2), con variables de control. La elasticidad de las impor-
taciones aumentaron en un 0,01 % en comparación con el modelo
M2, en el caso de las variables independientes el PIB es positivo y
estadísticamente significativo excepto el tipo de cambio debido a
su volatilidad, la dummy es negativa y no es estadísticamente signi-
ficativa, pero influye en las importaciones, las variables de control
como los precios del petróleo y los salarios son positivos y estadísti-
camente significativos es decir que una variación en estas variables
provoca un aumento de las importaciones. La corrección del mode-
lo se llevó a cabo mediante un rezago en la variable dependiente
importaciones, el cual muestra que en el periodo (t-1) el rezago es
positivo y estadísticamente significativo.
Los resultados explicados en la Tabla 2 son comparables con el
trabajo de Santos (2002), que mediante técnicas dinámicas de da-
tos de panel examino que las elasticidades del ingreso y del tipo de
cambio son más altas como resultado de la reforma de la política co-
mercial, esto se comprueba con lo expuesto teniendo un aumento
la elasticidad de las importaciones. Los resultados empíricos indican
que una explicación plausible de por qué la elasticidad-ingreso de
la demanda de importaciones aumenta es por el nivel del PIB per
cápita (Lo, Sawyer y Sprinkle, 2007). Existe variedad de evidencia
empica que no va de acuerdo con los resultados obtenidos por Blan-
chard, Amighini y Giavazzi (2012) resaltando que el tipo de cambio
24
Comportamiento de la función de importaciones en Ecuador .....
Vol.9-N°2, Julio - Diciembre 2021
p-ISSN:2602-8204 |e-ISSN 2737-6257
es volátil y que puede tener fluctuaciones en el tiempo teniendo
en algunos casos un tipo de cambio negativo, concluyendo que la
política del gobierno debe ir de la mano con el ingreso real, los pre-
cios mundiales de los productos básicos y la volatilidad del mercado
cambiario (Ozturk y Arisoy, 2016).
Tabla 2. Importaciones en Ecuador, con una variable dummy y variables de control
M1 M2 M3
Log(PIB) 2,82*** 1,14*** 0,46*
(21,18) (4,54) (2,05)
Log (Tipo de cambio) 2,68*** 0,93*** 0,12
(5,56) (3,68) (0,48)
Dummy -0,19*** -0,02
(-3,69) (-0,36)
M(t-1) 0,63*** 0,56***
(8,07) (9,09)
Log(Costo petroleo) 0,23***
(5,65)
Log (salario real) 0,19**
(3,12)
Constant -56,12*** -22,55*** -3,48
(-12,37) (-4,89) (-0,75)
Observations 60 59 59
Adjusted R2 0,89 0,98 0,99
Nota:t statistics in parentheses * p <0.05, ** p <0.01, *** p <0.001
Mediante la aplicación de variables de control en el modelo M3,
encontramos que las variables independientes disminuyen su inci-
dencia en las importaciones, en algunos casos perdiendo su signi-
ficancia tal es el caso del TC y la dummy. En cambio las variables
de control; precios del petróleo, muestran resultados positivos y sig-
nificativos, las respuestas de las importaciones de mercancías a los
shocks de los precios del petróleo son más modestas y persisten sólo
unos pocos meses Sotoudeh y Worthington (2016) demostró que la
relación con los salarios reales presenta una relación positiva y esta-
dísticamente significativa con las importaciones. Estos resultados son
similares a los encontrados por Alarcon ( 2014) afirma que la separa-
ción entre el análisis de la evolución de los salarios reales y la balanza
de pagos tiene su explicación en el enfoque macroeconómico neoclá-
sico donde dicha vinculación es remota e indirecta. Los salarios son
parte de la demanda agregada y, al crecer éstos, las importaciones
aumentan, por lo que se deterioraría la balanza en cuenta corriente y
la balanza de pagos.
Tabla 3. Prueba de Dickey y Fuller
Niveles Primeras diferencias I(q)
Valor calculado Valor crítico Valor calculado Valor crítico
1 % 5 % 10 % 1 % 5 % 10 %
Log(M) -2,03 -3,57 -2,92 -2,60 -6,39 -3,57 -2,92 -2,60 I(1)
Log(PIB) -1,74 -3,57 -2,92 -2,60 -4,92 -3,57 -2,92 -2,60 I(1)
Log(TC) - 1,64 -3,57 -2,92 -2,60 - 5,66 -3,57 -2,92 -2,60 I(1)
La Tabla 3 muestra los resultados de la prueba de Dickey y Fuller
Aumentada (1979) de las tres variables, en niveles como en primeras
diferencias. Cuando comparamos el valor calculado y valores críticos,
respectivamente, se concluye que en primeras diferencias, las series
pierden el efecto tendencial. Los resultados presentados en la Tabla 3
muestran que las variables tienen raíz unitaria cuando está expresada
25
Armijos Y. & Ludeña X.
Vol.9-N°2, Julio - Diciembre 2021
p-ISSN:2602-8204 |e-ISSN 2737-6257
en niveles pero son series no estacionarias en primeras diferencias, lo
que indican que son series integradas de orden uno I(1). Este proce-
so, es necesario cuando el objetivo es buscar la relación de equilibrio
entre las variables ya sea en el corto o en el largo plazo.
Para verificar la relación de equilibrio de largo plazo entre las
importaciones, ingreso (PIB), el tipo de cambio (TC) y la dummy de
la inestabilidad de las políticas comerciales descritas en la introduc-
ción, aplicamos la prueba de cointegración de Johansen (1995) en la
Tabla 3 determinamos la existencia de cointegración de las variables.
En consecuencia, la prueba de cointegración se aplica a las prime-
ras diferencias de los logaritmos de las tres variables. El criterio de
información Akaike (1974) denominado AIC, indica que el número
óptimos de rezagos es uno. La prueba de máximo valor del modelo
VAR formalizado en las ecuaciones 3-5, muestran que existe cointe-
gración de las variables, incluida la dummy que refleja el cambio en
las políticas comerciales en el primer trimestres del 2015. Estos re-
sultados indican que hay una fuerte asociación a largo plazo entre las
variables.
Tabla 4. Resultados del test de cointegracion de Johansen
Máximo Grado Parms LL Valor propio Estadísticas 5 % valor crítico
0 20 396,61 - 96,61 47,21
1 27 418,00 0,528 53,81 29,68
2 32 434,24 0,434 21,34 15,41
3 35 444,82 0,310 0,18* 3,76
4 36 444,91 0,003 - -
Los resultados obtenidos indican la existencia de al menos 3 vec-
tores de cointegración entre las tres variables. Esto implica que las
tres variables tienen una relación de equilibrio de largo plazo cuan-
do se incluye la dummy de las políticas comerciales. Estos resultados
son consistentes con estudios de Wooldridge (2009), Enders (1995)
y Pulido (2001). Además, son consistentes con el marco teórico uti-
lizado, a saber, del modelo de Blanchard, Amighini y Giavazzi (2012).
Los gráficos de la Figura 1 ofrecen una explicación ilustrativa de los
resultados obtenidos: cuando aumenta el pib, también aumenta las
importaciones, y viceversa. En la explicación del tipo de cambio po-
demos decir que este presenta volatilidad debido a que Ecuador tiene
una economía abierta.
La Tabla 4 muestra los resultados para el modelo de corrección
de error (VEC) estimado con el fin de verificar la existencia de un
equilibrio de corto plazo. Como fue planteado en la estrategia meto-
dológica, el coeficiente asociado el ECT rezagado no es estadística-
mente significativo. Esto nos dice que el resultado del test no sugiere
la existencia de un equilibrio de corto plazo, lo que implica que las
importaciones no son sensibles a los cambios del PIB y del tipo de
cambio (TC). Dado que la probabilidad del parámetro asociado a la
ECT no es estadísticamente significativa se concluye que no existe
equilibrio de corto plazo.
Tabla 5. Resultados del modelo de Corrección de error VEC
Beta Coeficiente Error z P>|z| [95 % Conf. Intervalo]
Importaciones 1,00 - - - - -
PIB -2,92 4,17 -0,70 0,48 -11,09 -5,24
TC 0,11 1,89 -0,06 0,95 -3, 59 -3,83
Dummy 0,05 0,13 -0,38 0,70 -0,22 0,32
ECT(t-1) -1,00 0,51 -1,95 0,05 -2,00 0,01
Constante 0,01 - - - - -
Los resultados obtenidos en esta estimación se comprueban con
un estudio de la volatilidad del tipo de cambio en las importaciones
(Kim, 2017). Para completar el estudio procedimos a la realización
del test de causalidad de Granger (1988), para la función de importa-
ciones de Blanchard, Amighini y Giavazzi (2012), se encontró datos
relevantes, según Balacco (1986) una variable x causa otra variable
y, si el conocimiento de los valores pasados de x permitieron un me-
jor pronóstico de yt que el obtenido con un conjunto de información
determinado (incluyendo valores pasados de yt), un rasgo importan-
te de esta definición es que es susceptible de contrastación empírica.
Los resultados del test de causalidad en el sentido Granger indican
que existe una relación causal bidireccional entre el tipo de cambio
26
Comportamiento de la función de importaciones en Ecuador .....
Vol.9-N°2, Julio - Diciembre 2021
p-ISSN:2602-8204 |e-ISSN 2737-6257
y las importaciones (T Ct−→ Mt), y entre el tipo de cambio y el PIB
(T Ct−→ Yt). Estos resultados sugieren que una apreciación del tipo
de cambio encarece la producción nacional y se pierde competitiva
al momento de comercializar con otros países, provocando una baja
en la producción.
La Figura 3 muestra el impulso-respuesta de las variables de la
función de importaciones para Ecuador en los primeros 10 periodos
trimestrales. En el eje horizontal de cada gráfico están las unidades
de tiempo en las que se estima su VAR, en este caso trimestres; por
lo tanto, el gráfico de impulso-respuesta muestra el efecto de un cho-
que en un período de 10 trimestres. El eje vertical está en unidades
de las variables en el VAR; En este caso, todo se mide en puntos por-
centuales, por lo que las unidades verticales en todos los paneles son
cambios en punto porcentual. El primer grafico muestra el efecto de
un impulso de la variable PIB y una respuesta de las importaciones,
observamos que un impulso aproximado de 0,026 %, produce una
respuesta de 0,003 puntos porcentuales, se concluye que el PIB in-
fluye en pequeña magnitud sobre las importaciones en los primeros,
esto debe por que el PIB es el determinante de la riqueza de un país,
si la demanda agregada se desplaza hacia la izquierda el PIB tenderá a
decrecer, las tasas de desempleo se elevarán, y la renta disponible en
manos de los individuos se reduce, causando que las importaciones
se reduzcan.
El segundo gráfico muestra el impulso-respuesta del tipo de
cambio en relación al PIB, tenemos que un impulso de 0,0052 pun-
tos porcentuales de parte del tipo de cambio produce una respuesta
aproximada de 0,003 puntos porcentuales del PIB, el tipo de cambio
causa al PIB, es decir que cualquier cambio en el tipo de cambio pro-
ducirá un cambio en el PIB. El tercer gráfico muestra un efecto con-
siderablemente mayor, teniendo como impulso el tipo de cambio y
como variable de respuesta las importaciones; un impulso del tipo de
cambio real de 0,062 puntos porcentuales genera una respuesta de
las importaciones considerable respondiendo de 0,042 puntos por-
centuales. El tipo de cambio en el caso de Ecuador representa una
variable preponderante porque debido a su volatilidad, puede ajus-
tar o reajustar la economía, esto mediante la aplicación de políticas
comerciales cuyo objetivo principal es salvaguardar y proteger la de-
manda agregada y perdurar el crecimiento en el país, dejando de lado
el déficit comercial.
Figura 3. Impulso-respuesta de la función de importaciones (con primeras diferencias)
Los resultados encontrados se pueden comparar con los traba-
jos de Domínguez, Ullíbarri y Zabaleta (2010) en un modelo VAR apli-
cado al empleo encontró que las funciones impulso-respuesta las po-
líticas más favorables al crecimiento del empleo son la reducción de
jornada y la expansión de la producción. Además de esto existen tra-
bajos que relacionan las importaciones con las variables PIB y tipo
de cambio. Varias investigaciones aportan resultados positivos de las
importaciones en relación al tipo de cambio Kaldor (1934), Arriaga y
Landa, (2016), Hung (2017) y Arriaga y Landa (2016) verificaron que
los volúmenes de exportaciones e importaciones son suficientemen-
27
Armijos Y. & Ludeña X.
Vol.9-N°2, Julio - Diciembre 2021
p-ISSN:2602-8204 |e-ISSN 2737-6257
te elásticos respecto al tipo de cambio real, es decir, que un cambio
en el TC genera fluctuaciones considerables en las importaciones.
En cuanto a la aplicación de políticas para el aumento de medi-
das arancelarias, algunos autores hacen énfasis; en que la protección
genera costes significativamente mayores, y que tales políticas deben
aplicarse sólo a los casos en que existe una solución interior, es decir,
que el país realmente lo necesite y esté dispuesto afrontar los cam-
bios estructurales (Finger y Wonnacount 1982; Sachs 1995) debido
a la volatilidad del tipo de cambio se aplican políticas encaminadas a
proteger la industria, en países desarrollados optan por aplicar aran-
celes a un solo producto. Además el tipo de cambio tiene influencia
en la competitividad exterior de la economía si admitimos que los pre-
cios están dados: una depreciación del tipo de cambio traería consigo
un aumento de la competitividad y una apreciación ocasionaría una
perdida, al menos a corto plazo (Wacziarg y Welch 2003; Maier 2006;
Blanchard 2009; Beshkar y Bond 2015; Cuadrado, Mancha, Villena,
Cesares, Gonzales Marin y Peinado 2010). En el análisis sobre una
devaluación interna puede equilibrar la balanza comercial se aduce
que si el gobierno quisiera limitar las importaciones lo que se debe-
ría de hacer es reducir los salarios en moneda extranjera, por lo que
una reducción generalizada de salarios (devaluación interna), tendría
el mismo efecto que una devaluación monetaria ya que en la prácti-
ca todos los salarios se fijan en moneda extranjera. Una devaluación
de la moneda también fomenta exportaciones, al igual una reducción
de salarios ya que abarata los costos de producción nacional y con
ello permite que las exportaciones crezcan, por lo que una devalua-
ción interna tiene conceptualmente hablando el mismo efecto que
una devaluación externa (Jaramillo, 2015).
5|CONCLUSIONES
Esta investigación analiza el efecto del ingreso (PIB) y tipo de
cambio (TC) en las importaciones de Ecuador durante el periodo
2002-2016, bajo el enfoque de la función de importaciones de Blan-
chard, Amighini y Giavazzi (2012). Mediante los análisis respectivos
de series de tiempo, primeramente se estimó tres modelos de regre-
sión, uno sin corregir, con corrección y otro con sus respectivas varia-
bles de control, en la Tabla 2, ubicada en la discusión de resultados
se observa que las elasticidades de las importaciones van en aumen-
to cuando se realiza la respectiva corrección del modelo, concluimos
que las importaciones dependen del ingreso y del tipo de cambio real,
esto se afirma con la evidencia empírica expuesta. En segundo lugar
mediante modelos de series de tiempo, comprobamos la inestabilidad
en las políticas comerciales, utilizando las técnicas de cointegración
de Johansen (1995), el estadístico de corrección de error VEC, la cau-
salidad de Granger (1988), y los gráficos impulso respuesta. Detalla-
damente encontramos una relación de equilibrio a largo plazo de las
variables PIB y tipo de cambio con las importaciones, fue necesario
agregar una variable dummy que capture el efecto de la inestabili-
dad de políticas comerciales para que exista relación de largo plazo.
Sin embargo, mediante el estadístico VEC no se encontró relación de
equilibrio a corto plazo de la función de estudio.
En la estimación de la causalidad de Granger (1988) encontra-
mos que el PIB y tipo de cambio influyen en las importaciones lo que
implica que hay una relación bidireccional entre el tipo de cambio y
las importaciones, y el tipo de cambio y el PIB. Finalmente, median-
te gráficos impulso-respuesta donde la variable tipo de cambio es el
impulso ocasiona una mayor respuesta en puntos porcentuales a las
variables importaciones y PIB. Para implicaciones de política es nece-
sario tener en cuenta la aplicación de medidas de proteccionismo a
la industria nacional tomando en cuenta que el tipo de cambio tiene
influencia en la competitividad exterior de la economía, por lo tan-
to una depreciación del tipo de cambio traería consigo un aumento
de la competitividad y una apreciación ocasionaría una perdida, al
menos a corto plazo. En la realización del presente estudio se encon-
traron varias condicionantes, por lo que el modelo VAR es muy com-
plejo al momento de interpretarlo debido a que la evidencia empírica
es abundante y compleja. Esta investigación no profundiza modelos
VAR estructural por lo que incentiva a futuros investigadores abordar
esta temática, de una forma más estructural y recogiendo una mues-
tra amplia para una estimación con estadísticos más aproximados a
la realidad local.
Referencias bibliográficas
[1] Akaike, H. (1974). A new look at the statistical model
identification. IEEE Transactions on Automatic Control,
19(6), 716-723.
[2] Alvarado, R., Toledo, E. (2016). Environmental degrada-
tion and economic growth: evidence for a developing
country. Environment, Development and Sustainability,
1-14.
[3] Alarco, F. (2014). Salarios reales, balanza de pagos y pro-
ducto potencial en América Latina, 1980-2011. Proble-
mas del desarrollo, 45(179), 65-90.
[4] Landa, D., Arriaga, R. (2017). Crecimiento, competitivi-
dad y restricción externa en América Latina. Investiga-
ción Económica, 76(300), 53-80.
[5] Azlina, A., Mustapha, N. H. (2012). Energy, economic
growth and pollutant emissions Nexus: The case of
Malaysia. Procedia-Social and Behavioral Sciences, 65,
1–7.
[6] Ballabriga, F.C. (1991). Déficit público y tipos de interés
en la economía española:¿ existe evidencia de causali-
dad?. Banco de España. Servicio de Estudios.
28
Comportamiento de la función de importaciones en Ecuador .....
Vol.9-N°2, Julio - Diciembre 2021
p-ISSN:2602-8204 |e-ISSN 2737-6257
[7] Banco Central del Ecuador (2017). Sistema de informa-
cion macroeconomica (SAP). Ecuador. Disponible en lí-
nea.
[8] Beata , B. S., Jarvoci, G. (2008). Differentiated products
and evasion of import tariffs. Journal of International
Economics, 76(2), 208-222.
[9] Beshkar, M., Bond, E. W. (2016). The escape clause in
trade agreements. Handbook of Commercial Policy, 1,
69-106.
[10] Blanchard, O., Amighini, A., Giavazzi, F. (2012). Macro-
economía, 4ta. Edición, Universidad de Alcalá de Hena-
res.
[11] Blanchard, O. (2009). International commercial and in-
vestment taxes. Fiscal Studies, 882-899
[12] Brandt, L., y M. Morrow, P. (2010). Tariffs and the orga-
nization of trade in China. Journal of International Eco-
nomics, 104, 85-103.
[13] Crafts, N. (2013). Returning to growth: policy lessons
from history. Fiscal Studies, 34(2), 255-282.
[14] Cuadrado, J., Mancha, T., Villena, J., Casares, J., Gonza-
les, M., Marin, J., Peinado, M., L. (2010). Política eco-
nómica. La política Economica en una economía abierta
(págs. 382-383). México: McGraw-Hill/interamericana
de España, s.l.
[15] Dickey, D. A., Fuller, W. A. (1979). Distribution of the
estimators for autoregressive time series with a unit
root. Journal of the American statistical association,
74(366a), 427-431.
[16] Devereux, M. B., Dong, W., Ben, T., Tomlin, B. (2016).
Importers and exporters in exchange rate pass-through
and currency invoicing. Journal of International Econo-
mics, 105, 187-204.
[17] Engle, R. F., Granger, C. W. (1987). Co-integration and
error correction: Representation estimation and testing.
Econometrica: Journal of the Econometric Society, 55,
251–276.
[18] Erehova, I., Ershov, A. (2015). Development of a Stra-
tegy of Import Substitution. Procedia Economics and Fi-
nance, 39, 620-624.
[19] Finger, P. Wonnacount, N. (1982). The effects of res-
trictions on imports from the United States: five case
studies and theory. Journal of International Economics,
197-198.
[20] Giansoldati, M., Gregori. T. (2017). A note on the es-
timation of import trade demand functions. Economics
Letters., 133-135.
[21] Giráldez, B., Espino, R. (2016). Mercado internacional,
mercado nacional: el bacalao en España en el primer ter-
cio del siglo XX. Investigaciones de Historia Económica
- Economic History Research.
[22] Granger, C. W. (1988). Causality, cointegration, and con-
trol. Journal of Economic Dynamics and Control, 12(2-
3), 551-559.
[23] Habib, M., Mileva E., Stracca, L. (2017). The real ex-
change rate and economic growth: revisiting the case
using external instruments. Journal of International Mo-
ney and Finance, 73, 386-398.
[24] Harrison, G. W., Rutherford, T. F., Tarr, D. G. (1997). Op-
ciones de politica comercial para Chile: Una evaluacion
cuantitativa. Cuadernos de Economía, 101-137.
[25] Helkie, W. L., Hooper, P. (1987). The US external deficit
in the 1980s: An empirical analysis (No. 304).
[26] Hung, C. (2017). Effects of foreign and domestic econo-
mic policy uncertainty shocks on South Korea. Journal
of Asian Economics, 51, 1-11.
[27] Imbruno, M. (2016). China and WTO liberalization: Im-
ports, tariffs and non-tariff barriers. China Economic Re-
view, 38, 222-237.
[28] Jaramillo, M. (2015). ¿Puede una devaluación interna
equilibrar la balanza comercial ecuatoriana?. Ecuanomi-
ca, 1-8.
[29] Kaldor, V. (1934). A classification note on the determi-
nability of the equilibrium. The review of economic stu-
dies, 1(2), 122-136.
[30] Kim, C. (2017). Does the volatility of the exchange rate
affect the volume of Korean beef imports?. The Asian
Journal Shipping and logistics, 7(2), 43-50.
[31] Maier, P. (2008). A Wave of Protectionism?. World Eco-
nomics, 9(2), 69-95.
[32] Laubach, T. (2009). New evidence on the interest rate
effects of budget deficits and debt. Journal of the Euro-
pean Economic Association, 7(4), 858-885.
[33] Laopodis, N. T. (2012). Dynamic Linkages among Bud-
get Deficits, Interest Rates and the Stock Market. Fiscal
Studies, 33(4), 547-570.
29
Vol.9-N°2, Julio - Diciembre 2021
p-ISSN:2602-8204 |e-ISSN 2737-6257
[34] Lo, M., Sawyer, W., Sprinkle, R.L. (2007). The link bet-
ween economic development and the income elasticity
of import demand. Journal of Policy Modeling, 29(1),
133-140.
[35] Niquidet K., Sun L. (2017). Elasticity of import demand
for wood pellets by the european union. Forest Policy
and Economics.
[36] Ozturk, I., Arisoy, I. (2016). An estimation of crude oil
import demand in Turkey: Evidence from time-varying
parameters approach. Energy Policy, 99, 174-179.
[37] Mukherjee, P., Mukherjee, V., Das, D. (2017). Estimating
elasticity of import demand for gold in India. Resources
Policy, 51, 183-193.
[38] Pavel, M. (2008). Política monetaria en Cuba. Estima-
cion de un modelo VAR estructural . Principios de Eco-
nomía, 7, 80-89.
[39] Rigby, B., Kemeny, G., Cooke, J. (2017). Plant exit and
US imports from low-wage countries. International Eco-
nomics, 149, 27-40.
[40] Roesel, F. (2016). The Political Economy of Fiscal Su-
pervision and Budget Deficits–Evidence from Germany.
Fiscal Studies.
[41] Sachs, J. D., Warner, A., Aslund, A. and Fischer, S. (1995),
Economic reform and the process of global integra-
tion, Brookings Papers on Economic Activity, 1995(1),
1–118.
[42] Santos, A. U. (2002). The effects of trade liberalization
on imports in selected developing countries. World De-
velopment, 30(6), 959-974.
[43] Sjoholm, F. (1999). Exports, imports and productivity: re-
sults from Indonesian establishment data. World Deve-
lopment, 27(4), 705-715.
[44] Sotoudeh, M. A., Worthington, A. C. (2016). Estima-
ting the effects of global oil market shocks on Austra-
lian merchandise trade. Economic Analysis and Policy,
50, 74-84.
[45] Sims, C.A. (1980). Macroeconomics and Reality. Econo-
metrica, 48, 1-48.
[46] Sims, C.A. (1992). Interpreting the Macroeconomic Ti-
me Series Facts: The Effects of Monetary Policy. Euro-
pean Economic Review, 36, 975-1011
[47] Quintero, A. (2015). Impacto de la politica Monetaria y
canales de Trasmicion en paises de America Latina con
esquema de inflacion objetivo. Politica Economica.
[48] Tellería, G. (2000). Tipo de cambio, exportaciones e im-
portaciones: el caso de la economía boliviana. Revista
de Análisis del Banco Central de Bolivia, 3, 7.
[49] Tovar, C. P. (2010). Trade liberalization, antidumping,
and safeguards: evidence from India’s tariff reform. Jour-
nal of Development Economics, 96(1), 115-125.
[50] Wacziarg, R. Welch, K. H. (2003). Trade liberalization
and growth: New evidence,NBER Working Paper 10-
18.
[51] Wooldridge, J. (2009). Introductory Econometrics: A
Modern Approach (4a ed.).Masson, OH: Cengage Lear-
ning.
[52] Zhang, H., Kuuluvainen, J., Gao, P., Yang, H. (2017).
Cointegration in China’s log import demand: Price en-
dogeneity and structural change. Journal of Forest Eco-
nomics, 27, 99-109.
30
