La utilización del tipo de cambio en el marco de la política económica de México

La política monetaria que se ha implementado en México se ha concentrado en el objetivo prioritario de la estabilización precios y se tomó el tipo de cambio como ancla nominal; no obstante, ante el colapso financiero de 1994 la estrategia se encontró inviable, por lo que se adoptó el régimen de tipo de cambio flotante para iniciar un proceso de transición basado en el Nuevo Consenso Macroeconómico (NCM) encaminado hacia una política monetaria de metas de inflación, que se formalizó en 2001 acompañado de una estrategia de crecimiento exportador y que supone mercados competitivos y eficientes, donde además, la tasa de interés estabiliza el producto y reduce la inflación (^{Mántey, 2009}; ^{Heath y Acosta, 2019}; ^{Cerezo, et. al., 2020}).

Recientemente, el ^{Banco de México (2021)}, ratificó su proceder en torno a su conducción por medio del régimen de objetivos de inflación para procurar la estabilidad del poder adquisitivo de la moneda nacional, lo que implica tener una inflación dentro del rango establecido y estable mediante la definición de un objetivo para la tasa de interés interbancaria y así, influir en la oferta y demanda agregadas, y a su vez en la inflación por medio de distintos canales de trasmisión, tales como el tipo de cambio.

Teóricamente, el marco de la política monetaria dentro del NCM está circunscrito dentro de un régimen de tipo de cambio flexible y el modelo de metas de inflación, con la utilización de la tasa de interés como instrumento de corto plazo.

En este respecto, ^{Mántey (2009)} mostró que en México no es permisible la libre flotación debido a que se tiene la prioridad de alcanzar las metas de inflación establecidas y se utiliza de manera coordinada con la tasa de interés y la intervención esterilizada en el mercado cambiario, de modo que no se cumplen los postulados del modelo teórico de metas de inflación del NCM. La razón la atribuyó a las diferencias institucionales y los mecanismos de transmisión entre economías desarrolladas y en desarrollo, además de que el tipo de cambio constituye el canal de transmisión más rápido de la política monetaria mediante la variación de los costos de insumos de origen importado y los cambios en la demanda externa para alcanzar las metas de inflación.

En este respecto, el modelo de metas de inflación presenta una incapacidad para explicar la transferencia del tipo de cambio hacia la inflación de manera que existe opacidad en la que, por razones estratégicas el banco central no revela que alcanza las metas de inflación por medio de canales no convencionales como la intervención esterilizada en el mercado cambiario (^{Archer, 2005})³.

En términos generales, en México se optimiza una combinación de instrumentos para dirigir su política: por un lado, las operaciones de mercado abierto que son utilizadas para regular el comportamiento de la tasa de interés; y por otro, las intervenciones esterilizadas para estabilizar el tipo de cambio, de modo que hay una contradicción con respecto del modelo de crecimiento exportador debido a que el control de la inflación depende crucialmente de la apreciación del tipo de cambio como mecanismo de transmisión.

Debates sobre la volatilidad cambiaria y su efecto sobre las exportaciones

Algunas investigaciones giran en torno a la existencia de un efecto negativo cuantitativo mínimo de la volatilidad cambiaria en el comercio (^{FMI, 2004}). Otros muestran efectos cambiantes diversos: no significativos, poco significativos, nulos, limitados y de relación débil (^{Ozturk, 2006}). En general, hay opiniones heterogéneas con respecto a la existencia de una relación entre la inestabilidad cambiaria y el comercio, donde se hace notoria la imposibilidad de señalamientos generalizados, pues la evidencia empírica sugiere principalmente resultados asociados con la elección del periodo de estudio, la especificación del modelo empírico y los países considerados en el estudio ya sean desarrollados o en desarrollo (Ibidem, ^{Coric y Pugh, 2010}).

Teóricamente, una devaluación del tipo de cambio nominal tiene efectos favorables en la demanda agregada y el crecimiento económico específicamente por la vía del incremento de la competitividad, debido a que tal movimiento cambiario implicaría una restricción en las importaciones y un incentivo para incrementar las exportaciones. Numerosos son los estudios en favor de la flexibilización del tipo de cambio nominal, principalmente de corte estructuralista donde se propone un tipo de cambio real competitivo y estable como son ^{Bresser-Pereyra (2006)}, ^{Frenkel (2008)}, y ^{Galindo y Ros (2008)}.

En contraposición, en los trabajos empíricos de ^{Berman y Berthou (2009)} y ^{Mántey (2013)} se brindan los elementos para aseverar que una devaluación tiene efectos negativos en las exportaciones de economías emergentes como es el caso de México, debido a las imperfecciones en los mercados financieros que afectan con mayor intensidad a las empresas exportadoras de las economías emergentes; y también a la estructura oligopólica del comercio internacional, donde las ventajas competitivas no dependen solo de los costos laborales relativos, sino en mayor grado del avance tecnológico y las externalidades positivas que las empresas reciben de sus gobiernos.

Investigaciones realizadas convergen en que la razón por la que se presenta esta relación negativa radica en la dolarización de los pasivos de las empresas exportadoras mexicanas con dificultades para financiarse dentro del país y en la inclusión de costos ocultos en las exportaciones de dichas empresas (^{Mántey, 2013}; ^{Lane y Shambaugh, 2010}).

En este respecto, ^{Lobo y Mosquera (2021)} muestran una relación negativa entre la volatilidad cambiaria y las exportaciones para el caso de Colombia con once de sus socios comerciales mediante un modelo de panel y un modelo gravitacional. Ellos afirman de tal manera que, ante la previsión frente al riesgo, un incremento en la volatilidad sugeriría una utilidad marginal esperada por exportaciones y por lo tanto un incremento de ellas; sin embargo, esto no ocurre siempre. En situaciones de incertidumbre, los agentes económicos eligen la opción que les representa un riesgo menor. Por lo tanto, al haber volatilidad, esta crea incertidumbre en el mercado internacional de modo que los productores eligen colocar sus bienes en el mercado interno.

Además de lo anterior, si la variación del tipo de cambio se vuelve impredecible, se podría crear mayor incertidumbre todavía en términos de beneficios y costos, y se generaría una reducción en el comercio internacional.

Relaciones similares se encontraron en (^{Xie y Baek, 2020}) a pesar de que ellos concluyen que no es posible determinar del todo si la volatilidad cambiaria tiene un efecto positivo o negativo sobre las exportaciones.

Finalmente, ^{Crookes et al, (2022)} también concuerdan, al realizar un estudio de caso del Reino Unido, que hay conclusiones diversas sobre la volatilidad del tipo de cambio; no obstante, consideran que, entre el ajuste cambiario y las exportaciones, tiene que ver con la sensibilidad reducida que propician los encadenamientos globales y la capacidad de las grandes empresas para absorber en sus márgenes los movimientos cambiarios.

Metodología: los modelos VAR de cointegración como herramienta en el análisis

Para el caso particular de esta investigación, se trata de caracterizar las interacciones simultáneas entre las exportaciones hacia EUA, las importaciones de origen chino y el tipo de cambio nominal, todas ellas en el periodo 1995-2020⁴ con datos mensuales.

Esto se logró mediante la estimación de un modelo VAR de cointegración aplicando la metodología propuesta por ^{Johansen (1988)}. En este respecto, se definió un sistema de ecuaciones simultáneas, donde cada variable se expresa en su forma reducida; es decir, en forma de ecuaciones de rezagos distribuidos. Dicho de otra manera, los valores en el tiempo t de cada variable no representan variables explicativas, sino sus respectivos rezagos de cada una de las involucradas en el modelo.

Cabe destacar que, al tratarse de modelos no restringidos, la principal ventaja es que no habrá errores de especificación en la estimación empírica, además de que la solución de cointegración en el largo plazo se exime del problema de espuriedad o de regresiones sin sentido, como lo definen ^{Granger y Newbold (1974)} con la idea inicial de ^{Yule (1926)}.

Por su parte, los modelos VAR brindan una mejor estimación de pronósticos frente a modelos estáticos, de manera que, en este caso, los resultados se analizan de manera dinámica y estructural donde se pone de manifiesto la importancia de un shock de una variable en las demás.

Un modelo VAR de cointegración para todo el periodo de estudio

En los últimos años, los flujos de intercambio comercial entre China, México y EUA se han intensificado en forma significativa, de manera que las importaciones mexicanas provenientes de la economía asiática forman parte del eslabonamiento de las cadenas globales de valor en la producción, debido a que la expansión china ha sido un factor decisivo en el análisis. Por este motivo, se puso especial énfasis en la estimación cuantitativa de la relación trilateral, pues en la actualidad son pocos los trabajos que se enfocan en ello de forma cuantitativa.

Para la estimación de este modelo, se tomaron los logaritmos naturales de las exportaciones que México realiza hacia EUA (LXEU), del tipo de cambio nominal (LTC) y las importaciones provenientes de China (LMCH), estos últimos, como componentes explicativos. El modelo se estimó con una periodicidad mensual y abarca desde enero de 1995 hasta febrero de 2020.

Para aplicar en forma adecuada la metodología, es necesario que las series involucradas en el modelo sean integradas del mismo orden, por lo que se estimaron las pruebas de Dickey-Fuller Aumentada y Phillips-Perron para corroborar la estacionariedad de las series al 95% de confianza (Tablas 3 y 4 en el Anexo).

Como se observa en la Figura 1, las series resultaron ser estacionarias de primer orden.

Fuente: Elaboración propia con datos de ^{BANXICO (2020)} y ^{SE (2021)}

Figura 1 Exportaciones mexicanas hacia EUA, importaciones desde China y tipo de cambio nominal (variables diferenciadas en logaritmos naturales) con periodicidad mensual desde enero de 1995 a febrero de 2020. 

De acuerdo con los criterios establecidos en el software E-views, se determinó utilizar once rezagos para el primer modelo, el cual mostró estabilidad dentro del círculo unitario.

Es importante destacar que ^{Liu et. al. (2020)} estimaron un modelo de características similares y mostraron los efectos medidos por medio de las elasticidades del tipo de cambio y las importaciones con ambos parámetros positivos. No obstante, en este trabajo se profundiza sobre el efecto que tiene el tipo de cambio en las exportaciones dirigidas hacia EUA. Por este motivo, se estimó la causalidad de Granger dentro del modelo VAR (Tabla 5 en el Anexo). Donde principalmente nos concentramos en el conjunto de las variables explicativas que tiene efecto sobre las exportaciones mexicanas hacia EUA, lo que se confirma con la estimación del modelo.

La relación cointegrante en el largo plazo mediante la cointegración de Johansen se observa en la Ecuación 1 con los errores estándar entre paréntesis:

Donde se muestra que, en términos de elasticidades, las exportaciones mexicanas hacia EUA están relacionadas en el largo plazo de manera positiva con las importaciones provenientes de China, y con el tipo de cambio nominal en todo el periodo de estudio, dado que los coeficientes estimados son estadísticamente significativos.

En general, para todo el periodo, se puede observar que ante un impulso del tipo de cambio nominal se tiene un impacto negativo en las exportaciones hacia EUA, un impacto que se revierte después del tercer rezago. En contraste, el impacto que se obtiene ante un impulso en las importaciones de origen chino tiene una tendencia positiva para todo el periodo pero que cambia constantemente, como se muestra en la Figura 2.

Fuente: Elaboración propia en E-views.

Figura 2 Impulso del tipo de cambio nominal y de las importaciones provenientes de China sobre las exportaciones mexicanas hacia EUA 

Los errores del modelo acreditaron las pruebas de homocedasticidad y ausencia de autocorrelación de primer orden y de orden superior hasta el noveno rezago (Tablas 6 y 7 en el Anexo). Al ser un modelo con 291 observaciones, a pesar de no acreditar la prueba de normalidad de Cholesky (Tabla 8 en el Anexo), se asume la normalidad asintótica debido a la ley de los grandes números, como lo explica ^{Wooldridge (2010)}. Cabe señalar que, en este tipo de modelos, al estimarse con datos mensuales, la muestra es muy grande, por lo que difícilmente los supuestos se cumplen, además de que existen muchos otros factores que determinan el comercio internacional. En este respecto, se hizo un esfuerzo por adecuar el modelo mediante el uso de seis variables dummy: D97, en abril de 1997; D98, en agosto de 1998; D00; en febrero de 2000; D04, en marzo de 2004; D06, en enero de 2006 y D08 en el periodo que marca el inicio de la crisis financiera mundial de septiembre de 2008 hasta febrero de 2009.

Análisis de cointegración en distintos lapsos

A lo largo de todo el periodo de estudio, el tipo de cambio se caracteriza por distintas etapas de acuerdo con su grado de volatilidad. En la Figura 3 se presenta el comportamiento de la tasa de crecimiento del tipo de cambio nominal segmentada en tres periodos y el comportamiento en niveles de la misma variable en los ejes 1 y 2 respectivamente.

Fuente: Elaboración propia con datos de ^{Banxico (2020)}

Figura 3 Eje principal: Tasa de crecimiento del tipo de cambio nominal, dividido en tres periodos. En el eje secundario: Tipo de cambio nominal en niveles. 

Se puede observar una alta volatilidad (medida por la varianza) en el primer periodo (enero de 1995-diciembre de 2001); en el segundo (enero de 2002-septiembre de 2009), una aparente estabilidad, donde la tendencia es casi horizontal; y en el tercer periodo (octubre de 2009-febrero de 2020), una volatilidad moderada, entre pequeños lapsos de estabilidad como se muestra en la Tabla 1.

En términos generales, el primer periodo se inició en enero de 1995, un año después de la entrada en vigor del TLCAN, y finalizó en diciembre de 2001 cuando China ingresó a la OMC, además de la formalización en México de la estrategia de crecimiento exportador, que suponía mercados competitivos y eficientes. El periodo se caracteriza por una alta volatilidad cambiaria con tendencia decreciente de forma sistemática y una muy baja participación de las importaciones de origen chino en el comercio mexicano. Para enero de 2002, se inició un segundo periodo con relativa estabilidad cambiaria que finalizó en septiembre de 2009 con una creciente participación de las importaciones provenientes de China como un factor trascendental. El tercer periodo se describe como el inicio de la crisis mundial, además de diferentes sucesos que afectaron temporalmente la estabilidad de la moneda, de modo que la volatilidad fue contenida por las autoridades monetarias correspondientes. El periodo de análisis finaliza justo antes del inicio de la crisis mundial por COVID-19.

Por lo tanto, se tienen tres periodos distintos, en los cuales, la relación entre el tipo de cambio real y las exportaciones hacia EUA tuvo diferentes matices, en concordancia con la aseveración de Ozturk (Op. Cit.) y Coric y Pugh (Op. Cit.), con respecto a que dicha relación puede tener resultados distintos que dependen, en este caso de las características de los periodos de estudio seleccionados.

Periodo 1: enero de 1995 a diciembre de 2001

Para determinar el crecimiento de las exportaciones hacia EUA en función del tipo de cambio nominal y de las importaciones de origen chino, se estimó un modelo VAR para el periodo, asumiendo que las series son integradas de primer orden. En forma análoga, se estimaron los criterios para determinar la longitud del modelo.

A partir del modelo estimado con dos rezagos se obtuvo mediante la cointegración de Johansen la siguiente ecuación.

Del mismo modo que en el modelo anterior, se estimaron las raíces inversas del polinomio característico autorregresivo para comprobar la estabilidad del modelo. Como se puede observar, y de acuerdo con la hipótesis planteada, dentro de un entorno de alta volatilidad cambiaria, los coeficientes fueron estadísticamente significativos y se interpretan como la elasticidad de las exportaciones hacia EUA con respecto de las importaciones provenientes de China y el tipo de cambio nominal. De manera que una variación de estas últimas está asociada con un cambio en las exportaciones en 4.59 y -29.11 respectivamente.

Los errores del modelo cumplieron los supuestos de normalidad, homocedasticidad y ausencia de autocorrealción de primer orden y de orden superior. Las pruebas correspondientes se muestran en las Tablas 9-11 del Anexo. Para ello, fue necesario incluir cuatro variables dummy: D95, en el mes de abril de 1995; D99, en los meses de enero, mayo y julio de 1999; D00, en el mes de febrero del año 2000 y D01 en el mes de julio de 2001.

Periodo 2: octubre de 2002 a septiembre de 2009

Como se muestra en la Figura 3, el segundo periodo se caracteriza por un comportamiento estable y de baja volatilidad del tipo de cambio, en contraste con el primer periodo.

Un elemento clave como factor de este efecto es sin duda el comportamiento creciente de las exportaciones hacia EUA, a pesar de dos caídas en los niveles de exportación en el último trimestre del 2006 y el último trimestre de 2007. Las exportaciones totales hacia EUA tuvieron una tasa de crecimiento superior a la tasa del lapso de estudio anterior pese al lento crecimiento general asociado con la crisis financiera, que no logró llevar a terreno negativo el comercio exterior colocado en el mercado estadounidense, pues este mostró una tendencia creciente como en los años anteriores.

En un modelo acreditó la estabilidad dentro del círculo unitario, se aplicaron las pruebas de cointegración de Johansen de donde se obtuvo la ecuación:

Se puede observar que persistió la relación positiva de las exportaciones hacia EUA con las importaciones de origen chino con una disminución significativa. Asimismo, en contraste con el periodo anterior, dentro de un entorno de mayor estabilidad, la relación negativa con el tipo de cambio nominal se redujo considerablemente.

Los coeficientes obtenidos fueron estadísticamente significativos; en consecuencia, la elasticidad de las exportaciones hacia EUA con respecto de las importaciones de origen chino y del tipo de cambio nominal fue de 0.38 y -1.10 respectivamente.

De manera análoga, los errores del modelo acreditaron las pruebas de normalidad, homocedasticidad y ausencia de autocorrelación de primer orden y orden superior (Tablas 12-14 del Anexo). Cabe señalar que fue necesario incluir tres variables dummy; a saber, D02 en el mes de abril de 2002; D06, en el mes de marzo de 2006 y D08, en octubre de 2008.

Periodo 3: octubre de 2009 a febrero de 2020

Bajo la presión de la crisis financiera de 2008 dentro del territorio estadounidense, las repercusiones en México se presentaron de manera más fuerte en el segundo semestre de 2009 donde, además, las exportaciones de bienes y servicios se redujeron de manera parcial debido a la baja en la demanda de EUA, así como una tendencia decreciente en los ingresos percibidos por concepto de remesas, y niveles de empleo con tasas de crecimiento anualizadas negativas (^{Banxico, 2009}).

En este contexto y bajo el esquema de política monetaria mexicano guiado por la tasa de interés para buscar la estabilidad de precios, se dieron ajustes en el mercado cambiario por lo que diferentes investigaciones confirman que el tipo de cambio sirve aún como un instrumento secundario para el logro del objetivo inflacionario a través de las intervenciones de la autoridad monetaria en el mercado cambiario (^{Ampudia 2007}; ^{Mántey 2009}), y por ello, es cuestionable su impacto en el comercio internacional.

El periodo de estudio se concluyó en febrero de 2020 debido a que, en marzo de ese año, se decretó la emergencia sanitaria por la pandemia del COVID-19. Como consecuencia, se inicia un fuerte cambio estructural fuera del periodo de análisis de este trabajo.

Sin pérdida de generalidad, en el modelo presentó estabilidad dentro del círculo unitario; y al aplicar la cointegración de Johansen, se obtuvo:

En virtud de lo anterior, se confirma el incremento altamente significativo tanto de las importaciones provenientes de China como de las exportaciones mexicanas dirigidas hacia EUA, lo que confirma la importancia en el desarrollo de las cadenas globales de valor en el proceso productivo para impulsar aún más la dinámica exportadora de nuestro país hacia el vecino del norte.

No obstante, es importante mencionar dos puntos relevantes en este último periodo: por un lado, la elasticidad de las exportaciones con respecto de las importaciones incrementó hasta 0.77 y del tipo de cambio disminuyó aunque el signo negativo prevaleció con un valor de 0.16, ambos coeficientes estadísticamente significativos; y por otro lado, a pesar de que se incluyeron tres variables dummy; a saber, D11, en el mes de septiembre de 2011; D12, en abril de 2012, y D17 en agosto de 2017, se acreditaron las pruebas de normalidad y homocedasticidad (Tablas 15 y 16 del Anexo, respectivamente). Para el caso de la ausencia de autocorrelación, se acreditó sólo para los rezagos 2 y 4 (Tabla 17 en el Anexo).

En la Tabla 2 se muestra un resumen de los resultados.

Algunas apreciaciones finales sobre la estimación de los modelos

En un inicio, al estimar los modelos que aquí se presentan, el propósito fue mostrar cambios estructurales en lugar de pronósticos. Dicho de otra manera, para fines de pronóstico, es una condición necesaria que se cumplan los supuestos del modelo en lo que respecta a los errores: una distribución normal, varianza constante y ausencia de autocorrelación. En este sentido, se consideró que, para la estimación con datos mensuales en el largo plazo, resulta una gran cantidad de observaciones, y por ello es muy difícil que se cumplan los supuestos, ya que existen diversas fluctuaciones en los procesos estocásticos que imposibilitan un resultado favorable para el cumplimento de los supuestos.

En este respecto, ^{Covarrubias y Liu (2023)} presentan una generalización de la resolución de los modelos VAR para i variables con j rezagos, donde la base del estudio radica en el análisis de tipo estructural; en términos generales, se asume una normalidad asintótica, dada la ley de los grandes números, debido al tamaño de la muestra y en cuanto a la homocedasticidad y autocorrealción los resultados obtenidos dejan se ser los mejores estimadores linealmente insesgados (MELI) con fines de pronóstico (^{Wooldridge, 2010}; ^{Gujarati, 2010}) donde se confirma que los resultados son confiables en términos del análisis estructural.

Finalmente, se replantearon los modelos que aquí se presentan y se logró que los supuestos se cumplieran de manera satisfactoria mediante la inclusión de variables dummy, que se explican en las secciones respectivas. Un resumen completo de las pruebas realizadas se encuentra en el Anexo.