Measuring the Impact of Banking Crises a
Measuring the Impact of Banking Crises and the
Role of the Exchange Rate Regime: A
High-Frequency approach. *
Jose Luis Cort´es **
Iv´an Morales ***
Resumen
The present study finds evidence of the impact of banking crises under different
exchange rate regimes for a broad panel of countries. We discuss a brief review of
similar empirical studies, and distinguish the main transmission channels suggested by the macroeconomic theory. This work extends the previous literature in
three aspects: (i) monthly information is used to determine the effects of shortterm partners; (ii) we construct a panel of countries for the chosen frequency,
with a much higher number of observations than treated similar studies, and (iii)
we alternatively use an event study, and long series per country for the ongoing
study, considering the advantages of using one or another strategy. We conclude
finding a significant effect for the impact of banking crises on the deviation of
output from its trend, and a deepening of this effect when a fixed exchange rate
or some type of peg is in place.
Introducci´
on
La literatura sobre reg´ımenes de tipos de cambio y sus efectos macroecon´omicos
es de larga data, pero recibi´o sus primeros tratamientos formales en el trabajo
de Friedman (1953) y Mundell (1961), quienes hicieron una defensa del tipo de
cambio flexible por sus ventajas como facilitador de absorci´
on de shocks externos.
En la pr´actica, la tendencia de adopci´
on de reg´ımenes de tipo de cambio ha
tendido a lo que Fisher denomin´o el mundo bi-polar, con un importante grupo
de pa´ıses adoptando reg´ımenes de tipo de cambio fijo, mientras que otro igual
de numeroso (principalmente compuesto por los pa´ıses desarrollados, aunque no
*
Final paper prepared for a graduate course on International Macroeconomic Theory, an english
copy of this paper can be given upon request
**
Instituto de Econom´ıa, Pontificia Universidad Cat´olica de Chile ([email protected])
***
Instituto de Econom´ıa, Pontificia Universidad Cat´olica de Chile ([email protected])
1
exclusivamente) adoptando reg´ımenes de tipo de cambio con libre flotaci´
on.
La literatura te´orica ha identificado muchos canales potenciales mediante los cuales la elecci´
on de un particular r´egimen de tipo de cambio y la probabilidad de
una crisis bancaria y sus efectos puedan estar relacionados, aunque emp´ıricamente la relaci´on no es tan clara. Y la existencia de ´esta bi-polaridad nos permite
estudiar emp´ıricamente los efectos diferenciados de crisis bancarias sobre pa´ıses
con distintintos reg´ımenes cambiarios.
Con el presente trabajo, buscamos aportar a la literatura emp´ırica en materia
de reg´ımenes de tipo de cambio y crisis bancarias, estimando, mediante el uso de
t´ecnicas econom´etricas de datos de panel, la relaci´on existente entre la elecci´on
de un r´egimen cambiario y los costos asociados a una crisis financiera, medidos
como la divergencia entre el producto observado y el producto de la tendencia
pre-crisis para cada pa´ıs.
El trabajo se distribuye de la siguiente manera: en la secci´
on uno discutimos
sobre la literatura te´orica existente y los distintos canales o v´ınculos entre las
crisis bancarias y el r´egimen de tipo de cambio identificados por la teor´ıa, en la
secci´
on dos comentamos brevemente la literatura emp´ırica previa y especificamos
detalladamente nuestra estrategia de estimaci´
on, la secci´
on tres detalla la muestra utilizada, la secci´
on cuatro discute los principales resultados encontrados y
finalmente la secci´
on cinco concluye.
Marco Te´
orico
El principal argumento en favor de tipos de cambio flexibles sigue a Friedman
(1953) y Mundell (1961), quienes formalizan la idea de que los tipos de cambio de
flexibles act´
uan como amortiguadores ante shocks externos. En el caso de shocks
externos negativos y precios y/o salarios r´ıgidos, es mucho m´as f´acil realizar un
ajuste en el tipo de cambio nominal, a esperar a que los desbalances en el mercado de bienes y/o trabajo lleven a los precios relativos en la direcci´on deseada.
De igual manera los reg´ımenes flotantes permiten implementar una pol´ıtica monetaria de estabilizaci´on frente a shocks reales. Un tipo de cambio flotante a´ısla a
la econom´ıa de shocks externos, mitigando la transmisi´
on de shocks externos a la
econom´ıa dom´estica. Contrariamente, un r´egimen de tipo de cambio fijo requiere
que la autoridad monetaria siga una pol´ıtica contractiva para mantener el tipo
de cambio, forzando a que todo el ajuste tenga lugar en la econom´ıa real.
Por lo tanto se esperar´ıa que una econom´ıa con tipo de cambio flotante experimentara un ajuste m´as suavizado de sus variables macroecon´omicas, mediante
un ajuste en su tipo de cambio nominal. En este esquema el sistema financiero
cuenta con un mayor nivel de protecci´on a trav´es de una mayor nivel de compe-
2
titividad y condiciones financieras m´as favorables.
Este efecto es particularmente importante para econom´ıas peque˜
nas y abiertas,
en las cuales la din´
amica macroecon´omica est´
a fuertemente influenciada por la
econom´ıa mundial. (ej. colapso internacional de precios de productos de exportaci´
on relevantes, ca´ıda en la demanda global o fluctuaciones en la tasa de inter´es
mundial).
Sin embargo hasta recientemente la literatura empez´o a considerar las implicancias del r´egimen de tipo de cambio para la estabilidad financiera; muchos estudios
sobre los determinantes de las crisis financieras se han enfocado principalmente
en el rol de variables macroecon´omicas, externas y regulatorias, sin tomar en
cuenta el posible v´ınculo entre el tipo de cambio y las crisis bancarias. A partir
de la crisis asi´
atica de finales de la d´ecada de los noventas, se empez´o a desarrollar una importante literatura te´orica respecto a los v´ınculos potenciales entre el
r´egimen de tipo de cambio y la estabilidad financiera.
Los pa´ıses que se endeudan demasiado con el exterior pueden alimentar auges
de cr´edito peligrosos que pueden poner en peligro la salud del sistema bancario.
Eichengreen y Hausmann (1999) sostienen que los reg´ımenes de tipo de cambio
flexible, mediante la exposici´
on de los pa´ıses al riesgo cambiario, pueden reducir
la tendencia de los pa´ıses sobre-endeudarse.
Adicionalmente los tipos de cambio fijo pueden ofrecer garant´ıas impl´ıcitas para
aquellos que buscan pr´estamos en moneda extranjera, dando lugar a un problema
de riesgo moral. Para mantener la paridad, las autoridades insisten en que no
hay absolutamente ninguna posibilidad de que sea cambiado. De esta manera,
el gobierno ofrece al sector privado un seguro contra el riesgo cambiario. Esta
situaci´on atrae flujos de capital, pero deja a la econom´ıa muy vulnerable a shocks
externos.
Chang y Velasco (1998) subrayan que los tipos de cambio flexibles pueden ser
u
´tiles en la prevenci´
on de corridas bancarias. Bajo un r´egimen cambiario fijo,
si los depositantes est´
an preocupados por la viabilidad de la paridad, tendr´an
incentivos para correr con el fin de canjear sus dep´ositos por reservas, antes de
que las reservas internacionales se agoten. Bajo un tipo de cambio flexible esta
motivaci´on para una corrida desaparece.
Otro argumento a favor de los reg´ımenes flexibles discutido por Eichengreen y
Rose (1998) es que los tipos de cambio fijos limitan severamente las operaciones
de prestamista de u
´ltima instancia, ya que el crecimiento del cr´edito interno puede socavar la confianza en el anclaje de la moneda. La falta de un prestamista de
u
´ltima instancia bajo un r´egimen de tipo de cambio fijo puede, a su vez, alentar
las corridas bancarias y p´
anicos financieros. Aunque ´este argumento tambi´en se
encuentra sujeto a una cr´ıtica debido a los potenciales problemas de riesgo moral
3
que se pueden generar.
Varios trabajos desaf´ıan los beneficios de los tipos de cambio flexibles, especialmente para los pa´ıses en desarrollo, y ofrecen argumentos en apoyo de los tipos
de cambio fijo. Los estudios que se centran en los pa´ıses en desarrollo, como
Calvo y Reinhart (2000) y Hausmann et al. (1999) cuestionan la noci´
on de que
la pol´ıtica monetaria cumpla un rol estabilizador en los reg´ımenes flexibles. De
hecho, argumentan que la pol´ıtica monetaria en estos pa´ıses es pro-c´ıclica y no
contra-c´ıclica, por lo que las tasas de inter´es con frecuencia aumentan en malos
estados de la naturaleza. Por lo tanto, concluyen que el problema de perder la
independencia de la pol´ıtica monetaria es una preocupaci´
on exclusiva para pa´ıses
industrializados. Sin embargo la crisis financiera del 2008 demostr´
o que una importante cantidad de econom´ıas emergentes fueron capaces de implementar una
pol´ıtica contrac´ıclica de forma eficiente, desacreditando parcialmente este argumento.
Por otra parte, Calvo y Reinhart (2002) muestran que los pa´ıses en desarrollo se
abstienen de utilizar la flexibilidad del tipo de cambio frente a shocks externos.
Ellos atribuyen a los pa´ıses en desarrollo un ’miedo a flotar’ al hecho de que estos
pa´ıses por lo general carecen de credibilidad, tienen un acceso limitado a los mercados internacionales, est´
an expuestos a los efectos adversos m´as pronunciados
de la volatilidad del tipo de cambio sobre el comercio, tienen una alta la dolarizaci´on de los pasivos, y un mayor pass-through del tipo de cambio a la inflaci´on.
Velasco y C´espedes (1999) se˜
nalan a una de las principales caracter´ısticas de los
mercados emergentes, la presencia de la deuda en d´
olares, como una raz´on por la
cual la adopci´
on de tipos de cambio fijo podr´ıan generar una mayor estabilidad
financiera. En particular, sostienen que una devaluaci´on nominal puede aumentar de forma dr´astica la carga que enfrentan los deudores y puede generar una
ola de quiebras de empresas. Esto puede, a su vez, dar lugar a una crisis bancaria, ya que los bancos ven sus carteras de morosidad crecer de forma significativa.
Otro argumento popular expresado por Eichengreen y Rose (1998), entre otros,
vinculando la presencia de tipos de cambio fijos con la estabilidad financiera, es
que el compromiso con un tipo de cambio fijo puede reducir la probabilidad de
crisis bancarias, al disciplinar a los policymakers. Dicho de otra manera, las restricciones impuestas por el objetivo de mantener un ancla cambiaria disuadir´ıa
la propensi´
on de las autoridades a implementar pol´ıticas err´
aticas y, por tanto,
minimizar la ocurrencia de shocks dom´esticos que conlleven a crisis bancarias.
En resumen, la literatura presenta argumentos que podr´ıan ayudar a racionalizar la adopci´
on de tipos de cambio fijos y flexibles para promover la estabilidad
financiera. Sin embargo, cuando se trata de pa´ıses en desarrollo, algunas caracter´ısticas de estas econom´ıas parecen inclinar la balanza a favor de los tipos de
cambio fijos. Ante esta ambig¨
uedad, la literatura emp´ırica ha sido bastante limi-
4
tada en encontrar respuestas.
Estrategia Emp´ırica
Existen pocos estudios estudios te´oricos y/o emp´ıricos analizando la severidad
de las crisis bancarias, dado que la mayor parte de la literatura se ha enfocado
en los factores causales de ´estas, m´as que en sus efectos. Algunas excepciones son
Demig¨
u¸c-Kunt y Detragiache (1998), Honohan y Kliengebiel (2000), Bordo et al.
(2001) y Doma¸c y Mart´ınez Peria (2003), quienes examinan los costos fiscales
y reales como una funci´on de variables identificadas por la literatura sobre la
probabilidad de crisis.
De igual manera, posterior a la crisis financiera del 2008, han surgido varios
trabajos intentando analizar los efectos de una crisis global y sus mecanismos
de transmisi´
on. Entre los principales trabajos recientes, debe mencionarse el de
Reinhart y Rogoff (2009) que hace un extenso an´
alisis emp´ırico de distintos tipos
de crisis financieras, sus determinantes y sus efectos de corto, mediano y largo
plazo. Adicionalmente, cabe destacar un interesante an´
alisis realizado por el IMF
(2009) sobre los efectos de mediano plazo de las crisis financieras sobre la duraci´on de la recuperaci´on del producto de tendencia y sus posibles determinantes.
Tomando en cuenta los trabajos mencionados anteriormente, nosotros extendemos sobre la literatura emp´ırica, aplicando una metodolog´ıa econom´etrica de
estimaci´
on de panel la cual busca determinar el rol del tipo de cambio en una
recesi´on, espec´ıficamente aquellas asociadas a una crisis bancaria. Para esto, se
estima la desviaci´
on del producto nacional GDPi,t respecto a su tendencia de
largo plazo, en funci´
on del r´egimen de tipo de cambio vigente para cada pa´ıs
durante un episodio de crisis. Intentamos distinguir la relaci´on entre desviaci´on
de la tendencia, como una aproximaci´on al costo de una crisis, y el r´egimen de
tipo de cambio durante la crisis para lo cual requiere informaci´on de variables
macroecon´omicas con frecuencia no inferior a un per´ıodo trimestral.
La estimaci´
on se ha dividido en dos formas alternativas, a modo de mejorar la
aproximaci´on al fen´omeno en estudio. La primera sigue la l´ınea de la mayor´ıa de
los estudios emp´ıricos de recesiones, considerando un evento de crisis bancaria
en el que una desviaci´on del producto depende del r´egimen del tipo de cambio vigente (presente en la variable dummy D.T CF ijoi,t , que adopta un valor
unitario si se tiene un r´egimen de tipo de cambio fijo o con alg´
un tipo de fijaci´on).
Esta relaci´on est´
a controlada por tres elementos:
Una constante α, asociada a un componente sistem´atico no observado en
la estimaci´
on, que cambia de interpretaci´on seg´
un la t´ecnica que sea imple-
5
mentada.
GDP
Un rezago de la desviaci´on del producto en estudio ( GDP
t )i,t−1 , que controla por una posible inercia de esta variable. Se espera que tenga un valor
positivo y significativo, dadas las fricciones que enfrenta la desviaci´on y
recuperaci´on del producto a nivel macroecon´omico.
Un conjunto de variables macroecon´omicas Z, que act´
uan como controles
para una mejor medici´
on del efecto del r´egimen del tipo de cambio vigente:
inflaci´on, tasa de inter´es y variaci´on de reservas internacionales. Su incorporaci´on no es trivial, pues dado que se utiliza informaci´on de alta frecuencia
para la medici´
on, los controles tambi´en deben ser incorporados de una manera similar.
Para esto, se consideraron dos aspectos en la construcci´on del modelo a
estimar:
(i) Ventana de medici´
on: Para el caso de la inflaci´on y de la variaci´on de
reservas, se construyeron alternativamente ventanas de 3, 6 y 12 meses para
observar la variaci´on del ´ındice de precios y de reservas respectivamente.
Esto con el fin de capturar a la mayor frecuencia posible la interacci´on entre
estos controles y la evoluci´on de la crisis en curso. El uso de un determinado
tama˜
no de ventana queda sujeto a un criterio de parsimonia, en que se
preferir´
a ventanas m´as cortas a medida que se prueben estad´ısticamente
significativas dentro del modelo.
(ii) Rezagos: Para las tres variables de control, se decidi´o la incorporaci´
on de rezagos para aliviar problemas de endogeneidad entre las variables,
adem´as de considerar una posible din´amica entre las variables de control y
la desviaci´on desde la tendencia en estudio. Por este motivo, se opta por
que la estructura de rezagos escogida no cause un traslape de las ventanas
de medici´
on, con lo que el rezago escogido es igual a la ventana de medici´on
que se utilice.
Con lo cual se obtiene la siguiente ecuaci´on a estimar:
log(
GDP
GDP
)i,t = α + ρ log(
)i,t−1 + βD.T CF ijoi,t + γZ + ǫi,t
GDP t
GDP t
Se considera la medici´
on de cada una de estas variables durante los meses en
que se determine la presencia de una crisis bancaria, a partir de la clasificaci´
on
y determinaci´
on de inicio-t´ermino realizada por Laeven y Valencia (2008). Entre
la totalidad de estos episodios, el presente estudio adem´as distingue entre dos
tipos de crisis, seg´
un si ´estas tienen un efecto significativo solo en el sector bancario (crisis no sist´emicas), o si tambi´en afectan significativamente al resto de la
econom´ıa (crisis sist´emicas).
6
La segunda alternativa de estimaci´
on considera un mejor uso de la informaci´on
disponible, al considerar la totalidad de datos disponibles para cada pa´ıs para
determinar los efectos en cuesti´on. La diferencia con la alternativa anterior es que
no se estudian eventos sino pa´ıses a lo largo de su historia reciente, con lo cual
las crisis en cuesti´on ser´an una variable dummy adicional que ser´a incorporada
a la ecuaci´on. Para esto se cuenta con los mismos elementos de la estimaci´
on
anterior, m´as las siguiente variables adicionales:
Una variable dummy de crisis, (D.Crisis) que tomar´
a valores seg´
un se
consideren eventos no sist´emicos, sist´emicos, o una combinaci´on de ambos
para cada pa`Is. Se espera que tenga una elasticidad negativa respecto a
la desviaci´on, consistente con una ca´ıda del producto desde su nivel de
tendencia durante episodios de crisis bancaria.
Un t´ermino de interacci´on (D.Crisis ∗ D.T CF ijo) que captura la interacci´
on entre los eventos de crisis y el r´egimen de tipo de cambio vigente. Se
espera dada la teor´ıa antes vista, que el efecto de la crisis sobre la ca`Ida del
producto sea relativamente mayor para los pa´ıses que durante ´esta, posean
un tipo de cambio fijo. De este modo, ambas variables deber´ıan presentarse
complementarias, y la elasticidad de este t´ermino se espera que sea positiva.
Con lo cual se obtiene una ecuaci´on de la siguiente forma:
log(
GDP
GDP
)i,t = α + ρ log(
)i,t−1 + βD.T CF ijoi,t + νD.Crisisi,t
GDP t
GDP t
+ δ(D.T CF ijo ∗ D.Crisis)i,t + γZ + ǫi,t
Datos
Una de las innovaciones del estudio respecto a la literatura, present´o un gran
desaf´ıo adicional: el requisito de alta frecuencia de los datos reportados. Para
esto, se consider´
o la informaci´on de la publicaci´
on Monthly Economic Indicators
(MEI) del sistema OECD.Stat, que considera las variables de desviaci´on del producto respecto a tendencia, ´ındices de precios relevantes, tasa de inter´es de largo
plazo vigente y variaci´on de reservas internacionales.
Para la determinaci´
on del r´egimen de tipo de cambio vigente para cada pa´ıs/evento,
se opt´
o por la clasificaci´
on gruesa de jure presentada en el trabajo de Ilzetzki,
Reinhart y Rogoff (2008) para los pa´ıses en estudio. Asimismo la informaci´on de
crisis bancarias y sus subclasificaciones, se obtuvo a partir del trabajo de Laeven
y Valencia (2008); la cual no difiere en gran medida de las restantes clasificaciones que dominan la literatura.
En combinaci´on, el conjunto de pa´ıses bajo estudio corresponde en su mayor`Ia
a miembros de la OECD, adem´as de un n´
umero reducido de pa´ıses no-miembros
7
que reportan su informaci´on a esta instituci´on. La muestra se compone de un total de 39 pa´ıses, para las cu´
ales en el cuadro 1 presenta la estad´ıstica descriptiva
de sus desviaciones de la tendencia a lo largo de la historia.
Resultados
Tal como se discuti´o en la secci´
on anterior, la estimaci´
on realizada considera dos
alternativas para aproximar el uso de las observaciones mensuales: por eventos,
en que se estima solo a partir de las observaciones bajo per´ıodos de crisis; y por
pa´ıs (o muestra completa), que considera el total de las observaciones para cada
naci´
on, y utiliza en cambio una variable dummy para distinguir observaciones
bajo crisis.
Sin embargo, para ambos casos se estima de manera independiente si las observaciones de eventos provienen de una crisis sist´emica (CS), no sist´emica (CNS)
o si no se distingue su naturaleza (CS+CNS). Esto es particularmente u
´til para
la estimaci´
on que usa ´ıntegramente la muestra, ya que permite considerar una
interacci´on distinta entre cada tipo de crisis y el r´egimen de tipo de cambio vigente, bas´andose en el total de la muestra.
Ambas estimaciones utilizan las t´ecnicas econom´etricas de panel Pooled GLS (PGLS) y de Efectos Fijos (FE). Ambos algoritmos son escogidos por su desempe˜
no
en paneles largos, dado que permiten suponer un comportamiento heteroced´
astico de los errores en el tiempo. Sin embargo, la estimaci´
on FE es superior a la
P-GLS dado que considera un proceso AR(1) a ´estos (entregando una mayor
precisi´
on a la estimaci´
on), adem´as de su conocida distinci´on de capturar individualmente una componente no observada, sistem´atica para cada pa´ıs y evento
en la muestra. Alternativamente, el uso de rezagos para la variable end´ogena y
controles permite aliviar un potencial problema de endogeneidad, ya documentado en la literatura para frecuencias menores. Se omite el uso de t´ecnicas m´as
sofisticadas para estimaci´
on de paneles largos, dada la intensidad de c´omputo
que implicar´ıan.
En el Cuadro 2 se destacan los siguientes resultados para la muestra de eventos:
La persistencia de la desviaci´on del producto respecto a su tendencia, tiene una participaci´on alta, significativa y positiva en la estimaci´
on. Esto es
consistente con lo planteado anteriormente y en l´ınea con la literatura de
menor frecuencia de datos, determinando as´ı la presencia de fricciones al
corto plazo en la din´
amica de crisis. Esto adem´as podr´ıa causar que las relaciones entre las restantes variables y la desviaci´on de producto sean mucho
menores en magnitud, al ser comparadas con la literatura que utiliza menor
frecuencia de observaciones. Sin embargo, el alto n´
umero de observaciones
en uso, permite encontrar evidencia de estas relaciones a´
un cuando sean de
8
menor magnitud.
El efecto de la adopci´
on de un r´egimen de tipo de cambio fijo es ambiguo,
pues adem´as de tener una peque˜
na magnitud, su signo no es estable a lo largo de observaciones y t´ecnicas. Se espera que el uso de toda la informaci´on
disponible por pa´ıs pueda corregir este problema.
Las variables de control presentan una din´amica interesante, dado que la
inflaci´on y la variaci´on de reservas internacionales presentan un comportamiento persistente y significativo entre sus rezagos, a diferencia de la
tasa de inter´es cuya componente contempor´anea anula solo parcialmente el
efecto de su rezago. Estas din´amicas se presentan significativas solo en la
estimaci´
on P-GLS, con lo que el uso de FE evidencia que estas din´amicas
desaparecen en su mayor´ıa por una componente idiosincr´
asica no observada. A pesar de esto, la relaci´on positiva contempor´anea entre inflaci´on y
variaci´on de producto est´
a en l´ınea con la intuici´on, as´ı como el efecto negativo y significativo de la tasa de inter´es rezagada; y la relaci´on positiva y
significativa con la acumulaci´
on de reservas.
En general, se tiene evidencia en l´ınea con lo esperado pero con significancia
d´ebil una vez que se incorporan efectos fijos a la estimaci´
on por eventos.
Se espera que la incorporaci´on del total de la muestra, como lo sugiere la
estimaci´
on alternativa, refuerce estos efectos y permita determinar de mejor
manera el rol del r´egimen del tipo de cambio en estas inferencias.
En el cuadro 3 se implementa una mejora de observaciones muy relevante, de
aproximadamente un orden de magnitud. El uso de datos de alta frecuencia,
en conjunto con una especificaci´on que permite documentar la interacci´on entre
episodios de crisis y r´egimen de tipo de cambio, presenta los siguientes resultados:
La persistencia de la desviaci´on del producto respecto a su tendencia sigue
siendo relevante, sin embargo ahora su par´
ametro es m´as estable respecto
a las estimaciones basadas en eventos. La incorporaci´on de FE reduce la
magnitud del coeficiente respecto a la estimaci´
on P-GLS, con lo que se
espera una mayor magnitud de los restantes efectos. Esto probablemente es
causado por extraer un componente sistem´atico por pa´ıs mejor determinado
por m´as observaciones, en contraste a la estimaci´
on mediante eventos.
Para el total de la muestra, se observa que pa´ıses que cuentan con un
r´egimen de tipo de cambio fijo o con alg´
un tipo de fijaci´on, presentan en
promedio mayores desviaciones del producto respecto a su tendencia. Esto
es consistente con una menor cobertura de dichos reg´ımenes ante shocks internacionales, adem´as de incorporar un componente discrecional de pol´ıtica
monetaria que es sub´
optima respecto a la adopci´
on de un tipo de cambio
flexible. Esto est´
a en l´ınea con la literatura y la teor´ıa antes discutida, y
presenta una mejora en estimaci´
on a partir del uso de eventos. Un punto
interesante refiere a la desaparici´on de la significancia del efecto al utilizar
una estimaci´
on FE, lo cual puede interpretarse como una incorporaci´on de
los determinantes de adopci´
on del r´egimen de tipo de cambio, al efecto fijo.
9
Para todo tipo de crisis, el efecto de ´estas sobre la desviaci´on de producto
es negativo y significativo en las estimaciones P-GLS, no as´ı en las estimaciones FE. Esto sigue una intuici´on similar a la de estimaci´
on por eventos,
pero se destaca que mejora la significancia y magnitud del efecto en comparaci´on a tales estimaciones. Al igual que el r´egimen de tipo de cambio, la
absorci´
on del efecto de una crisis al efecto fijo puede deberse a internalizar
determinantes de adopci´
on no solo de reg´ımenes de tipo de cambio, sino
adem´as monetarios y de pol´ıtica fiscal.
El t´ermino de interacci´on entre crisis y vigencia de un r´egimen de tipo de
cambio fijo se prueba positivo y significativo en las estimaciones P-GLS.
Esto finalmente distingue el efecto bajo estudio: La vigencia de un r´egimen
de tipo de cambio fijo o que cuenta con alguna fijaci´on, interact´
ua con la
ocurrencia de crisis de manera significativa y positiva, independiente de
si esta u
´ltima es sist´emica o no. De este modo, esto contribuye evidencia
de que la adopci´
on de tales reg´ımenes ser´ıan agravantes para una ca´ıda
del producto respecto a su tendencia. Adem´as, dado que se utiliza una
estructura de observaciones mensuales para la totalidad de duraci´on de la
crisis, este efecto tendr´ıa persistencia a lo largo de la recuperaci´on de ´esta.
Para finalizar, los controles estudiados presentan signos y significancia en
l´ınea con la teor´ıa, pero ahora distinguiendo mayores efectos para la persistencia del efecto en inflaci´on y acumulaci´
on de reservas, as´ı como para
la anulaci´
on parcial del efecto contempor´aneo de la tasa de inter´es de largo
plazo con su rezago.
Conclusiones
El presente estudio busc´
o evidencia del impacto de crisis bancarias seg´
un el r´egimen de tipo de cambio vigente para un amplio panel de pa´ıses. Se distinguieron
los canales te´oricos correspondientes a las posibles implicancias e interacciones
que presenten ambas condiciones; as´ı como una breve revisi´on de la empirie de
estudios similares.
Se ampl´ıa la literatura en tres aspectos: (i) se utiliza informaci´on con frecuencia
mensual para determinar los efectos de corto plazo asociados; (ii) se construye
un panel de pa´ıses para la frecuencia escogida, con una cantidad de observaciones
muy superior a la tratada en estudios similares; y (iii) se especifica alternativamente el uso del estudio de eventos, y el uso de series largas por pa´ıs para el
estudio en curso; considerando las ventajas de utilizar una u otra estrategia.
Se concluye un efecto significativo para el impacto de crisis bancarias sobre la
desviaci´on del producto respecto a su tendencia, as´ı como una profundizaci´
on
de este efecto al existir un r´egimen de tipo de cambio fijo o con alg´
un tipo de
fijaci´on (pegging). Esta u
´ltima implicancia es aparentemente absorbida al con-
10
siderar efectos fijos por pa´ıs, bajo una muestra que considere tanto per´ıodos de
crisis como de ausencia de ´estas. Ante esto, es probable que existan determinantes profundos de la adopci´
on de un determinado r´egimen, que no hayan sido
percibidos por datos de alta frecuencia.
Se sugiere para una futura investigaci´on, extender la especificaci´on para considerar determinantes de adopci´
on de un r´egimen de tipo de cambio para cada pa´ıs,
siguiendo el trabajo de Calder´
on y Schmidt-Hebbel (2008).
Referencias
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in Positive Economics, University of Chicago, Chicago.
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[4] Chang, R., Velasco, A. (1998). “Financial Fragility and the Exchange Rate
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[9] Velasco, A., Cespedes, L.F. (1999). “Exchange Rate Arrangements: A Developing Country Perspective”. New York University, Mimeo.
[10] Demirg¨
u¸c-Kunt, A., Detragiache, E. (1998). “The determinants of banking
crises: evidence from industrial and developing countries”. International Monetary Fund Staff Papers 45, 81–109.
[11] Honohan, P., Klingebiel, D. (2000). “Controlling Fiscal Costs of Banking
Crises”. World Bank, Policy Research Working Paper Series no. 2441.
[12] Bordo, M., Eichengreen, B., Klingebiel, D., Martinez Peria, M.S. (2001). “Is
the crisis problem growing more severe?”. Economic Policy 31, 51–82.
[13] Doma¸c, I., Mart´ınez Peria, M.S. (2003). “Banking Crises and Exchange Rate
Regimes”. Journal of International Economics 61, 41-72.
11
[14] Reinhart, C., Rogoff, K. (2009). “This Time is Different: Eight Centuries of
Financial Folly”. Princeton University Press, Princeton.
[15] International Monetary Fund (2009). “World Economic Outlook”. IMF
Press, Washington, D.C.
[16] Laeven, L., Valencia, F. (2008). “Systemic Banking Crises: A New Database”. International Monetary Fund, IMF Working Paper no. WP/08/224
[17] Ilzetzki E., Reinhart, C. M. and Rogoff, K. S. (2008), “Exchange Rate Arrangements Entering the 21st Century: Which Anchor Will Hold?”, Mimeo.
[18] Calder´
on, C., Schmidt-Hebbel, K. (2008). “Choosing an Exchange Rate Regime”, Central Bank of Chile Working Paper No. 494, October.
12
Cuadro 1: Estad´ısticas Descriptivas
Pa´ıs
Desv. Est´andar ( %) M´ınimo ( %)
Australia
1.22
95.62
Austria
1.19
97.07
Belgium
1.10
97.20
Brazil
1.29
96.66
Canada
1.33
95.55
Chile
1.89
96.44
China
2.51
93.52
Czech Republic
1.82
96.94
Denmark
1.48
96.27
Estonia
4.28
89.77
Finland
2.11
94.47
France
0.99
96.60
Germany
1.47
96.18
Greece
2.00
93.23
Hungary
1.51
95.80
India
1.20
97.11
Indonesia
2.97
91.86
Ireland
1.83
96.18
Israel
1.84
97.19
Italy
1.40
96.63
Japan
1.48
95.35
Korea
2.32
92.37
Luxembourg
2.17
95.71
Mexico
2.16
93.54
Netherlands
1.28
96.25
New Zealand
7.39
76.68
Norway
1.14
96.78
Poland
1.25
97.76
Portugal
1.89
94.13
Russia
3.11
91.88
Slovak Republic
2.21
96.76
Slovenia
2.09
96.49
South Africa
1.50
96.43
Spain
1.24
97.47
Sweden
1.53
94.71
Switzerland
1.57
95.58
Turkey
2.75
91.24
United Kingdom
1.40
96.73
United States
1.61
95.11
13
M´aximo ( %)
103.24
103.30
102.94
103.28
103.38
103.99
106.03
104.44
103.25
109.57
106.13
102.33
103.60
106.60
103.37
102.93
109.79
105.50
106.17
103.79
104.24
107.60
106.98
106.18
103.49
126.12
103.20
102.75
107.37
108.54
106.93
106.88
104.51
103.19
103.63
105.87
106.28
104.53
103.54
Cuadro 2: Panel Pooled GLS y Efectos Fijos (an´alisis por evento)
L.GDP/GDPt
CS
0.960∗∗∗
(150.48)
Panel Pooled-GLS
CNS
CS+CNS
∗∗∗
0.984
0.978∗∗∗
(231.27)
(258.39)
Panel con Efectos Fijos
CS
CNS
CS+CNS
∗∗∗
∗∗∗
0.989
0.993
1.017∗∗∗
(87.80)
(111.42)
(143.03)
D.TCFijo
-0.00132∗∗∗
(-5.59)
0.000758∗∗∗
(5.77)
0.000264∗
(2.35)
-0.000363
(-0.93)
0.000127
(0.44)
0.000273
(1.10)
Inflaci´on
0.0268∗∗
(3.20)
-0.0162∗∗
(-2.82)
0.000217
(0.04)
0.00875
(1.94)
0.000167
(0.05)
0.000230
(0.08)
L3.Inflaci´on
0.0141∗
(2.51)
-0.0311∗∗∗
(-5.48)
-0.0310∗∗∗
(-6.18)
0.00847∗
(2.12)
-0.00222
(-0.65)
-0.00351
(-1.32)
Inter´esLP
0.000402
(0.59)
0.00623∗∗∗
(7.64)
0.00359∗∗∗
(6.26)
-0.000516
(-1.29)
0.000630
(1.46)
0.000359
(1.25)
L3.Inter´esLP
-0.000239
(-0.35)
-0.00477∗∗∗
(-5.83)
-0.00302∗∗∗
(-5.21)
0.000222
(0.54)
-0.00102∗
(-2.31)
0.000232
(0.79)
ReservasInt
0.00279∗∗∗
(3.97)
0.000276
(0.70)
0.000579
(1.52)
0.000531∗
(1.98)
-0.000249
(-1.32)
0.0000334
(0.20)
0.00157∗
(2.23)
-0.000566
(-1.47)
0.000130
(0.34)
-0.0000314
(-0.11)
-0.000211
(-1.13)
-0.000136
(-0.81)
-0.000759∗∗
(-3.08)
486
-0.00293∗∗∗
(-6.47)
760
-0.00113∗∗∗
(-5.23)
1246
-0.00312∗∗∗
(-72.75)
472
-0.00219∗∗∗
(-48.91)
744
-0.00505∗∗∗
(-183.04)
1223
L3.ReservasInt
Constante
N
Nota: Variable dependiente es GDP sobre tendencia de GDP. Estad´ıstico t en par´entesis
∗
p < 0,05, ∗∗ p < 0,01, ∗∗∗ p < 0,001
14
Cuadro 3: Panel Largo Pooled GLS y Efectos Fijos (an´alisis de muestra completa)
L.GDP/GDPt
CS
0.988∗∗∗
(717.19)
Panel Pooled-GLS
CNS
CS+CNS
∗∗∗
0.988
0.989∗∗∗
(721.47)
(719.72)
0.000128∗∗
(3.08)
Panel con FE
CNS
0.968∗∗∗
(354.68)
CS+CNS
0.968∗∗∗
(354.25)
0.0000865
(1.07)
0.0000652
(0.80)
0.0000579
(0.70)
D.TCFijo
0.000195∗∗∗
(4.87)
D.CrisisSist
-0.000730∗∗∗
(-6.32)
-0.000146
(-1.19)
0.000417∗
(2.26)
-0.0000913
(-0.40)
D.TCF*D.CS
0.000162∗∗∗
(4.01)
CS
0.968∗∗∗
(354.99)
D.CrisisNoSist
-0.000396∗∗∗
(-4.78)
-0.0000633
(-0.63)
D.TCF*D.CNS
0.000838∗∗∗
(4.89)
0.000380
(1.89)
D.Crisis
-0.000547∗∗∗
(-7.87)
-0.000102
(-1.30)
D.TCF*D.C
0.000542∗∗∗
(4.36)
0.000180
(1.17)
Inflaci´on
-0.00191
(-0.92)
-0.00156
(-0.76)
-0.00217
(-1.06)
0.000258
(0.28)
0.000290
(0.32)
0.000267
(0.29)
L3.Inflaci´on
-0.000318
(-1.72)
-0.000318
(-1.72)
-0.000309
(-1.67)
-0.0000638
(-0.66)
-0.0000643
(-0.66)
-0.0000647
(-0.67)
Inter´esLP
0.00403∗∗∗
(16.32)
0.00408∗∗∗
(16.60)
0.00404∗∗∗
(16.45)
0.000202
(1.51)
0.000200
(1.49)
0.000196
(1.46)
L3.Inter´esLP
-0.00432∗∗∗
(-17.68)
-0.00434∗∗∗
(-17.82)
-0.00429∗∗∗
(-17.63)
-0.000972∗∗∗
(-7.24)
-0.000975∗∗∗
(-7.26)
-0.000977∗∗∗
(-7.27)
Reservas
0.000975∗∗∗
(6.49)
0.000966∗∗∗
(6.43)
0.000955∗∗∗
(6.36)
0.000193∗∗∗
(3.48)
0.000193∗∗∗
(3.48)
0.000193∗∗∗
(3.48)
0.000279∗
(2.33)
0.000267∗
(2.21)
0.000265∗
(2.20)
-0.00000594
(-0.12)
-0.00000520
(-0.10)
-0.00000478
(-0.10)
0.000529∗∗∗
(6.00)
8777
0.000467∗∗∗
(5.51)
8777
0.000507∗∗∗
(5.86)
8777
0.00143∗∗∗
(118.77)
8746
0.00144∗∗∗
(119.64)
8746
0.00146∗∗∗
(121.17)
8746
L3.Reservas
Constante
N
Nota: Variable dependiente es GDP sobre tendencia de GDP. Estad´ıstico t en par´entesis
∗
p < 0,05, ∗∗ p < 0,01, ∗∗∗ p < 0,001
15
Role of the Exchange Rate Regime: A
High-Frequency approach. *
Jose Luis Cort´es **
Iv´an Morales ***
Resumen
The present study finds evidence of the impact of banking crises under different
exchange rate regimes for a broad panel of countries. We discuss a brief review of
similar empirical studies, and distinguish the main transmission channels suggested by the macroeconomic theory. This work extends the previous literature in
three aspects: (i) monthly information is used to determine the effects of shortterm partners; (ii) we construct a panel of countries for the chosen frequency,
with a much higher number of observations than treated similar studies, and (iii)
we alternatively use an event study, and long series per country for the ongoing
study, considering the advantages of using one or another strategy. We conclude
finding a significant effect for the impact of banking crises on the deviation of
output from its trend, and a deepening of this effect when a fixed exchange rate
or some type of peg is in place.
Introducci´
on
La literatura sobre reg´ımenes de tipos de cambio y sus efectos macroecon´omicos
es de larga data, pero recibi´o sus primeros tratamientos formales en el trabajo
de Friedman (1953) y Mundell (1961), quienes hicieron una defensa del tipo de
cambio flexible por sus ventajas como facilitador de absorci´
on de shocks externos.
En la pr´actica, la tendencia de adopci´
on de reg´ımenes de tipo de cambio ha
tendido a lo que Fisher denomin´o el mundo bi-polar, con un importante grupo
de pa´ıses adoptando reg´ımenes de tipo de cambio fijo, mientras que otro igual
de numeroso (principalmente compuesto por los pa´ıses desarrollados, aunque no
*
Final paper prepared for a graduate course on International Macroeconomic Theory, an english
copy of this paper can be given upon request
**
Instituto de Econom´ıa, Pontificia Universidad Cat´olica de Chile ([email protected])
***
Instituto de Econom´ıa, Pontificia Universidad Cat´olica de Chile ([email protected])
1
exclusivamente) adoptando reg´ımenes de tipo de cambio con libre flotaci´
on.
La literatura te´orica ha identificado muchos canales potenciales mediante los cuales la elecci´
on de un particular r´egimen de tipo de cambio y la probabilidad de
una crisis bancaria y sus efectos puedan estar relacionados, aunque emp´ıricamente la relaci´on no es tan clara. Y la existencia de ´esta bi-polaridad nos permite
estudiar emp´ıricamente los efectos diferenciados de crisis bancarias sobre pa´ıses
con distintintos reg´ımenes cambiarios.
Con el presente trabajo, buscamos aportar a la literatura emp´ırica en materia
de reg´ımenes de tipo de cambio y crisis bancarias, estimando, mediante el uso de
t´ecnicas econom´etricas de datos de panel, la relaci´on existente entre la elecci´on
de un r´egimen cambiario y los costos asociados a una crisis financiera, medidos
como la divergencia entre el producto observado y el producto de la tendencia
pre-crisis para cada pa´ıs.
El trabajo se distribuye de la siguiente manera: en la secci´
on uno discutimos
sobre la literatura te´orica existente y los distintos canales o v´ınculos entre las
crisis bancarias y el r´egimen de tipo de cambio identificados por la teor´ıa, en la
secci´
on dos comentamos brevemente la literatura emp´ırica previa y especificamos
detalladamente nuestra estrategia de estimaci´
on, la secci´
on tres detalla la muestra utilizada, la secci´
on cuatro discute los principales resultados encontrados y
finalmente la secci´
on cinco concluye.
Marco Te´
orico
El principal argumento en favor de tipos de cambio flexibles sigue a Friedman
(1953) y Mundell (1961), quienes formalizan la idea de que los tipos de cambio de
flexibles act´
uan como amortiguadores ante shocks externos. En el caso de shocks
externos negativos y precios y/o salarios r´ıgidos, es mucho m´as f´acil realizar un
ajuste en el tipo de cambio nominal, a esperar a que los desbalances en el mercado de bienes y/o trabajo lleven a los precios relativos en la direcci´on deseada.
De igual manera los reg´ımenes flotantes permiten implementar una pol´ıtica monetaria de estabilizaci´on frente a shocks reales. Un tipo de cambio flotante a´ısla a
la econom´ıa de shocks externos, mitigando la transmisi´
on de shocks externos a la
econom´ıa dom´estica. Contrariamente, un r´egimen de tipo de cambio fijo requiere
que la autoridad monetaria siga una pol´ıtica contractiva para mantener el tipo
de cambio, forzando a que todo el ajuste tenga lugar en la econom´ıa real.
Por lo tanto se esperar´ıa que una econom´ıa con tipo de cambio flotante experimentara un ajuste m´as suavizado de sus variables macroecon´omicas, mediante
un ajuste en su tipo de cambio nominal. En este esquema el sistema financiero
cuenta con un mayor nivel de protecci´on a trav´es de una mayor nivel de compe-
2
titividad y condiciones financieras m´as favorables.
Este efecto es particularmente importante para econom´ıas peque˜
nas y abiertas,
en las cuales la din´
amica macroecon´omica est´
a fuertemente influenciada por la
econom´ıa mundial. (ej. colapso internacional de precios de productos de exportaci´
on relevantes, ca´ıda en la demanda global o fluctuaciones en la tasa de inter´es
mundial).
Sin embargo hasta recientemente la literatura empez´o a considerar las implicancias del r´egimen de tipo de cambio para la estabilidad financiera; muchos estudios
sobre los determinantes de las crisis financieras se han enfocado principalmente
en el rol de variables macroecon´omicas, externas y regulatorias, sin tomar en
cuenta el posible v´ınculo entre el tipo de cambio y las crisis bancarias. A partir
de la crisis asi´
atica de finales de la d´ecada de los noventas, se empez´o a desarrollar una importante literatura te´orica respecto a los v´ınculos potenciales entre el
r´egimen de tipo de cambio y la estabilidad financiera.
Los pa´ıses que se endeudan demasiado con el exterior pueden alimentar auges
de cr´edito peligrosos que pueden poner en peligro la salud del sistema bancario.
Eichengreen y Hausmann (1999) sostienen que los reg´ımenes de tipo de cambio
flexible, mediante la exposici´
on de los pa´ıses al riesgo cambiario, pueden reducir
la tendencia de los pa´ıses sobre-endeudarse.
Adicionalmente los tipos de cambio fijo pueden ofrecer garant´ıas impl´ıcitas para
aquellos que buscan pr´estamos en moneda extranjera, dando lugar a un problema
de riesgo moral. Para mantener la paridad, las autoridades insisten en que no
hay absolutamente ninguna posibilidad de que sea cambiado. De esta manera,
el gobierno ofrece al sector privado un seguro contra el riesgo cambiario. Esta
situaci´on atrae flujos de capital, pero deja a la econom´ıa muy vulnerable a shocks
externos.
Chang y Velasco (1998) subrayan que los tipos de cambio flexibles pueden ser
u
´tiles en la prevenci´
on de corridas bancarias. Bajo un r´egimen cambiario fijo,
si los depositantes est´
an preocupados por la viabilidad de la paridad, tendr´an
incentivos para correr con el fin de canjear sus dep´ositos por reservas, antes de
que las reservas internacionales se agoten. Bajo un tipo de cambio flexible esta
motivaci´on para una corrida desaparece.
Otro argumento a favor de los reg´ımenes flexibles discutido por Eichengreen y
Rose (1998) es que los tipos de cambio fijos limitan severamente las operaciones
de prestamista de u
´ltima instancia, ya que el crecimiento del cr´edito interno puede socavar la confianza en el anclaje de la moneda. La falta de un prestamista de
u
´ltima instancia bajo un r´egimen de tipo de cambio fijo puede, a su vez, alentar
las corridas bancarias y p´
anicos financieros. Aunque ´este argumento tambi´en se
encuentra sujeto a una cr´ıtica debido a los potenciales problemas de riesgo moral
3
que se pueden generar.
Varios trabajos desaf´ıan los beneficios de los tipos de cambio flexibles, especialmente para los pa´ıses en desarrollo, y ofrecen argumentos en apoyo de los tipos
de cambio fijo. Los estudios que se centran en los pa´ıses en desarrollo, como
Calvo y Reinhart (2000) y Hausmann et al. (1999) cuestionan la noci´
on de que
la pol´ıtica monetaria cumpla un rol estabilizador en los reg´ımenes flexibles. De
hecho, argumentan que la pol´ıtica monetaria en estos pa´ıses es pro-c´ıclica y no
contra-c´ıclica, por lo que las tasas de inter´es con frecuencia aumentan en malos
estados de la naturaleza. Por lo tanto, concluyen que el problema de perder la
independencia de la pol´ıtica monetaria es una preocupaci´
on exclusiva para pa´ıses
industrializados. Sin embargo la crisis financiera del 2008 demostr´
o que una importante cantidad de econom´ıas emergentes fueron capaces de implementar una
pol´ıtica contrac´ıclica de forma eficiente, desacreditando parcialmente este argumento.
Por otra parte, Calvo y Reinhart (2002) muestran que los pa´ıses en desarrollo se
abstienen de utilizar la flexibilidad del tipo de cambio frente a shocks externos.
Ellos atribuyen a los pa´ıses en desarrollo un ’miedo a flotar’ al hecho de que estos
pa´ıses por lo general carecen de credibilidad, tienen un acceso limitado a los mercados internacionales, est´
an expuestos a los efectos adversos m´as pronunciados
de la volatilidad del tipo de cambio sobre el comercio, tienen una alta la dolarizaci´on de los pasivos, y un mayor pass-through del tipo de cambio a la inflaci´on.
Velasco y C´espedes (1999) se˜
nalan a una de las principales caracter´ısticas de los
mercados emergentes, la presencia de la deuda en d´
olares, como una raz´on por la
cual la adopci´
on de tipos de cambio fijo podr´ıan generar una mayor estabilidad
financiera. En particular, sostienen que una devaluaci´on nominal puede aumentar de forma dr´astica la carga que enfrentan los deudores y puede generar una
ola de quiebras de empresas. Esto puede, a su vez, dar lugar a una crisis bancaria, ya que los bancos ven sus carteras de morosidad crecer de forma significativa.
Otro argumento popular expresado por Eichengreen y Rose (1998), entre otros,
vinculando la presencia de tipos de cambio fijos con la estabilidad financiera, es
que el compromiso con un tipo de cambio fijo puede reducir la probabilidad de
crisis bancarias, al disciplinar a los policymakers. Dicho de otra manera, las restricciones impuestas por el objetivo de mantener un ancla cambiaria disuadir´ıa
la propensi´
on de las autoridades a implementar pol´ıticas err´
aticas y, por tanto,
minimizar la ocurrencia de shocks dom´esticos que conlleven a crisis bancarias.
En resumen, la literatura presenta argumentos que podr´ıan ayudar a racionalizar la adopci´
on de tipos de cambio fijos y flexibles para promover la estabilidad
financiera. Sin embargo, cuando se trata de pa´ıses en desarrollo, algunas caracter´ısticas de estas econom´ıas parecen inclinar la balanza a favor de los tipos de
cambio fijos. Ante esta ambig¨
uedad, la literatura emp´ırica ha sido bastante limi-
4
tada en encontrar respuestas.
Estrategia Emp´ırica
Existen pocos estudios estudios te´oricos y/o emp´ıricos analizando la severidad
de las crisis bancarias, dado que la mayor parte de la literatura se ha enfocado
en los factores causales de ´estas, m´as que en sus efectos. Algunas excepciones son
Demig¨
u¸c-Kunt y Detragiache (1998), Honohan y Kliengebiel (2000), Bordo et al.
(2001) y Doma¸c y Mart´ınez Peria (2003), quienes examinan los costos fiscales
y reales como una funci´on de variables identificadas por la literatura sobre la
probabilidad de crisis.
De igual manera, posterior a la crisis financiera del 2008, han surgido varios
trabajos intentando analizar los efectos de una crisis global y sus mecanismos
de transmisi´
on. Entre los principales trabajos recientes, debe mencionarse el de
Reinhart y Rogoff (2009) que hace un extenso an´
alisis emp´ırico de distintos tipos
de crisis financieras, sus determinantes y sus efectos de corto, mediano y largo
plazo. Adicionalmente, cabe destacar un interesante an´
alisis realizado por el IMF
(2009) sobre los efectos de mediano plazo de las crisis financieras sobre la duraci´on de la recuperaci´on del producto de tendencia y sus posibles determinantes.
Tomando en cuenta los trabajos mencionados anteriormente, nosotros extendemos sobre la literatura emp´ırica, aplicando una metodolog´ıa econom´etrica de
estimaci´
on de panel la cual busca determinar el rol del tipo de cambio en una
recesi´on, espec´ıficamente aquellas asociadas a una crisis bancaria. Para esto, se
estima la desviaci´
on del producto nacional GDPi,t respecto a su tendencia de
largo plazo, en funci´
on del r´egimen de tipo de cambio vigente para cada pa´ıs
durante un episodio de crisis. Intentamos distinguir la relaci´on entre desviaci´on
de la tendencia, como una aproximaci´on al costo de una crisis, y el r´egimen de
tipo de cambio durante la crisis para lo cual requiere informaci´on de variables
macroecon´omicas con frecuencia no inferior a un per´ıodo trimestral.
La estimaci´
on se ha dividido en dos formas alternativas, a modo de mejorar la
aproximaci´on al fen´omeno en estudio. La primera sigue la l´ınea de la mayor´ıa de
los estudios emp´ıricos de recesiones, considerando un evento de crisis bancaria
en el que una desviaci´on del producto depende del r´egimen del tipo de cambio vigente (presente en la variable dummy D.T CF ijoi,t , que adopta un valor
unitario si se tiene un r´egimen de tipo de cambio fijo o con alg´
un tipo de fijaci´on).
Esta relaci´on est´
a controlada por tres elementos:
Una constante α, asociada a un componente sistem´atico no observado en
la estimaci´
on, que cambia de interpretaci´on seg´
un la t´ecnica que sea imple-
5
mentada.
GDP
Un rezago de la desviaci´on del producto en estudio ( GDP
t )i,t−1 , que controla por una posible inercia de esta variable. Se espera que tenga un valor
positivo y significativo, dadas las fricciones que enfrenta la desviaci´on y
recuperaci´on del producto a nivel macroecon´omico.
Un conjunto de variables macroecon´omicas Z, que act´
uan como controles
para una mejor medici´
on del efecto del r´egimen del tipo de cambio vigente:
inflaci´on, tasa de inter´es y variaci´on de reservas internacionales. Su incorporaci´on no es trivial, pues dado que se utiliza informaci´on de alta frecuencia
para la medici´
on, los controles tambi´en deben ser incorporados de una manera similar.
Para esto, se consideraron dos aspectos en la construcci´on del modelo a
estimar:
(i) Ventana de medici´
on: Para el caso de la inflaci´on y de la variaci´on de
reservas, se construyeron alternativamente ventanas de 3, 6 y 12 meses para
observar la variaci´on del ´ındice de precios y de reservas respectivamente.
Esto con el fin de capturar a la mayor frecuencia posible la interacci´on entre
estos controles y la evoluci´on de la crisis en curso. El uso de un determinado
tama˜
no de ventana queda sujeto a un criterio de parsimonia, en que se
preferir´
a ventanas m´as cortas a medida que se prueben estad´ısticamente
significativas dentro del modelo.
(ii) Rezagos: Para las tres variables de control, se decidi´o la incorporaci´
on de rezagos para aliviar problemas de endogeneidad entre las variables,
adem´as de considerar una posible din´amica entre las variables de control y
la desviaci´on desde la tendencia en estudio. Por este motivo, se opta por
que la estructura de rezagos escogida no cause un traslape de las ventanas
de medici´
on, con lo que el rezago escogido es igual a la ventana de medici´on
que se utilice.
Con lo cual se obtiene la siguiente ecuaci´on a estimar:
log(
GDP
GDP
)i,t = α + ρ log(
)i,t−1 + βD.T CF ijoi,t + γZ + ǫi,t
GDP t
GDP t
Se considera la medici´
on de cada una de estas variables durante los meses en
que se determine la presencia de una crisis bancaria, a partir de la clasificaci´
on
y determinaci´
on de inicio-t´ermino realizada por Laeven y Valencia (2008). Entre
la totalidad de estos episodios, el presente estudio adem´as distingue entre dos
tipos de crisis, seg´
un si ´estas tienen un efecto significativo solo en el sector bancario (crisis no sist´emicas), o si tambi´en afectan significativamente al resto de la
econom´ıa (crisis sist´emicas).
6
La segunda alternativa de estimaci´
on considera un mejor uso de la informaci´on
disponible, al considerar la totalidad de datos disponibles para cada pa´ıs para
determinar los efectos en cuesti´on. La diferencia con la alternativa anterior es que
no se estudian eventos sino pa´ıses a lo largo de su historia reciente, con lo cual
las crisis en cuesti´on ser´an una variable dummy adicional que ser´a incorporada
a la ecuaci´on. Para esto se cuenta con los mismos elementos de la estimaci´
on
anterior, m´as las siguiente variables adicionales:
Una variable dummy de crisis, (D.Crisis) que tomar´
a valores seg´
un se
consideren eventos no sist´emicos, sist´emicos, o una combinaci´on de ambos
para cada pa`Is. Se espera que tenga una elasticidad negativa respecto a
la desviaci´on, consistente con una ca´ıda del producto desde su nivel de
tendencia durante episodios de crisis bancaria.
Un t´ermino de interacci´on (D.Crisis ∗ D.T CF ijo) que captura la interacci´
on entre los eventos de crisis y el r´egimen de tipo de cambio vigente. Se
espera dada la teor´ıa antes vista, que el efecto de la crisis sobre la ca`Ida del
producto sea relativamente mayor para los pa´ıses que durante ´esta, posean
un tipo de cambio fijo. De este modo, ambas variables deber´ıan presentarse
complementarias, y la elasticidad de este t´ermino se espera que sea positiva.
Con lo cual se obtiene una ecuaci´on de la siguiente forma:
log(
GDP
GDP
)i,t = α + ρ log(
)i,t−1 + βD.T CF ijoi,t + νD.Crisisi,t
GDP t
GDP t
+ δ(D.T CF ijo ∗ D.Crisis)i,t + γZ + ǫi,t
Datos
Una de las innovaciones del estudio respecto a la literatura, present´o un gran
desaf´ıo adicional: el requisito de alta frecuencia de los datos reportados. Para
esto, se consider´
o la informaci´on de la publicaci´
on Monthly Economic Indicators
(MEI) del sistema OECD.Stat, que considera las variables de desviaci´on del producto respecto a tendencia, ´ındices de precios relevantes, tasa de inter´es de largo
plazo vigente y variaci´on de reservas internacionales.
Para la determinaci´
on del r´egimen de tipo de cambio vigente para cada pa´ıs/evento,
se opt´
o por la clasificaci´
on gruesa de jure presentada en el trabajo de Ilzetzki,
Reinhart y Rogoff (2008) para los pa´ıses en estudio. Asimismo la informaci´on de
crisis bancarias y sus subclasificaciones, se obtuvo a partir del trabajo de Laeven
y Valencia (2008); la cual no difiere en gran medida de las restantes clasificaciones que dominan la literatura.
En combinaci´on, el conjunto de pa´ıses bajo estudio corresponde en su mayor`Ia
a miembros de la OECD, adem´as de un n´
umero reducido de pa´ıses no-miembros
7
que reportan su informaci´on a esta instituci´on. La muestra se compone de un total de 39 pa´ıses, para las cu´
ales en el cuadro 1 presenta la estad´ıstica descriptiva
de sus desviaciones de la tendencia a lo largo de la historia.
Resultados
Tal como se discuti´o en la secci´
on anterior, la estimaci´
on realizada considera dos
alternativas para aproximar el uso de las observaciones mensuales: por eventos,
en que se estima solo a partir de las observaciones bajo per´ıodos de crisis; y por
pa´ıs (o muestra completa), que considera el total de las observaciones para cada
naci´
on, y utiliza en cambio una variable dummy para distinguir observaciones
bajo crisis.
Sin embargo, para ambos casos se estima de manera independiente si las observaciones de eventos provienen de una crisis sist´emica (CS), no sist´emica (CNS)
o si no se distingue su naturaleza (CS+CNS). Esto es particularmente u
´til para
la estimaci´
on que usa ´ıntegramente la muestra, ya que permite considerar una
interacci´on distinta entre cada tipo de crisis y el r´egimen de tipo de cambio vigente, bas´andose en el total de la muestra.
Ambas estimaciones utilizan las t´ecnicas econom´etricas de panel Pooled GLS (PGLS) y de Efectos Fijos (FE). Ambos algoritmos son escogidos por su desempe˜
no
en paneles largos, dado que permiten suponer un comportamiento heteroced´
astico de los errores en el tiempo. Sin embargo, la estimaci´
on FE es superior a la
P-GLS dado que considera un proceso AR(1) a ´estos (entregando una mayor
precisi´
on a la estimaci´
on), adem´as de su conocida distinci´on de capturar individualmente una componente no observada, sistem´atica para cada pa´ıs y evento
en la muestra. Alternativamente, el uso de rezagos para la variable end´ogena y
controles permite aliviar un potencial problema de endogeneidad, ya documentado en la literatura para frecuencias menores. Se omite el uso de t´ecnicas m´as
sofisticadas para estimaci´
on de paneles largos, dada la intensidad de c´omputo
que implicar´ıan.
En el Cuadro 2 se destacan los siguientes resultados para la muestra de eventos:
La persistencia de la desviaci´on del producto respecto a su tendencia, tiene una participaci´on alta, significativa y positiva en la estimaci´
on. Esto es
consistente con lo planteado anteriormente y en l´ınea con la literatura de
menor frecuencia de datos, determinando as´ı la presencia de fricciones al
corto plazo en la din´
amica de crisis. Esto adem´as podr´ıa causar que las relaciones entre las restantes variables y la desviaci´on de producto sean mucho
menores en magnitud, al ser comparadas con la literatura que utiliza menor
frecuencia de observaciones. Sin embargo, el alto n´
umero de observaciones
en uso, permite encontrar evidencia de estas relaciones a´
un cuando sean de
8
menor magnitud.
El efecto de la adopci´
on de un r´egimen de tipo de cambio fijo es ambiguo,
pues adem´as de tener una peque˜
na magnitud, su signo no es estable a lo largo de observaciones y t´ecnicas. Se espera que el uso de toda la informaci´on
disponible por pa´ıs pueda corregir este problema.
Las variables de control presentan una din´amica interesante, dado que la
inflaci´on y la variaci´on de reservas internacionales presentan un comportamiento persistente y significativo entre sus rezagos, a diferencia de la
tasa de inter´es cuya componente contempor´anea anula solo parcialmente el
efecto de su rezago. Estas din´amicas se presentan significativas solo en la
estimaci´
on P-GLS, con lo que el uso de FE evidencia que estas din´amicas
desaparecen en su mayor´ıa por una componente idiosincr´
asica no observada. A pesar de esto, la relaci´on positiva contempor´anea entre inflaci´on y
variaci´on de producto est´
a en l´ınea con la intuici´on, as´ı como el efecto negativo y significativo de la tasa de inter´es rezagada; y la relaci´on positiva y
significativa con la acumulaci´
on de reservas.
En general, se tiene evidencia en l´ınea con lo esperado pero con significancia
d´ebil una vez que se incorporan efectos fijos a la estimaci´
on por eventos.
Se espera que la incorporaci´on del total de la muestra, como lo sugiere la
estimaci´
on alternativa, refuerce estos efectos y permita determinar de mejor
manera el rol del r´egimen del tipo de cambio en estas inferencias.
En el cuadro 3 se implementa una mejora de observaciones muy relevante, de
aproximadamente un orden de magnitud. El uso de datos de alta frecuencia,
en conjunto con una especificaci´on que permite documentar la interacci´on entre
episodios de crisis y r´egimen de tipo de cambio, presenta los siguientes resultados:
La persistencia de la desviaci´on del producto respecto a su tendencia sigue
siendo relevante, sin embargo ahora su par´
ametro es m´as estable respecto
a las estimaciones basadas en eventos. La incorporaci´on de FE reduce la
magnitud del coeficiente respecto a la estimaci´
on P-GLS, con lo que se
espera una mayor magnitud de los restantes efectos. Esto probablemente es
causado por extraer un componente sistem´atico por pa´ıs mejor determinado
por m´as observaciones, en contraste a la estimaci´
on mediante eventos.
Para el total de la muestra, se observa que pa´ıses que cuentan con un
r´egimen de tipo de cambio fijo o con alg´
un tipo de fijaci´on, presentan en
promedio mayores desviaciones del producto respecto a su tendencia. Esto
es consistente con una menor cobertura de dichos reg´ımenes ante shocks internacionales, adem´as de incorporar un componente discrecional de pol´ıtica
monetaria que es sub´
optima respecto a la adopci´
on de un tipo de cambio
flexible. Esto est´
a en l´ınea con la literatura y la teor´ıa antes discutida, y
presenta una mejora en estimaci´
on a partir del uso de eventos. Un punto
interesante refiere a la desaparici´on de la significancia del efecto al utilizar
una estimaci´
on FE, lo cual puede interpretarse como una incorporaci´on de
los determinantes de adopci´
on del r´egimen de tipo de cambio, al efecto fijo.
9
Para todo tipo de crisis, el efecto de ´estas sobre la desviaci´on de producto
es negativo y significativo en las estimaciones P-GLS, no as´ı en las estimaciones FE. Esto sigue una intuici´on similar a la de estimaci´
on por eventos,
pero se destaca que mejora la significancia y magnitud del efecto en comparaci´on a tales estimaciones. Al igual que el r´egimen de tipo de cambio, la
absorci´
on del efecto de una crisis al efecto fijo puede deberse a internalizar
determinantes de adopci´
on no solo de reg´ımenes de tipo de cambio, sino
adem´as monetarios y de pol´ıtica fiscal.
El t´ermino de interacci´on entre crisis y vigencia de un r´egimen de tipo de
cambio fijo se prueba positivo y significativo en las estimaciones P-GLS.
Esto finalmente distingue el efecto bajo estudio: La vigencia de un r´egimen
de tipo de cambio fijo o que cuenta con alguna fijaci´on, interact´
ua con la
ocurrencia de crisis de manera significativa y positiva, independiente de
si esta u
´ltima es sist´emica o no. De este modo, esto contribuye evidencia
de que la adopci´
on de tales reg´ımenes ser´ıan agravantes para una ca´ıda
del producto respecto a su tendencia. Adem´as, dado que se utiliza una
estructura de observaciones mensuales para la totalidad de duraci´on de la
crisis, este efecto tendr´ıa persistencia a lo largo de la recuperaci´on de ´esta.
Para finalizar, los controles estudiados presentan signos y significancia en
l´ınea con la teor´ıa, pero ahora distinguiendo mayores efectos para la persistencia del efecto en inflaci´on y acumulaci´
on de reservas, as´ı como para
la anulaci´
on parcial del efecto contempor´aneo de la tasa de inter´es de largo
plazo con su rezago.
Conclusiones
El presente estudio busc´
o evidencia del impacto de crisis bancarias seg´
un el r´egimen de tipo de cambio vigente para un amplio panel de pa´ıses. Se distinguieron
los canales te´oricos correspondientes a las posibles implicancias e interacciones
que presenten ambas condiciones; as´ı como una breve revisi´on de la empirie de
estudios similares.
Se ampl´ıa la literatura en tres aspectos: (i) se utiliza informaci´on con frecuencia
mensual para determinar los efectos de corto plazo asociados; (ii) se construye
un panel de pa´ıses para la frecuencia escogida, con una cantidad de observaciones
muy superior a la tratada en estudios similares; y (iii) se especifica alternativamente el uso del estudio de eventos, y el uso de series largas por pa´ıs para el
estudio en curso; considerando las ventajas de utilizar una u otra estrategia.
Se concluye un efecto significativo para el impacto de crisis bancarias sobre la
desviaci´on del producto respecto a su tendencia, as´ı como una profundizaci´
on
de este efecto al existir un r´egimen de tipo de cambio fijo o con alg´
un tipo de
fijaci´on (pegging). Esta u
´ltima implicancia es aparentemente absorbida al con-
10
siderar efectos fijos por pa´ıs, bajo una muestra que considere tanto per´ıodos de
crisis como de ausencia de ´estas. Ante esto, es probable que existan determinantes profundos de la adopci´
on de un determinado r´egimen, que no hayan sido
percibidos por datos de alta frecuencia.
Se sugiere para una futura investigaci´on, extender la especificaci´on para considerar determinantes de adopci´
on de un r´egimen de tipo de cambio para cada pa´ıs,
siguiendo el trabajo de Calder´
on y Schmidt-Hebbel (2008).
Referencias
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in Positive Economics, University of Chicago, Chicago.
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[4] Chang, R., Velasco, A. (1998). “Financial Fragility and the Exchange Rate
Regime”. National Bureau of Economic Research, Working paper no. 6469.
[5] Eichengreen, B., Rose, A. (1998). “Staying Afloat When the Wind Shifts:
External Factors and Emerging Market Banking Crises”. National Bureau
of Economic Research, Working paper no. 6370.
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Economic Research, Working paper no. 8006.
[7] Hausmann, R., Gavin, M., Pages-Serra, C., Stein, E. (1999). “Financial Turmoil and the Choice of Exchange Rate Regime”. Inter-American Development Bank, Mimeo.
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Economics 117, 379–408.
[9] Velasco, A., Cespedes, L.F. (1999). “Exchange Rate Arrangements: A Developing Country Perspective”. New York University, Mimeo.
[10] Demirg¨
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crises: evidence from industrial and developing countries”. International Monetary Fund Staff Papers 45, 81–109.
[11] Honohan, P., Klingebiel, D. (2000). “Controlling Fiscal Costs of Banking
Crises”. World Bank, Policy Research Working Paper Series no. 2441.
[12] Bordo, M., Eichengreen, B., Klingebiel, D., Martinez Peria, M.S. (2001). “Is
the crisis problem growing more severe?”. Economic Policy 31, 51–82.
[13] Doma¸c, I., Mart´ınez Peria, M.S. (2003). “Banking Crises and Exchange Rate
Regimes”. Journal of International Economics 61, 41-72.
11
[14] Reinhart, C., Rogoff, K. (2009). “This Time is Different: Eight Centuries of
Financial Folly”. Princeton University Press, Princeton.
[15] International Monetary Fund (2009). “World Economic Outlook”. IMF
Press, Washington, D.C.
[16] Laeven, L., Valencia, F. (2008). “Systemic Banking Crises: A New Database”. International Monetary Fund, IMF Working Paper no. WP/08/224
[17] Ilzetzki E., Reinhart, C. M. and Rogoff, K. S. (2008), “Exchange Rate Arrangements Entering the 21st Century: Which Anchor Will Hold?”, Mimeo.
[18] Calder´
on, C., Schmidt-Hebbel, K. (2008). “Choosing an Exchange Rate Regime”, Central Bank of Chile Working Paper No. 494, October.
12
Cuadro 1: Estad´ısticas Descriptivas
Pa´ıs
Desv. Est´andar ( %) M´ınimo ( %)
Australia
1.22
95.62
Austria
1.19
97.07
Belgium
1.10
97.20
Brazil
1.29
96.66
Canada
1.33
95.55
Chile
1.89
96.44
China
2.51
93.52
Czech Republic
1.82
96.94
Denmark
1.48
96.27
Estonia
4.28
89.77
Finland
2.11
94.47
France
0.99
96.60
Germany
1.47
96.18
Greece
2.00
93.23
Hungary
1.51
95.80
India
1.20
97.11
Indonesia
2.97
91.86
Ireland
1.83
96.18
Israel
1.84
97.19
Italy
1.40
96.63
Japan
1.48
95.35
Korea
2.32
92.37
Luxembourg
2.17
95.71
Mexico
2.16
93.54
Netherlands
1.28
96.25
New Zealand
7.39
76.68
Norway
1.14
96.78
Poland
1.25
97.76
Portugal
1.89
94.13
Russia
3.11
91.88
Slovak Republic
2.21
96.76
Slovenia
2.09
96.49
South Africa
1.50
96.43
Spain
1.24
97.47
Sweden
1.53
94.71
Switzerland
1.57
95.58
Turkey
2.75
91.24
United Kingdom
1.40
96.73
United States
1.61
95.11
13
M´aximo ( %)
103.24
103.30
102.94
103.28
103.38
103.99
106.03
104.44
103.25
109.57
106.13
102.33
103.60
106.60
103.37
102.93
109.79
105.50
106.17
103.79
104.24
107.60
106.98
106.18
103.49
126.12
103.20
102.75
107.37
108.54
106.93
106.88
104.51
103.19
103.63
105.87
106.28
104.53
103.54
Cuadro 2: Panel Pooled GLS y Efectos Fijos (an´alisis por evento)
L.GDP/GDPt
CS
0.960∗∗∗
(150.48)
Panel Pooled-GLS
CNS
CS+CNS
∗∗∗
0.984
0.978∗∗∗
(231.27)
(258.39)
Panel con Efectos Fijos
CS
CNS
CS+CNS
∗∗∗
∗∗∗
0.989
0.993
1.017∗∗∗
(87.80)
(111.42)
(143.03)
D.TCFijo
-0.00132∗∗∗
(-5.59)
0.000758∗∗∗
(5.77)
0.000264∗
(2.35)
-0.000363
(-0.93)
0.000127
(0.44)
0.000273
(1.10)
Inflaci´on
0.0268∗∗
(3.20)
-0.0162∗∗
(-2.82)
0.000217
(0.04)
0.00875
(1.94)
0.000167
(0.05)
0.000230
(0.08)
L3.Inflaci´on
0.0141∗
(2.51)
-0.0311∗∗∗
(-5.48)
-0.0310∗∗∗
(-6.18)
0.00847∗
(2.12)
-0.00222
(-0.65)
-0.00351
(-1.32)
Inter´esLP
0.000402
(0.59)
0.00623∗∗∗
(7.64)
0.00359∗∗∗
(6.26)
-0.000516
(-1.29)
0.000630
(1.46)
0.000359
(1.25)
L3.Inter´esLP
-0.000239
(-0.35)
-0.00477∗∗∗
(-5.83)
-0.00302∗∗∗
(-5.21)
0.000222
(0.54)
-0.00102∗
(-2.31)
0.000232
(0.79)
ReservasInt
0.00279∗∗∗
(3.97)
0.000276
(0.70)
0.000579
(1.52)
0.000531∗
(1.98)
-0.000249
(-1.32)
0.0000334
(0.20)
0.00157∗
(2.23)
-0.000566
(-1.47)
0.000130
(0.34)
-0.0000314
(-0.11)
-0.000211
(-1.13)
-0.000136
(-0.81)
-0.000759∗∗
(-3.08)
486
-0.00293∗∗∗
(-6.47)
760
-0.00113∗∗∗
(-5.23)
1246
-0.00312∗∗∗
(-72.75)
472
-0.00219∗∗∗
(-48.91)
744
-0.00505∗∗∗
(-183.04)
1223
L3.ReservasInt
Constante
N
Nota: Variable dependiente es GDP sobre tendencia de GDP. Estad´ıstico t en par´entesis
∗
p < 0,05, ∗∗ p < 0,01, ∗∗∗ p < 0,001
14
Cuadro 3: Panel Largo Pooled GLS y Efectos Fijos (an´alisis de muestra completa)
L.GDP/GDPt
CS
0.988∗∗∗
(717.19)
Panel Pooled-GLS
CNS
CS+CNS
∗∗∗
0.988
0.989∗∗∗
(721.47)
(719.72)
0.000128∗∗
(3.08)
Panel con FE
CNS
0.968∗∗∗
(354.68)
CS+CNS
0.968∗∗∗
(354.25)
0.0000865
(1.07)
0.0000652
(0.80)
0.0000579
(0.70)
D.TCFijo
0.000195∗∗∗
(4.87)
D.CrisisSist
-0.000730∗∗∗
(-6.32)
-0.000146
(-1.19)
0.000417∗
(2.26)
-0.0000913
(-0.40)
D.TCF*D.CS
0.000162∗∗∗
(4.01)
CS
0.968∗∗∗
(354.99)
D.CrisisNoSist
-0.000396∗∗∗
(-4.78)
-0.0000633
(-0.63)
D.TCF*D.CNS
0.000838∗∗∗
(4.89)
0.000380
(1.89)
D.Crisis
-0.000547∗∗∗
(-7.87)
-0.000102
(-1.30)
D.TCF*D.C
0.000542∗∗∗
(4.36)
0.000180
(1.17)
Inflaci´on
-0.00191
(-0.92)
-0.00156
(-0.76)
-0.00217
(-1.06)
0.000258
(0.28)
0.000290
(0.32)
0.000267
(0.29)
L3.Inflaci´on
-0.000318
(-1.72)
-0.000318
(-1.72)
-0.000309
(-1.67)
-0.0000638
(-0.66)
-0.0000643
(-0.66)
-0.0000647
(-0.67)
Inter´esLP
0.00403∗∗∗
(16.32)
0.00408∗∗∗
(16.60)
0.00404∗∗∗
(16.45)
0.000202
(1.51)
0.000200
(1.49)
0.000196
(1.46)
L3.Inter´esLP
-0.00432∗∗∗
(-17.68)
-0.00434∗∗∗
(-17.82)
-0.00429∗∗∗
(-17.63)
-0.000972∗∗∗
(-7.24)
-0.000975∗∗∗
(-7.26)
-0.000977∗∗∗
(-7.27)
Reservas
0.000975∗∗∗
(6.49)
0.000966∗∗∗
(6.43)
0.000955∗∗∗
(6.36)
0.000193∗∗∗
(3.48)
0.000193∗∗∗
(3.48)
0.000193∗∗∗
(3.48)
0.000279∗
(2.33)
0.000267∗
(2.21)
0.000265∗
(2.20)
-0.00000594
(-0.12)
-0.00000520
(-0.10)
-0.00000478
(-0.10)
0.000529∗∗∗
(6.00)
8777
0.000467∗∗∗
(5.51)
8777
0.000507∗∗∗
(5.86)
8777
0.00143∗∗∗
(118.77)
8746
0.00144∗∗∗
(119.64)
8746
0.00146∗∗∗
(121.17)
8746
L3.Reservas
Constante
N
Nota: Variable dependiente es GDP sobre tendencia de GDP. Estad´ıstico t en par´entesis
∗
p < 0,05, ∗∗ p < 0,01, ∗∗∗ p < 0,001
15