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

II

Dedicatoria

A mis padres y a mis hermanos. A mis tıos Pepe y Nelly, quienes siempre me han

brindado su apoyo. A la memoria de mi abuelo Tocho, a quien le querıa mostrar

todos mis logros.

Jack

A mis padres. A todos aquellos economistas que dıa a dıa se esfuerzan por hacer

de la economıa una ciencia a la altura de los fundamentos de una sociedad libre y

prospera.

Gabriela

III

Tribunal de titulacion

Ivan Davila Fadul, M.Sc.

PRESIDENTE DEL TRIBUNAL

Manuel Gonzalez Astudillo, Ph.D.

DIRECTOR DE TESIS

Gonzalo Villa Cox, M.Sc.

VOCAL PRINCIPAL

IV

Declaracion expresa

La responsabilidad del contenido de esta tesis de grado corresponde exclusivamente

a los autores, y el patrimonio intelectual de la misma a la Escuela Superior

Politecnica del Litoral.

Jack Braulio Zambrano Vera

Gabriela Alexandra Franco Garcıa

V

Indice general

Dedicatoria . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . II

Tribunal de titulacion . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . III

Declaracion expresa . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . IV

Indice general . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . V

Resumen . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . VII

Abstract . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . VIII

Lista de Figuras . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . IX

Lista de Tablas . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . X

Introduccion . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 1

Capıtulo 1: Marco teorico y revision de literatura . . . . . . . . . . 4

1.1 Restriccion presupuestaria intertemporal del Gobierno . . . . . . . . . 5

1.1.1 Planteamiento . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 5

1.1.2 Implicaciones de polıtica fiscal . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 6

1.2 Enfoques de sostenibilidad fiscal . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 9

1.3 Estudios de sostenibilidad fiscal para el caso ecuatoriano . . . . . . . . 11

Capıtulo 2: Datos . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 14

2.1 Evolucion historica de los ingresos, gastos y PIB nominal . . . . . . . . 14

2.2 Analisis de los principales componentes de los ingresos y gastos . . . . 16

2.2.1 Ingresos . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 16

2.2.2 Gastos . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 17

2.3 Evolucion de la deuda publica y los deficits fiscales . . . . . . . . . . . 18

2.3.1 Deuda publica . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 18

2.3.2 Deficit fiscal . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 20

Capıtulo 3: Resultados . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 22

3.1 Propiedades estocasticas de las variables ingresos y gastos . . . . . . . 22

VI

3.2 Modelo sin quiebre . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 25

3.3 Modelo con quiebre . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 27

Conclusiones . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 36

Referencias . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 37

Apendice A: Tratamiento de datos . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 41

Apendice B: Analisis de cointegracion . . . . . . . . . . . . . . . . . 44

B.1 La prueba de Engle-Granger . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 45

B.2 El estimador maximo-verosımil de Johansen . . . . . . . . . . . . . . . 46

Apendice C: Test de Gregory-Hansen . . . . . . . . . . . . . . . . . 48

Apendice D: Estimacion por FM-OLS . . . . . . . . . . . . . . . . . 50

Apendice E: Test de Hansen . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 52

Apendice F: Cambios en el rango de la matriz de cointegracion . 54

Anexos . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 57

VII

Resumen

Este documento examina la sostenibilidad fiscal en Ecuador. Para esto se realiza-

ron pruebas de cointegracion entre los ingresos y gastos publicos durante el perio-

do 1994-2014, considerando posibles quiebres estructurales determinados de manera

endogena. Dentro de este analisis se le presta particular atencion al vector de cointe-

gracion. Los resultados empıricos muestran que la polıtica fiscal no se ha mantenido

sostenible a lo largo de la toda la muestra. En los ultimos anos la relacion entre los

ingresos y gastos se debilita y comienza a entrar en una senda de insostenibilidad,

por lo que, de continuar con la polıtica fiscal actual, se necesitarıa de una situa-

cion de esquema Ponzi para cumplir con las obligaciones a futuro. La credibilidad

crediticia del gobierno ecuatoriano se puede ver comprometida, por lo que nuevas

emisiones de deuda vendrıan acompanadas de altas tasas de interes y las condicio-

nes de financiamiento poco favorables en los mercados internacionales podrıan traer

problemas de liquidez al gobierno ecuatoriano.

VIII

Abstract

This paper examines the fiscal sustainability in Ecuador. Cointegration tests between

revenues and expenditures allowing for endogenously determined structural breaks

are performed for the 1994-2014 period. This analysis pays particular attention to the

cointegrating vector. The empirical results show that fiscal policy is not sustainable

throughout the entire sample. In recent years, the relationship between income and

expenses has weakened and begins to enter a path of unsustainability. This means

that, in order to continue running the current fiscal policy, the government would

have to use a Ponzi scheme to face its future liabilities. The creditworthiness of the

Ecuadorian government may be compromised, so new debt would be accompanied

by high interest rates, and unfavorable financing conditions in international markets

could bring liquidity problems to the Ecuadorian government.

IX

Indice de figuras

2.1 Evolucion de la deuda publica interna y externa sobre PIB . . . . . 18

2.2 Evolucion del deficit del PGC y SPNF (base devengada) . . . . . . 20

3.1 Test de Gregory-Hansen . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 29

3.2 Test de Hansen . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 30

X

Indice de tablas

1.1 Enfoque de Quintos (1995) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 9

3.1 Tests de raız unitaria . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 24

3.2 Pruebas de cointegracion - modelo sin quiebres . . . . . . . . . . . . 26

3.3 Pruebas de cointegracion - modelo con quiebre (variables reales) . . 31

3.4 Pruebas de cointegracion - modelo con quiebre (variables reales sobre

PIB real) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 32

3.5 Prueba t modificada (variables reales) . . . . . . . . . . . . . . . . . 34

3.6 Prueba t modificada (variables reales sobre PIB real) . . . . . . . . 35

Analisis de sostenibilidad de la polıtica fiscal ecuatoriana 1

Introduccion

La polıtica fiscal es el conjunto de programas de impuestos y gasto publico

que utiliza el poder ejecutivo para la provision de bienes y servicios, la redistribucion

de la riqueza y la estabilizacion economica. La sostenibilidad de un regimen de

polıtica fiscal hace referencia a la capacidad del gobierno de mantener dicho regimen,

sin alterar sus parametros fundamentales y sin comprometer el cumplimiento de sus

obligaciones.

En Ecuador, este tipo de polıtica se ha convertido en la principal herramien-

ta de ajuste debido a que se carece de instrumentos de polıtica monetaria al no tener

moneda propia. Durante los ultimos anos el paıs ha experimentado elevados ingresos

petroleros impulsados por condiciones exogenas, lo cual significo una oportunidad

para mejorar las condiciones fiscales. Sin embargo, sucesos recientes ponen en duda

la sostenibilidad fiscal ecuatoriana, entre ellos: deficits comparables con los de la

ultima crisis financiera ecuatoriana, el tamano que ha adquirido el gasto publico,

el fin de la epoca del boom petrolero y nuevas adquisiciones de deuda publica con

condiciones poco favorables.

En el presente trabajo se examina si la polıtica fiscal ecuatoriana es con-

sistente con la restriccion presupuestaria intertemporal (RPI). Se consideran los

ingresos y gastos fiscales del presupuesto del gobierno central en terminos reales

y normalizados por PIB real. Tomando el periodo de estudio 1994-2014, se aplica

tecnicas econometricas para evaluar la sostenibilidad de la polıtica fiscal y cambios

en la estructura del regimen.

Bajo el marco de la RPI, un regimen de polıtica fiscal es sostenible si el

valor actual de deuda es igual al valor presente de los futuros deficits y superavits

primarios. Ası, el gobierno puede financiar los costos de la deuda corriente y fu-

Introduccion 2

tura con ingresos futuros. Este planteamiento ha sido utilizado comunmente en la

literatura para evaluar sostenibilidad en varios paıses.

Dentro de este contexto, son numerosos los estudios que han evaluado la

sostenibilidad de las finanzas publicas para distintos paıses. En el caso de Estados

Unidos, Hakkio y Rush (1991) examinan si los deficits acumulados violan la RPI

para el periodo correspondiente a 1950-1988. Se enfocaron en dos cuestiones para

que la polıtica fiscal de un gobierno cumpla la RPI. La primera condicion, que los

ingresos y gastos (incluyendo el pago de intereses) sean series cointegradas, es decir,

que exista una relacion a largo plazo entre las variables. La segunda es que dicha

relacion sea 1:1. De cumplirse ambas condiciones, la serie de deficits serıa estacionaria

y, por lo tanto, las finanzas publicas serıan sostenibles. Los resultados indican que

los ingresos y gastos no parecıan estar cointegrados desde 1964. Adicional a esto, el

gasto de gobierno crecıa por encima de los ingresos y, de continuar con la polıtica

fiscal vigente, habrıa problemas de sostenibilidad porque no se cumplirıa la RPI.

Para Estados Unidos tambien, Quintos (1995) evalua la sostenibilidad de

los deficits del gobierno y considera posibles quiebres estructurales dentro la polıti-

ca fiscal para el periodo de estudio de 1947-1992. A diferencia de Hakkio y Rush

(1991), plantea que la condicion de sostenibilidad necesaria y suficiente es que el

crecimiento del stock de deuda sea menor que el de la tasa de interes promedio. La

cointegracion es solo condicion suficiente y los gastos pueden estar predominante-

mente por encima de los ingresos. Esto implica que es posible alcanzar sostenibilidad

aun con un proceso de deficits no estacionario. Encuentra evidencia a favor de un

quiebre estructural alrededor de 1980: para el periodo antes del quiebre los ingresos

y gastos (incluyendo pago de intereses) sı cointegran pero no luego del quiebre. Los

crecientes deficits son catalogados como debilmente sostenibles, es decir, pueden ser

financiados pero el gobierno tendra dificultades comercializando su deuda en el largo

plazo.

Alvarez (2006) realiza un estudio sobre la sostenibilidad de polıtica fiscal en

el Ecuador basado en el planteamiento de la RPI para el periodo 1994-2005. Desarro-

lla un analisis de cointegracion utilizando el test de la traza de Johansen (1991) con

los ingresos fiscales, gastos (incluyendo el pago de amortizaciones) y PIB, ademas

Introduccion 3

estima el valor del coeficiente de la ecuacion cointegradora. Encuentra que existe

dos relaciones de cointegracion, y que el gasto publico ha crecido mas rapidamente

que los ingresos. Bajo el criterio de Quintos (1995), este ultimo resultado da como

conclusion que la polıtica fiscal era debilmente sostenible1.

Este trabajo sigue el procedimiento planteado por Quintos (1995). Primero

se realiza un analisis sin considerar la posibilidad de quiebre, luego se introducen

elementos adicionales para comprobar su existencia. Para el analisis sin quiebre,

se estima una regresion entre ingresos y gastos, y despues se evalua algunos tests

para probar cointegracion. En el analisis considerando quiebre, se utiliza tests que

evaluan cambios en la relacion de cointegracion.

Los resultados obtenidos muestran que para el modelo sin quiebre, durante

1994-2014 los gastos han crecido por encima de los ingresos y los test de cointegracion

no muestran informacion concluyente sobre la existencia de una relacion a largo plazo

entre los ingresos y gastos. En el modelo considerando quiebres estructurales, los

resultados en conjunto apuntan a que hubo un quiebre en la relacion de cointegracion

en algun momento del periodo 2006 a 2011, y que en los anos antes del quiebre la

relacion de largo plazo entre ingresos y gastos era cercana a una relacion 1:1. En tanto

que para los anos luego del quiebre, la relacion se debilita de manera significativa.

De igual modo, los test de cointegracion sugieren que luego del quiebre se deja de

observar una relacion de equilibrio de largo plazo entre las variables.

La tesis esta dividida de la siguiente manera: en el Capıtulo 1 se describiran

los fundamentos teoricos en los que se basa este trabajo, se discutira sobre los enfo-

ques tradicionales de sostenibilidad y se hara una sıntesis de los trabajos anteriores

aplicados a Ecuador, en el Capıtulo 2 se realizara un analisis de la evolucion de las

variables tomadas a consideracion para este estudio, los componentes principales de

los ingresos y gastos, y un pequeno analisis de los deficits y la deuda publica, en

el Capıtulo 3 se analizaran y presentaran los resultados obtenidos de las aplicacio-

nes econometricas. Finalmente, se dara a conocer las conclusiones, ademas de los

apendices y anexos que complementan este trabajo.

1Otros estudios para Ecuador como Astorga (2002), Maldonado y Fernandez (2007), Uribe (2007), concluyen

que el caso de Ecuador antes del 2007 es uno de insostenibilidad fiscal.


Capıtulo 1

Marco teorico y revision de

literatura

Los individuos no planifican su consumo basados solamente en el ingreso

disponible, ya que se dispone de instrumentos de ahorro y deuda que permiten utili-

zar renta de otros perıodos para el consumo en un perıodo dado. Basicamente, si una

persona preve que en el futuro tendra mas ingresos, se vera alentada a endeudarse

en el presente; por otro lado, si preve que en el futuro tendra menos ingresos, su

consumo se contraera para ahorrar mas en el presente. Sin embargo, los individuos

no pueden consumir sin lımite, debido a que enfrentan una restriccion presupues-

taria intertemporal, la cual expresa que el valor total de nuestro consumo traıdo

a valor presente debera ser igual a toda la riqueza que generemos durante nuestra

existencia2.

Los estados tambien enfrentan una restriccion presupuestaria intertemporal

(RPI). La literatura sobre la RPI plantea que la sostenibilidad fiscal se da cuando

el stock de la deuda iguala al valor presente de los futuros resultados primarios

(superavits o deficits). Esto supone como condicion necesaria que los estados no

tengan un comportamiento Ponzi, esto es, que se financie deuda con mas deuda. Por

lo tanto, la condicion no juego de Ponzi implica que el stock de deuda final debera

ser extinto descontado a valor presente, en otras palabras, converger hacia 0.

2Teorıas como la del ingreso permanente de Friedman se fundamentan en la restriccion presupuestaria inter-

temporal (De Gregorio, 2007, pp68-70).

Capıtulo 1. Marco teorico y revision de literatura 5

En este capıtulo se discutira mas a fondo estos temas, tomando como refe-

rencias principales los trabajos de Hakkio y Rush (1991), Quintos (1995) y Chalk

y Hemming (2000). En la primera seccion se hara referencia a la RPI, la condicion

de transversalidad para la sostenibilidad de la deuda publica, las implicaciones que

tienen la RPI y la condicion de transversalidad sobre la relacion estocastica entre

las series de ingresos y gastos fiscales. En la segunda seccion se realizara una breve

descripcion de los enfoques tradicionales propuestos por algunos autores para tra-

tar el tema de la sostenibilidad fiscal y las limitaciones de la RPI. En la tercera

seccion, se revisaran los estudios previos para el caso ecuatoriano, sus conclusiones

mas importantes y que recomendaciones se hicieron en su momento para corregir la

situacion abordada.

1.1 Restriccion presupuestaria intertemporal del

Gobierno

1.1.1 Planteamiento

Para cada perıodo, el gobierno tiene que tomar decisiones de polıtica fis-

cal que cumplan con la siguiente restriccion presupuestaria (suponiendo bonos con

madurez de 1 perıodo):

Rt +Bt = Gt + (1 + it) ∗Bt−1, (1.1)

donde Rt son los ingresos fiscales, Gt son los gastos del gobierno sin incluir los pagos

al servicio de la deuda, Bt son los fondos adquiridos por emision de deuda, e it es la

tasa de interes.

La restriccion presupuestaria se cumple para todos los perıodos. Resolviendo

hacia adelante la ecuacion (1.1) se logra combinar las restricciones de los periodos

futuros para formar la restriccion presupuestaria intertemporal:

Bt =∞∑t=1

rt+j (Rt+j −Gt+j) + lımn→∞

rnBn, (1.2)


donde

rt =t∏

s=1

1/(1 + is) (1.3)

Si el termino lımn→∞ rnBn fuera diferente de cero, implicarıa que el gobierno

cubre sus pagos de capital e intereses con mas deuda (esquema Ponzi). O’Connell

y Zeldes (1988) demuestran que, para un numero finito de agentes, si un gobierno

intenta funcionar bajo este esquema, llegara un momento en que ningun agente

racional querra poseer sus obligaciones.

Por esto, para que la polıtica fiscal del gobierno sea sostenible se debe im-

poner la condicion de transversalidad:

lımn→∞

rnBn = 0 (1.4)

Si se cumple esta condicion, la RPI (1.2) queda expresada como

Bt =∞∑j=1

rt+j (Rt+j −Gt+j) (1.5)

A esta expresion se la conoce como la restriccion presupuestaria a valor

presente (RPVP, de aquı en adelante) y denota que el monto de la deuda contraıda

en un perıodo debe ser igual al valor presente de los futuros deficits o superavits

primarios.

1.1.2 Implicaciones de polıtica fiscal

Polıticas de deuda publica

¿Existe algun nivel de deuda sostenible? La condicion de transversalidad

expresa que el valor presente de la deuda del “ultimo” perıodo debe ser cero. Esto

implica que, en el largo plazo, la deuda no puede crecer mas rapido que la tasa de

interes. Bajo este marco, una polıtica de alto endeudamiento se podrıa considerar

sostenible, siempre y cuando este acompanada por altas tasas de interes, siendo

posible un razon deuda/PIB sin lımite. Chalk y Hemming (2000) argumentan que

esto no es muy sensato, ya que el gobierno no puede tener recaudaciones de impuestos


mas altas que los ingresos que genera la economıa, delimitando los superavits de la

siguiente manera:

Rt −Gt < φYt,

donde Yt es la produccion y φ < 1. Entonces, la ecuacion (1.5) se puede expresar en

funcion de los ingresos futuros de la economıa a traves de la siguiente desigualdad:

Bt <∞∑j=1

rt+jφYt+j (1.6)

Si la tasa de interes es predominantemente mayor que el crecimiento de la

economıa, el lado derecho de (1.6) converge y la razon deuda/PIB necesitarıa estar

acotada.

Existen casos donde, a pesar de que la polıtica fiscal podrıa parecer cohe-

rente, esta no serıa consistente con la RPVP. Chalk y Hemming (2000) argumentan

que si la tasa de interes es lo suficientemente pequena, la razon deuda/PIB podrıa

decrecer asintoticamente hacia cero y al mismo tiempo ser catalogada como insos-

tenible; por ejemplo, en una economıa que experimente altas tasas de crecimiento

de la produccion, pero tasas muy bajas de crecimiento de la deuda y una tasa de

interes aun menor.

Relacion estocastica entre ingresos y gastos fiscales

Si se asume una tasa de interes estacionaria con media incondicional i la

ecuacion (1.1) se puede expresar como

Et + (1 + i)Bt−1 = Rt +Bt, (1.7)

donde Et = Gt + (it − i)Bt−1, esto es, el gasto de gobierno mas el pago de intereses

adicionales cuando la tasa de interes esta por encima o por debajo de su media

incondicional. Resolviendo (1.7) hacia adelante:

Bt =∞∑t=1

(1 + i)−(j+1) (Rt+j − Et+j) + lımj→∞

(1 + i)−(j+1)Bt+j (1.8)


Suponiendo que R y E se comportan como paseos aleatorios con drift:

Rt = α1 +Rt−1 + ε1t

Et = α2 + Et−1 + ε2t,

la ecuacion (1.8) se puede reescribir como:

Grt = α +Rt + lım

j→∞(1 + i)−(j+1)Bt+j + εt, (1.9)

donde

Grt = Gt + itBt−1

α =∞∑t=1

(1 + i)−(j+1)(α1 − α2)

ε =∞∑t=1

(1 + i)−(j+1)(ε1t − ε2t)

A partir de (1.9), Hakkio y Rush (1991) eliminan el termino de lımite y

propone la siguiente ecuacion de regresion, la cual permite hacer inferencia sobre la

sostenibilidad fiscal:

Rt = µ+ bGrt + εt (1.10)

Hakkio y Rush (1991) indican que si las series Rt y Gt no son es-

tacionarias, la cointegracion es necesaria para que las polıticas del gobierno sean

consistentes con la RPVP. El vector de cointegracion debe ser [1,−b] con 0 < b ≤ 1.

Esto coincide con el enfoque de Trehan y Walsh (1988), quienes muestran que si los

ingresos, gastos y deuda (en terminos reales) son procesos de raız unitaria, basta con

que el deficit (incluyendo pagos de intereses) sea estacionario para que se cumplan

las ecuaciones (1.5) y (1.4)

Quintos (1995) extiende este analisis y demuestra que la estacionariedad en

diferencias de la deuda es una condicion suficiente para que el termino lımite de la

ecuacion (1.4) tienda a cero; no obstante, si el proceso es I(1), el lımite aun tiende a


cero, pero a una velocidad de convergencia mas lenta3 (version “debil” de sostenibi-

lidad). Luego, para relacionar estas conclusiones con la ecuacion de regresion (1.10),

plantea:

∆Bt = (1− b)Grt − µ− εt (1.11)

Suponiendo que Grt es I(1), si b 6= 1, entonces ∆Bt tambien sera I(1), lo

cual se enmarca con la version debil de sostenibilidad. Por otro lado, ∆Bt solo es

estacionario si b = 1 y εt es estacionario. Con base a lo expuesto, un resumen de las

condiciones de sostenibilidad de Quintos (1995) se puede observar en la Tabla 1.1.

Tabla 1.1: Enfoque de Quintos (1995)

Valores de b y Cointegracion en (1.10) provoca ∆Bt ⇒ Conclusion

b = 1 Sı I(0) Sostenibilidad fuerte

b = 1 No I(1) Sostenibilidad debil

0 < b < 1 No desempena ningun papel I(1) Sostenibilidad debil

b = 0 No desempena ningun papel I(1) No sostenibilidad

Fuente: de Castro (2005, p21)

Ademas de lo discutido, Hakkio y Rush (1991) demuestran que si 0 < b < 1,

el valor de la deuda sin descontar tiende a infinito. Esto significarıa que para que se

cumpla la RPVP en (1.5) se requiere tasas de interes que compensen el crecimiento

abrupto de la deuda. Esto podrıa significar que el gobierno tendra problemas para

comercializar su deuda porque se percibirıa como muy riesgosa

1.2 Enfoques de sostenibilidad fiscal

Se han realizado varios estudios internacionales bajo el esquema de la res-

triccion presupuestaria intertemporal. Hakkio y Rush (1991) encuentran que, en los

anos 1950-1988, los ingresos y gastos fiscales de Estados Unidos cointegraban con

0 < b < 1; ası, catalogan al deficit respectivo como “demasiado grande”, esto es, que

se requerıa de un esquema Ponzi para financiarlo. Quintos (1995) refuta la necesidad

3Para mas informacion en detalle ver Quintos (1995, pp410-411).


de que exista cointegracion, y al incorporar los conceptos de sostenibilidad debil y

fuerte, argumenta que los hallazgos de Hakkio y Rush (1991) se enmarcan en una

situacion de sostenibilidad debil. de Castro (2005) estudia el caso de Espana antes

de 2005, y encuentra que la polıtica fiscal estaba encaminada hacia la sostenibilidad

fuerte.

Sin embargo, existen otros autores que cuestionan la capacidad de la RPI

para evaluar sostenibilidad y proponen otros enfoques, los mas importantes se de-

tallan a continuacion.

Chalk y Hemming (2000) examinan la manera en que la sostenibilidad fiscal

se ha evaluado en distintos trabajos del Fondo Monetario Internacional (FMI). La

mayorıa de analisis de sostenibilidad parten del enfoque teorico de la restriccion

presupuestaria intertemporal, pero este enfoque tiene serias limitaciones siendo la

consecuencia mas importante que no limita el tamano de la deuda o de los deficits,

estos pueden ser grandes y aun ası seguir cumpliendo la RPVP con tal que aquello

se compense, en valor presente, con los futuros superavits primarios.

Ellos resaltan los trabajos del FMI cuyo enfoque se basa en la medicion

de indicadores de sostenibilidad, donde se presta menos atencion a la definicion

formal de la RPVP y se centran en las nociones intuitivas de los indicadores. Si bien

la arbitrariedad para definir la sostenibilidad es un limitante, este enfoque tiene

posiciones mas prudentes en casos en que la polıtica fiscal se caracteriza por alta

deuda y deficits primarios.

Ante la crisis del enfoque de la Organizacion para la Cooperacion y el Desa-

rrollo Economico (OCDE) que evaluaba la sostenibilidad de sus paıses miembros a

traves del deficit ajustado cıclicamente (CAB, por sus siglas en ingles), Blanchard

(1990) propone un conjunto de indicadores para responder a cuatro preguntas sobre

la polıtica fiscal, entre ellas su sostenibilidad. Para esta tarea sugiere tres indicadores

con los cuales se conocera si la polıtica fiscal es viable o tendra que reajustarse en

el futuro.

El primero es el indicador de brecha primaria que busca el deficit primario

permanente necesario para estabilizar el ratio de deuda. El segundo indicador es

el de brecha fiscal que muestra el incremento en la relacion impuestos sobre PIB


(presion fiscal) necesaria para que la deuda sea sostenible dadas las polıticas de

gasto corriente. El tercero es el indicador de brecha fiscal de mediano plazo que

mide la cantidad de presion fiscal que tiene que aumentar en los proximos N anos

para estabilizar el ratio de deuda y las expectativas futuras de gasto.

Bohn (2007) discute si las condiciones de estacionariedad y cointegracion

utilizadas frecuentemente para evaluar sostenibilidad son necesarias para una polıti-

ca fiscal consistente con la RPI. Afirma que la RPI se puede satisfacer con series de

deuda, ingresos y gastos (incluyendo intereses) con un orden de integracion arbitra-

riamente alto4 y no solo con series I(1), a mas de esto, la sostenibilidad se puede

dar si los ingresos y gastos no estan cointegrados como tambien menciona Quintos

(1995).

En otras palabras, las pruebas de estacionariedad sobre la deuda no pueden

concluir que la polıtica fiscal no es sostenible, ası mismo con las pruebas de coin-

tegracion entre ingresos y gastos. Presenta como una alternativa mas prometedora

evaluar la situacion fiscal a traves de un enfoque de funciones de reaccion de polıtica

con correccion de errores.

1.3 Estudios de sostenibilidad fiscal para el caso

ecuatoriano

Dentro la de investigacion economica se han realizado varios estudios so-

bre la sostenibilidad de la polıtica fiscal en el Ecuador tanto enfoques similares al

planteado en la presente tesis como tambien desde otras perspectivas metodologicas.

Los dos estudios previos relacionados a las implicaciones testeables de la RPI

fueron realizados por Hidalgo y Villavicencio (2000) y Alvarez (2006). El presente

trabajo viene a ser una actualizacion de aquellos estudios con el aporte adicional del

analisis de los quiebres en relacion de cointegracion.

Hidalgo y Villavicencio (2000), analizan la estacionariedad de la deuda (me-

dida en deuda publica externa en manos de los tenedores privados a valor de mer-

4Esto significarıa que habrıa que diferenciar las series un numero arbitrario de veces para que lleguen a ser

estacionarias.


cado) sobre PIB evaluandola a traves del test de raız unitaria de Phillips y Perron,

y determinan si existe cointegracion entre las series deuda y PIB. El periodo de

estudio fue de 1994-2000 (28 datos trimestrales).

Se obtuvo que la deuda sobre PIB es estacionaria y que existıa cointegracion

entre las series deuda y PIB. La conclusion es que la deuda sı es sostenible, los

resultados cumplen con la RPI y por ende la condicion de transversalidad. Ademas

indicaron que el problema no era de solvencia sino de falta de liquidez, por lo que

en aquel momento recomendaron refinanciar la deuda externa ecuatoriana.

Alvarez (2006), prueba la existencia de cointegracion con las variables de

ingresos, gastos y PIB a traves del test de cointegracion de Johansen y estima el valor

del coeficiente de cointegracion. Dicho trabajo no solo concluye si la polıtica fiscal

es o no sostenible, anade los conceptos de sostenibilidad fuerte y debil de Quintos

(1995). El periodo de estudio fue de 1994-2005 (48 datos trimestrales).

El test de Johansen determino que existen dos relaciones de cointegracion

entre las variables antes mencionadas y el coeficiente de cointegracion b tuvo un

valor entre 0 y 1. Los resultados llevaron a la conclusion de que la polıtica fiscal

es debilmente sostenible, pero que aun cuando los gastos estaban por encima de los

ingresos (0 < b < 1) se podıa cumplir la RPI y la condicion de no Ponzi si se utilizaba

una parte de esos gastos para pagar la deuda tal que no creciera por encima de su tasa

de interes. La autora recomendaba crear un fondo de estabilizacion para neutralizar

la volatilidad del mercado de petroleo y establecer lımites al endeudamiento o gastos.

Otros estudios de sostenibilidad como Astorga (2002), Maldonado y Fernandez

(2007) y Uribe (2007) plantean escenarios para evaluar cambios en la polıtica fiscal y

en el panorama de los precios del petroleo, y de esta manera analizar la sostenibilidad

de las cuentas fiscales en un horizonte temporal a mediano y largo plazo.

Astorga (2002), analiza la sostenibilidad de la deuda del sector publico

(SPNF) mediante la metodologıa de la restriccion intertemporal, en la cual el re-

sultado del deficit debe ser igual al financiamiento, y ademas, se realiza un modelo

dinamico de simulacion para estimar de manera numerica la sostenibilidad del en-

deudamiento. Con el fin de desarrollar esta metodologıa, se consideraron seis posibles

escenarios que evaluan las caracterısticas historicas de la polıtica fiscal.


Como conclusiones, dice que el sector publico requiere emprender un esfuer-

zo fiscal para elevar el superavit primario y fortalecer la solvencia en el largo plazo.

Esto debe llevar a analizar reformas estructurales que mejoren la viabilidad fiscal.

Recomendo crear una Unidad Tecnica de Endeudamiento (UTE) para fomentar la

coordinacion y cooperacion en el proceso de contratacion de deuda.

Maldonado y Fernandez (2007), parte del trabajo realizado por Astorga

(2002). En este trabajo se evalua la sostenibilidad a mediano plazo de la polıtica

fiscal a traves de simulaciones de Monte Carlo y la optimizacion del esfuerzo fiscal.

Los resultados concluyeron que la polıtica fiscal no era sostenible, y si se

mantenıan inalterables los programas de gastos y no existıa un cambio en la nor-

mativa impositiva, la relacion deuda/PIB crecerıa en un futuro cercano. Tambien

expresaron que la polıtica de incremento salarial del sector publico deberıa ser mucho

mas austera de lo que habıa sido su comportamiento historico.

Por su parte, Uribe (2007) se basa en el marco teorico propuesto por Chalk

y Hemming (2000) y realiza la medicion de los indicadores de sostenibilidad de

Blanchard (1990); la brecha del deficit primario y la brecha en la recaudacion de

impuestos. Por medio de ambos indicadores analiza una serie de escenarios para

obtener conclusiones sobre la sostenibilidad fiscal para Ecuador.

Determino que el nivel de deuda y el nivel de gasto fiscal del Gobierno

Central no son sostenibles en el largo plazo. Esto se debe principalmente a que

Ecuador es altamente dependiente del petroleo y no posee una fuente de ingresos

permanentes para financiar los gastos permanentes que se generan. Anade al igual

que los otros autores, que la estructura del gasto es un problema y ve difıcil revertir

la situacion por la rigidez legal y la inflexibilidad social de ciertos gastos como los

subsidios.


Capıtulo 2

Datos

En este capıtulo se consideraron datos del periodo de estudio 1994-2014

del Presupuesto del Gobierno Central (PGC) y del Sector Publico No Financiero

(SPNF) obtenidos de las publicaciones disponibles del Banco Central del Ecuador

(BCE). Hay que tomar en cuenta que en el SPNF, los datos no son comparables

antes del 2008 debido a que antes de ese ano no se incluıan los rubros por concepto

de subsidios a combustibles.

En la primera seccion se hara un analisis de la evolucion de las principales

variables de interes para este trabajo: ingresos, gastos y PIB. En la segunda seccion

se detallaran mas a fondo los ingresos y gastos desagregados por sus componentes

principales, y los deficits que se han ido acumulando. En la tercera seccion se anali-

zara la deuda publica y su composicion. Las cifras utilizadas dentro de este capıtulo

se presentan en los Anexos.

2.1 Evolucion historica de los ingresos, gastos y

PIB nominal

En la decada de los 90s, la economıa ecuatoriana se habıa caracterizado por

desequilibrios macroeconomicos como altas inflaciones y perdida de poder adquisiti-

vo del sucre frente a otras monedas, sumado a problemas de coyuntura internacional

como el conflicto belico con Peru en 1995. Durante esta decada el PIB nominal venıa

Capıtulo 2. Datos 15

creciendo cada ano, pero aquello se revierte en 1998 donde este indicador presento

tasas de variacion negativas hasta el ano 2000, producto del fenomeno del nino en

1998 y la ultima gran crisis financiera que sufrio el paıs que trajo consigo una recesion

productiva.

Luego del proceso de dolarizacion en el ano 2000, corregido el problema

de altas inflaciones y constantes devaluaciones de la anterior moneda, Ecuador ha

logrado mantener una tendencia creciente de su PIB nominal hasta la actualidad,

considerando un leve estancamiento en el 2009 debido a la crisis financiera mundial.

Segun el Ministerio de Finanzas, el PGC es la parte que es administrada

directamente por el Gobierno y sus instituciones. En el SPNF se incluyen entidades

que gestionan la prestacion de bienes y servicios como ministerios, universidades

publicas, Gobiernos Autonomos Descentralizados y empresas publicas.

Entre los anos 1994 a 1999, los gastos del PGC estaban ligeramente por

encima de los ingresos. A partir del 2000 los ingresos y gastos venıan creciendo

practicamente a la par hasta el ano 2008 donde se produce una brecha cada vez

mas creciente entre ambas variables, los gastos desde el 2008 a la actualidad han

estado muy por encima de los ingresos recibidos. Una prueba de aquello es que al

2014, los ingresos del PGC representaron 20.13 % en proporcion al PIB, mientras

que los gastos 26.65 % sobre PIB, en comparacion por ejemplo, al ano 2006 que

fueron 14.73 % y 14.98 % o al ano 1999 con 13.69 % y 16.11 %, respectivamente.

En los ingresos y gastos del SPNF no ha sido muy distinto el comporta-

miento. Los ingresos para el 2008 fueron de 35.72 % y los gastos 35.24 % y al 2014

los ingresos alcanzaron el 38.87 % y los gastos 44.12 %, datos sobre PIB.

Las tasas de variacion porcentual de los ingresos y gastos del PGC y del

SPNF, indican que cuando hubo un incremento significativo en los ingresos como

en el 2008, los gastos tambien incrementaron su variacion a proporciones incluso

mayores, lo que denota un comportamiento de expansion del gasto cuando hay

mayores ingresos en la economıa producidos especialmente por aumentos en el precio

del petroleo.


2.2 Analisis de los principales componentes de los

ingresos y gastos

2.2.1 Ingresos

Los ingresos petroleros han sido parte fundamental de la administracion

publica. Si bien los ingresos no petroleros son mayores a los petroleros a lo largo de

la muestra, en el 2008 los ingresos petroleros (en terminos nominales) tuvieron un

ascenso de 163 % en comparacion al ano anterior respectivo, en el 2009 la variacion

porcentual se situo en -50.49 %, debido a la crisis financiera mundial que afecto el

precio del petroleo y otros commodities. Sin embargo al ano siguiente el petroleo

vuelve a recuperar sus precios, bordeando los 100 dolares por barril, para luego en

el 2014 volver a bajar por razones de oferta y demanda en el contexto internacional.

Aun ası, el periodo 2008 al 2014 fue una epoca donde el PGC recibio por

concepto de petroleo $31,709 millones de dolares, cifra que no es superada ni su-

mando todos los ingresos del resto de la muestra (incluso ajustando por inflacion),

lo que indica una mayor relevancia del petroleo en estos ultimos anos dentro de las

finanzas publicas del gobierno.

Con respecto a los ingresos no petroleros, lo conforman en mayor cantidad

los ingresos tributarios, y una pequena parte corresponde a los no tributarios y

transferencias. Estos ingresos dentro de la muestra siempre han estado por encima

de los ingresos petroleros.

En 1999, ano en que se desato la crisis financiera en Ecuador, los ingresos no

petroleros (en terminos nominales) sufrieron una caıda, siendo su variacion porcen-

tual de -27.57 %. A partir del 2000 se observan variaciones porcentuales positivas en

todos los anos, excepto en el 2003 donde se mantuvo constante. Esto se da no solo

porque la economıa ecuatoriana pudo estabilizarse a partir de la dolarizacion, sino

tambien porque la polıtica fiscal tomo mayor importancia dentro de las decisiones a

nivel economica al ya no poder hacer uso de los instrumentos de polıtica monetaria.

La relacion sobre PIB de los ingresos petroleros ha oscilado entre el 3 % y

7 % para el PGC, mientras que los ingresos no petroleros que en 1994 llegaban a


6.76 % han ido incrementado su tamano hasta situarse en 16.53 % al 2014.

En el SPNF, el comportamiento desde el 2008 ha sido similar, los ingresos

no petroleros estan por encima de los petroleros, hay un mayor aumento de los no

petroleros en relacion al PIB y grandes aumentos de los ingresos petroleros desde el

2008.

2.2.2 Gastos

Continuando con el analisis de los componentes del PGC, los gastos estan

divididos en gastos corrientes y gastos de capital. Los gastos corrientes son aquellos

que estan destinados al mantenimiento de las operaciones del gobierno, es decir, son

gastos de consumo. Los gastos de capital estan destinados a proyectos de inversion

o de adquisicion de activos publicos.

Para el periodo 1994-2014, los gastos corrientes son mayores a los gastos de

capital. Ambos gastos han venido creciendo de una forma mas acelerada a partir del

ano 2008.

La relacion con respecto al PIB de los gastos corrientes ha pasado de 9 % en

1994 a 14.90 % en 2014, hubo un incremento de alrededor de 6 puntos porcentuales

en 20 anos. Mientras que la relacion de los gastos de capital paso de 2.54 % en

1994 a 11.75 % en 2014, un aumento de 9.21 % en relacion al PIB, la mayor parte

de este incremento comenzo a partir del 2008 debido a los proyectos estrategicos

impulsados por el actual gobierno. Sin embargo, no deja de ser preocupante que los

gastos corrientes tengan predominancia.

En los gastos corrientes y de capital del SPNF, se tornan aun mas predomi-

nantes los gastos corrientes en comparacion a los gastos de capital. Al ano 2008 los

gastos corrientes sobre PIB eran de 23.9 % versus los 11.33 % de gastos en capital,

para el ano 2014 llegaron a 28.83 % y 15.29 %, respectivamente.


2.3 Evolucion de la deuda publica y los deficits

fiscales

2.3.1 Deuda publica

La deuda publica es un problema estructural con el que Ecuador ha tenido

que lidiar desde su inicio como nacion. No obstante, desde el boom petrolero en

la decada de los 70s, comienza el alto endeudamiento externo. Para 1994 la deuda

publica externa alcanzaba el 60.61 % sobre PIB y la deuda publica total el 68.11 %.

Para el ano 1999 donde se agudiza la crisis financiera, la deuda publica total fue

del 87 %. A partir del ano 2000, la deuda externa en relacion al PIB inicia un

comportamiento decreciente hasta el 2009 llegando a niveles del 11.82 % para luego

volver a ganar peso en los anos siguientes. Al 2014 la deuda externa cerro en 17.49 %.

La deuda interna ha ido ganando participacion con respecto a la deuda total, en el

2014 la deuda interna sobre PIB fue de 12.49 %, un nivel similar al presentado en el

2001.

Figura 2.1: Evolucion de la deuda publica interna y externa sobre PIB

0%

10%

20%

30%

40%

50%

60%

70%

80%

90%

100%

199

4

199

5

199

6

199

7

199

8

199

9

200

0

200

1

200

2

200

3

200

4

200

5

200

6

200

7

200

8

200

9

201

0

201

1

201

2

201

3

201

4

Deuda pública total/PIB Deuda pública externa/PIB

Deuda pública interna/PIB

Fuente: Datos obtenidos del Banco Central del Ecuador

Al cierre del 2014, la deuda a valor nominal superaba los $30 mil millones


de dolares (30 % sobre PIB). El lımite constitucional de endeudamiento publico para

Ecuador es del 40 %5.

La deuda externa al termino del 2014 estaba conformada por deuda bilateral

(45.30 %), multilateral (37.30 %) y los bonos Brady, Global y Soberanos (17.40 %).

La deuda bilateral son prestamos concedidos por otros paıses a Ecuador, allı se

encuentra la Republica Popular de China que consta como el principal acreedor:

el 65 % del total de la deuda bilateral corresponde a prestamos de aquel paıs. La

deuda multilateral es la que conceden organismos financieros internacionales, de

los cuales el BID y la CAF son los mayores acreedores. Y finalmente, los bonos

son instrumentos financieros que se colocan en los mercados internacionales con el

objetivo de buscar financiamiento y diversificar la deuda.

La deuda interna por su parte, esta conformada por tıtulos y certificados

(93.79 %) y entidades del estado (6.21 %). Dentro de los tıtulos y certificados estan

los bonos de largo plazo que al 2014 representaban la totalidad de esta deuda. En

las entidades del estado que sirven con financistas del gobierno, estan el Banco del

Estado y el Instituto Ecuatoriano de Seguridad Social (IESS), siendo este ultimo el

principal acreedor.

Vale la pena hacer mencion a los gastos por amortizaciones y por intereses

del PGC (base caja), es decir los gastos por servicios de la deuda. Las cifras en

ano base 2000 para los gastos por amortizaciones muestran que cuando se decidio

reestructurar una parte de la deuda externa en 2008, al siguiente ano los gastos por

amortizacion cayeron en $379 millones de dolares, el segundo ano mas bajo dentro

de la muestra, en los siguientes anos, este gasto fue incrementandose. Para el 2014

se gastaron $1,380 millones de dolares, un gasto mucho mayor que cuando la deuda

publica total llegaba al 90 % sobre PIB. El unico ano que supera este gasto por

amortizacion es el 2006 donde se destinaron $1,594 millones de dolares.

Los gastos por intereses tambien sufrieron una caıda debido a la reestruc-

tracion de la deuda: en el 2009 se gastaron $220 millones de dolares, el nivel mas

bajo en los ultimos 20 anos. Al 2014, los pagos por intereses de deuda fueron de

$525 millones de dolares, cifra cercana a lo que se pagaba en algunos anos anteriores

5Art. 124 del Codigo Organico de Planificacion y Finanzas Publicas.


al default del 2008. El ano donde ocurrio el mayor pago por intereses fue en el 2000,

con $804 millones de dolares.

2.3.2 Deficit fiscal

El deficit o superavit fiscal es la diferencia entre los ingresos y gastos fiscales,

si los gastos son mayores a los ingresos se dice que hay deficit, aquella diferencia

negativa tendra que ser financiada con deuda.

Figura 2.2: Evolucion del deficit del PGC y SPNF (base devengada)

-7%

-6%

-5%

-4%

-3%

-2%

-1%

0%

1%

199

4

199

5

199

6

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7

199

8

199

9

200

0

200

1

200

2

200

3

200

4

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5

200

6

200

7

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8

200

9

201

0

201

1

201

2

201

3

201

4

Déficit SPNF/PIB Déficit PGC/PIB

Fuente: Datos obtenidos del Banco Central del Ecuador

El deficit del PGC para el ano 2014 fue de 6.38 % como porcentaje del PIB,

es decir, $6,412 millones de dolares, el deficit mas alto del periodo 1994-2014. En los

anos 1998 y 1999 donde se sintieron los efectos de la crisis financiera del Ecuador, el

deficit fue de 3.43 % y 2.42 %, y en la crisis financiera mundial del 2009 fue de 4.2 %.

Hay que considerar que la baja del precio del petroleo a mediados del 2014 fue un

gran inconveniente para el financiamiento de los gastos que habıan sido planficados

pero ya al 2013 el deficit era de 5.78 %, ano en que no se presentaron problemas

externos ni hubo crisis. Desde el 2001 hasta el 2007, el deficit venıa oscilando entre

el 0 % y 1 %.


En el SPNF, se tuvo un pequeno superavit en el 2008 de 0.49 %, luego al

siguiente ano existio un deficit de 3.57 % por efecto de la crisis mundial al igual que

en el PGC. Al 2013, el deficit ya era de 4.60 % y al final del 2014, el deficit cerro en

5.25 %, $5,278 millones de dolares.

Las cifras manifiestan que es necesario prestar especial atencion al nivel de

deficit que se ha estado acumulando en estos ultimos anos. Este analisis en cojunto

sirve como motivacion para evaluar la sostenibilidad de las finanzas publicas que se

abordara en el siguiente capıtulo.


Capıtulo 3

Resultados

En este capıtulo final se presentara y analizara los resultados de las dis-

tintas tecnicas econometricas utilizadas para evaluar la sostenibilidad de la polıtica

fiscal. En la primera seccion se hara una breve descripcion sobre las propiedades es-

tocasticas de las variables ingresos y gastos en terminos reales y normalizadas sobre

PIB real. En la segunda seccion se aplicara el procedimiento de Quintos (1995) para

evaluar sostenibilidad, esto es, la estimacion del coeficiente b de la ecuacion (1.10)

por el metodo de mınimos cuadrados completamente modificados6 (FM-OLS, por

sus siglas en ingles), seguido de un analisis de cointegracion entre ingresos y gastos

del gobierno.

Por ultimo, en la tercera seccion se evaluara si existio quiebre en la relacion

de cointegracion, a traves de los metodos descritos en los apendices de este trabajo.

3.1 Propiedades estocasticas de las variables in-

gresos y gastos

El analisis de sostenibilidad planteado en el Capıtulo 1 supone que las va-

riables de ingresos y gastos del gobierno son procesos I(1)7. Para evaluar que tan

plausible es este supuesto, se aplicaron las siguientes pruebas a las series: los tests de

6Para la estimacion de la matriz de covarianzas se utilizo el kernel espectral cuadratico con seleccion automatica

para el ancho de banda, procedimiento sugerido por Andrews (1991).7Un proceso I(d) es aquel que se vuelve estacionario cuando se diferencia d veces.

Capıtulo 3. Resultados 23

Dickey-Fuller aumentado (ADF) y Phillips-Perron (PP) para raız unitaria, ademas

del test de KPSS para estacionariedad.

El test de Dickey-Fuller considera un proceso autorregresivo AR(1) para las

series. Su hipotesis nula es que existe raız unitaria, lo cual impide el contraste a

traves de una prueba t con las variables en niveles (Dickey & Fuller, 1979, p427).

Para resolver esto, se plantea la regresion entre la primera diferencia de la serie y el

primer rezago.

El estadıstico DF se calcula como en la tıpica prueba t para la significancia

del coeficiente del termino rezagado, pero no sigue una distribucion t de Student; su

distribucion no es estandar y Dickey y Fuller (1979) simularon los valores crıticos pa-

ra distintos tamanos muestrales, luego MacKinnon (1996) extendio esta simulacion.

Un rechazo de la prueba indica que la serie carece de raız unitaria.

La version aumentada del test contrasta la existencia de raız unitaria para

procesos autorregresivos superiores de tipo AR(p) y no solo en procesos AR(1) como

se plantea en la prueba original. Este test corrige problemas de autocorrelacion en

los errores incorporando en la regresion los rezagos de la primera diferencia. Se

plantea la misma hipotesis nula y alternativa que en DF. Para elegir el numero

de rezagos optimos a incluir en la ecuacion, en este trabajo se utilizo el criterio

de informacion Akaike (AIC), Hannan Quinn (HQ) y el Criterio de Informacion

Bayesiano de Swcharz (BIC).

Phillips y Perron (1988) utilizan una modificacion no parametrica de la

prueba t en el modelo AR(1). Al igual que el ADF tambien corrige autocorrelacion

serial a mas de que considera la posibilidad de heterocedasticidad en el termino del

error y utiliza el estimador de Newey-West para tratar estos problemas. La hipotesis

nula y la alternativa son las mismas planteadas para los anteriores test.

El test de KPSS formulado por Kwiatkowski, Phillips, Schmidt y Shin

(1992) prueba la existencia de estacionariedad en torno a un nivel constante. Divide

la serie en un componente de paseo aleatorio mas un componente estacionario. Se

contrasta la hipotesis nula de estacionariedad haciendo inferencia sobre la varianza

del paseo aleatorio.

Los datos utilizados para la aplicacion econometrica son de frecuencia tri-


mestral. Utilizando toda la informacion trimestral disponible en las bases del BCE,

la muestra comienza en el primer trimestre de 1994 y termina en el ultimo de 2014.

La nomenclatura utilizada para hacer referencia a, por ejemplo, el tercer trimestre

del ano 2005 es 2005:3.

Las series de ingresos y gastos (incluyendo pagos de intereses) utilizadas

para la estimacion de (1.10), ası como para los contrastes de cointegracion, estan

expresadas en dolares del ano 2000 deflactando con el Indice de Precios al Consumi-

dor8. Tambien se consideran las series reales divididas para el PIB real (ambos con

ano base 2000), siguiendo Hakkio y Rush (1991).

Tabla 3.1: Tests de raız unitaria

Niveles Primera diferencia

ADF Zt ADF Zt KPSS

Variables reales

Ingresos -0.523 -1.152 -8.663*** -9.849*** 0.152

Gastos 0.793 -0.215 -4.488*** -26.86*** 0.321

Variables reales sobre PIB real

Ingresos -1.418 -2.197 -8.828*** -10.489*** 0.181

Gastos -0.694 -2.461 -3.601*** -26.488*** 0.162

∗∗∗ p < 0,01; ∗∗ p < 0,05; ∗ p < 0,1

Los resultados obtenidos en la Tabla 3.1 muestran que en las variables reales

de ingresos y gastos los estadısticos ADF y PP (Zt) no rechazan la H0 de raız unitaria

al 1 %, 5 % y 10 % de nivel de significancia. En los ingresos y gastos normalizados

por PIB real se observa un comportamiento similar, los estadısticos ADF y PP no

rechazan la H0 en todos los niveles de significancia para ambas variables. Se tiene

como conclusion que las variables presentan raız unitaria.

Para determinar que orden de integracion presentan las variables, se eva-

8La obtencion y transformacion de datos, incluyendo el tratamiento de los valores en sucres, se detallan en el

Apendice A.


luaron las primeras diferencias de ingresos y gastos (reales y sobre PIB real). Las

pruebas ADF y PP rechazan la nula de raız unitaria con p < 5 % (incluso menor a

1 %) a favor estacionariedad. Ademas se computo el test KPSS para estacionarie-

dad, el cual no rechaza la H0 en todos los niveles de significancia. Dichos resultados,

en conjunto con los test ADF y PP, prueban que los ingresos y gastos en terminos

reales y normalizados por PIB siguen un proceso I(1).

3.2 Modelo sin quiebre

Quintos (1995) sugiere que primero se debe inferir el valor del coeficiente

b de la ecuacion de regresion (1.10). Luego, se realiza un analisis de cointegracion

entre las series de ingresos y gastos.

Los ingresos y gastos presentan un problema de endogeneidad. Si existe una

baja de ingresos del gobierno, aquello se traducirıa en menor gasto publico. Esto

hara que haya menos dinero inyectado en la economıa a traves de las polıticas de

gasto y podrıa conllevar a un menor dinamismo de la demanda interna, por ende,

habra menos recaudacion de impuestos. Es decir, una baja de ingresos afecta a los

gastos, y un menor gasto afecta a los ingresos fiscales suponiendo un incentivo menor

a la demanda agregada. Debido a esto, se utilizara el metodo de mınimos cuadrados

completamente modificados (FM-OLS) para estimar los parametros de la ecuacion

cointegradora (1.10).

Este metodo esta formulado para regresiones con variables I(1) y aplica co-

rrecciones a los estimadores para endogeneidad y autocorrelacion serial (Ver Apendi-

ce D).

Teniendo esto en cuenta, se realizo la estimacion de (1.10) por mınimos

cuadrados ordinarios, y FM-OLS. Se utilizaron tanto las variables en terminos reales

como normalizadas por PIB real. Luego, se aplicaron pruebas de estacionariedad

sobre los residuos estimados, siguiendo el Apendice B.1, tomando en cuenta que las

pruebas ADF 9 y Zt no utilizan los valores crıticos usuales, sino los propuestos por

9El numero de rezagos en la prueba ADF fue obtenido estimando el modelo incluyendo p = 6 rezagos. Si el

coeficiente del rezago p no es diferente de cero (al 5 % de significancia), se vuelve a estimar el modelo con un rezago

menos, hasta que el coeficiente del ultimo rezago sea estadısticamente significativo.


Phillips y Ouliaris (1990)10.

Tabla 3.2: Pruebas de cointegracion - modelo sin quiebres

Modelo: Valores Crıticos

Rt = µ+ bGrt + εt OLS FM-OLS Johansen 1 % 5 %

Variables reales

b+ 0.712 0.744 0.776

ADF (3 rezagos) -2.019 -1.943 -3.962 -3.365

Zt -6.855*** -7.093*** -3.962 -3.365

Traza (r = 0) 19.240** 20.04 15.41

Traza (r ≤ 1) 0.050 6.65 3.76

t+ (H0 : b = 0) 20.128 2.326 1.645

t+ (H0 : b = 1) -6.922 -2.326 -1.645

Variables reales sobre PIB real

b+ 0.605 0.669 0.725

ADF (3 rezagos) -2.425 -2.409 -3.962 -3.365

Zt -6.469*** -6.972*** -3.962 -3.365

Traza (r = 0) 24.065*** 20.04 15.41

Traza (r ≤ 1) 1.804 6.65 3.76

t+ (H0 : b = 0) 12.708 2.326 1.645

t+ (H0 : b = 1) -6.273 -2.326 -1.645

∗∗∗ p < 0,01; ∗∗ p < 0,05; ∗ p < 0,1

Por ultimo, se estimo un modelo de correccion de errores siguiendo los meto-

dos de Johansen. Bajo este esquema se realizo el test de la traza de Johansen, y se

estimo el vector de cointegracion11.

En la Tabla 3.2 se presentan los resultados obtenidos. Tanto para los residuos

estimados por OLS y FM-OLS, como para las especificaciones de las variables en

10Las distribuciones de los estadısticos dependen del orden polinomial de la tendencia determinıstica y del

numero de regresores (Phillips & Ouliaris, 1990).11Para mas informacion sobre las pruebas de cointegracion, ver Apendice B.


terminos reales y sobre PIB, la prueba ADF no rechaza la hipotesis nula de no

cointegracion (incluso al 10 % de significancia), mientras que la prueba PP sı la

rechaza para todos los niveles de significancia.

El estadıstico de la traza de Johansen que evalua la nula de que no existen

relaciones de cointegracion (r = 0) rechaza H0 al 5 % de significancia para ambas

especificaciones. Por otro lado, el estadıstico para r ≤ 1 indicarıa que existe como

maximo una relacion de cointegracion.

La prueba de la traza refuerza los resultados de la prueba PP, que indican

existencia de cointegracion (al 5 % de significancia, pero no al 1 %). Las pruebas

en conjunto (ADF, PP y traza de Johansen) no muestran informacion concluyente

sobre la existencia de cointegracion, por lo que el analisis de regresion podrıa no ser

valido y se podrıa estar cayendo en una situacion de estimacion espuria.

En todos los casos las estimaciones puntuales de b indican que esta entre

0 y 1. Tambien se planteo dos pruebas t completamente modificadas12, la primera

contrasta si b = 0 y la segunda b = 1. Los resultados favorecen 0 < b < 1. Bajo el

enfoque de Quintos (1995), estos resultados se enmarcan en una situacion en la que la

polıtica fiscal es sostenible en el sentido debil. Esto significa que los deficits pueden

ser financiados cumpliendo con la RPVP en la ecuacion (1.5), sin embargo, las

condiciones de endeudamiento seran menos favorables y sera mas difıcil comercializar

la deuda publica.

3.3 Modelo con quiebre

Como se menciono en la seccion anterior, los resultados del modelo sin

quiebre no son concluyentes. Los tests de raız unitaria y contrastes de cointegracion

como Johansen pierden potencia en presencia de quiebre estructural.

Dada la polıtica de gasto expansivo que el paıs ha tenido en los ultimos

anos(de 35.24 % al 2008 a 44.12 % del PIB al 2014), ademas de los precios historicos

de la epoca del boom petrolero reciente que incentivaron aun mas a programas de

12Se planteo las hipotesis alternativas de tal manera que fueran pruebas de una cola (cola derecha en la primera,

izquierda en la segunda).


gasto publico elevado, con enfasis en un nivel de gasto corriente considerable (28.83 %

del PIB al 2014), se torna necesario considerar la posibilidad de quiebre estructural.

Debido a este escenario, se emplearon los test de Gregory y Hansen (1996),

Hansen (2002) y Quintos (1995), descritos en los Apendices C, E, F del presente

estudio, que evaluan la posibilidad de quiebres en la relacion de cointegracion.

El test de Gregory-Hansen examina posibles cambios estructurales en el

vector de cointegracion en un punto desconocido en la muestra. Considera tres mo-

delos para llevar a cabo esta prueba, cambio de nivel, cambio de nivel con tendencia

y cambio de regimen, este ultimo modelo es utilizado en este trabajo. Propone el

estadıstico ADF*, el cual toma el valor del menor estadıstico ADF tradicional cal-

culado sobre los residuos del modelo para cada posible quiebre. La fecha asociada

al ADF* indica el posible punto de ruptura. La hipotesis nula para este test es la

ausencia de cointegracion versus la hipotesis alternativa de cointegracion con cambio

de regimen en un punto desconocido.

El test de Hansen tambien evalua la posibilidad de quiebre estructural en el

vector de cointegracion en una fecha desconocida. Este test propone tres estadısticos

para este fin, el Meanf , Supf y Lc. Para este trabajo, se utilizo el Supf que estudia la

estabilidad de la pendiente a lo largo de la muestra. A diferencia del test de Gregory-

Hansen, este test asume que las variables cointegran y contrasta la hipotesis nula de

existencia de cointegracion sin quiebre estructural contra la hipotesis alternativa de

existencia de cointegracion con quiebre estrucutral.

Mientras que el test que propone Quintos para cambio estructural, bajo el

marco del modelo de correccion de errores de Johansen, hace inferencia sobre la

estabilidad del rango de la matriz de cointegracion, es decir, examina si hubo un

cambio en el numero de relaciones de cointegracion antes y despues del quiebre. La

eleccion de los posibles quiebres estan basados en los tests de Gregory-Hansen y

Hansen.

La Figura 3.1 da a conocer los resultados para el test de Gregory-Hansen.

Se rechaza la H0 de ausencia de cointegracion a favor de la alternativa de existencia

de cointegracion con cambio de regimen (quiebre en la pendiente y la constante),

para las variables reales y reales sobre PIB real. Hay que recordar que la prueba


Figura 3.1: Test de Gregory-Hansen

2011:1,

ADF*= -7.357489

2011:1,

ADF*= -8.17023

-9

-8

-7

-6

-5

-4

-3

-2

-1

0

1994:1 1999:1 2004:1 2009:1 2014:1

Est

adís

tico

AD

F

valor crítico al 10% valor crítico al 5%

valor crítico al 1% ADF (variables reales sobre PIB real)

ADF (variables reales)

ADF no rechazo la nula de ausencia de cointegracion en el modelo sin quiebre, esto

resalta la importancia del quiebre en la relacion.

La fecha asociada al estadıstico ADF de menor valor (ADF*) sugiere como

posible quiebre el primer trimestre de 2011 para ambas especificaciones de las va-

riables. Sin embargo, esta fecha suele sobrestimar la verdadera fecha de quiebre13,

por esto se ha considerado como posibles fechas de quiebre aquellas en las que la

secuencia de estadısticos ADF pasa el crıtico de 5 % hacia la zona de rechazo. Estas

fechas son 2008:1 y 2006:3 para las series en terminos reales y reales sobre PIB real,

respectivamente.

La Figura 3.2 presenta los resultados para el test de Hansen. La hipotesis

nula de cointegracion sin quiebre se rechaza a favor de la alternativa de cointegracion

con quiebre. Tanto en terminos reales como en reales sobre PIB real, apuntan a que

sı existio quiebre estructural.

Con respecto al periodo sugerido de quiebre, en las variables reales sobre

PIB el estadıstico SupF indica como posible quiebre el tercer trimestre de 2008. Para

13Las simulaciones de Gregory y Hansen (1996) indican que la distribucion de la fecha de quiebre estimada no

es simetrica alrededor de la fecha real, esta sesgada hacia la derecha.


Figura 3.2: Test de Hansen

2006:3,

F=66.13638

2008:3,

F=17.845165

0

10

20

30

40

50

60

70

1994:1 1999:1 2004:1 2009:1 2014:1

F (series reales) F (series sobre PIB)

Crítico al 5% (quiebre conocido) Crítico al 5% (SupF)

las variables reales, la serie de los estadısticos F es muy volatil14 en comparacion a

la de las variables reales sobre PIB real, por lo que se asume que este comporta-

miento denota una clara evidencia en favor de quiebre, ya que toda la secuencia de

estadısticos F se encuentra por encima del valor crıtico y el mayor valor F se halla

en el tercer trimestre del 2006.

Para evaluar la estabilidad del rango de la matriz de cointegracion se planteo

el test de la traza y el del maximo valor propio de Johansen, aplicado para los

periodos antes y despues de las fechas de quiebre sugeridas. Este procedimiento

indica que las variables en terminos reales (Tabla 3.3) rechazan la H0: r = 0 en las

primeras submuestras (antes de los quiebres) y no se rechaza r = 1, mientras que

para las segundas submuestras (luego de los quiebres) no se rechaza la H0: r = 0.

Las variables normalizadas por PIB (ver Tabla 3.4) ofrecen las mismas conclusiones.

Como complemento de estos resultados, se calculo el estadıstico LR# (ver

Apendice F) para todos los posibles quiebres, con las siguientes hipotesis:

14Para analizar si la volatilidad de la secuencia de los estadısticos F en variables reales se producıa por com-

portamientos estacionales, se ajustaron los ingresos y gastos a traves del algoritmo ARIMA X12 (census.gov) y se

comprobo que dicha secuencia era muy similar a la presentada en la figura del test de Hansen.


Tabla 3.3: Pruebas de cointegracion entre ingresos y gastos reales - modelo con quiebre

Traza Max λ

r = 0 r ≤ 1 r = 0 r ≤ 1 LR#

Toda la muestra 36.17** 0.05 36.12** 0.05

Quiebre en 2006:3 7.68*

1994:1-2006:3 21.19** 0.57 20.62** 0.57

2006:4-2014:4 12.54 2.51 10.03 2.51

Quiebre en 2008:1 6.94*

1994:1-2008:1 20.37** 0.08 20.29** 0.08

2008:2-2014:4 11.77 2.41 9.36 2.41

Quiebre en 2011:1 5.12

1994:1-2011:1 24.40** 0.08 24.32** 0.08

2011:3-2014:4 8.88 1.06 7.83 1.06

Valores crıticos:

5 % 15.41 3.76 14.07 3.76 5.99

1 % 20.04 6.65 18.63 6.65 9.21

∗∗ p < 0,01; ∗ p < 0,05

H0: Se mantiene una relacion de cointegracion para toda la muestra.

H1: La relacion de cointegracion se mantiene solo para la submuestra antes

del quiebre.

En los casos de quiebre en 2006:3 y 2008:1 para los ingresos y gastos reales,

ası como en todos los posibles quiebres sugeridos para las variables sobre PIB, se

rechaza la nula al 5 % de significancia. El unico caso en que no se rechaza la nula es

cuando hay quiebre en 2011:1 en la relacion de las variables reales. Las Tablas 3.3

y 3.4 muestran los estadısticos calculados y sus respectivos valores crıticos.


Tabla 3.4: Pruebas de cointegracion entre ingresos y gastos reales sobre PIB real -

modelo con quiebre

Traza Max λ

r = 0 r ≤ 1 r = 0 r ≤ 1 LR#

Toda la muestra 38.10** 2.17 35.93** 2.17

Quiebre en 2006:3 8.37*

1994:1-2006:3 24.03** 4.48* 19.55** 4.48*

2006:4-2014:2 16.92* 5.68* 11.24 5.68*

Quiebre en 2008:3 7.49*

1994:1-2008:3 23.15** 0.31 22.84** 0.31

2008:4-2014:2 17.31* 6.56* 10.75 6.56*

Quiebre en 2011:1 6.26*

1994:1-2011:1 26.44** 1.15 25.29** 1.15

2011:2-2014:2 12.61 1.66 10.96 1.66

Valores crıticos:

5 % 15.41 3.76 14.07 3.76 5.99

1 % 20.04 6.65 18.63 6.65 9.21

∗∗ p < 0,01; ∗ p < 0,05

Estos resultados apuntan a que en los periodos posteriores a los quiebres

sugeridos por los tests de Gregory-Hansen y Hansen, los ingresos y gastos dejan

de estar cointegrados, esto es, se deja de observar una relacion de equilibrio de

largo plazo entre las variables. Con esta evidencia se puede descartar que los deficits

recientes sean sostenibles en el sentido fuerte; o son sostenibles en el sentido debil o

no son sostenibles.

Finalmente, se realizo la prueba t modificada mediante la estimacion por


FM-OLS con el fin de observar si existen diferencias significativas en el coeficiente b

de la ecuacion (1.10) a lo largo de la muestra. Se dividio la muestra con las mismas

fechas de quiebre utilizadas anteriormente. En la Tabla 3.5, para los quiebres en

2006:3 y 2008:1, los ingresos y gastos reales en la primera submuestra no rechazan la

H0 de que el coeficiente sea b = 1 a todos los niveles de significancia, mientras que

en la segunda submuestra se concluye 0 < b < 1. En cambio, en el caso de quiebre

en 2011:1, para la primera submuestra se tiene que 0 < b < 1 y en la segunda b = 0

para todos los niveles de significancia.

Se observa que el estimador puntual b disminuye luego de la fecha de quiebre,

en todos los casos; de hecho, su valor es muy cercano a cero luego de 2011:1. Esto

significarıa que el gasto publico esta perdiendo relevancia en la generacion de ingresos

fiscales (ambas variables en terminos reales).

Al normalizar las variables con el PIB real se obtienen patrones similares

en la estimacion, presentados en la Tabla 3.6. En el primer caso, quiebre en 2006:3,

se tiene que 0 < b < 1. Cuando el quiebre es en 2008:3, no se rechaza b = 1 para la

primera submuestra al 5 % (sin embargo, sı al 10 %) y en la segunda no se rechaza

b = 0. Si el quiebre es en 2011:1, se tiene que 0 < b < 1 antes del quiebre y b = 0

despues, en todos los niveles de significancia. Al igual que en el caso de las variables

reales, los valores de b disminuyen luego de la fecha de quiebre, lo que reafirma el

debilitamiento del vınculo entre los ingresos y gastos del gobierno.

Los resultados de esta seccion en conjunto, senalan que existio un quiebre

en la relacion de cointegracion cercano a los periodos 2006 y 2011. Las submuestras

antes del quiebre ponen de manifiesto que el b era cercano a 1, dejando como con-

clusion que la polıtica fiscal fue sostenible en sentido debil. Esto va de la mano con

los resultados de Alvarez (2006) para el periodo de estudio 1994-2005. Si se modela

el quiebre en fechas alrededor del 2007, para los perıodos luego del quiebre, se sue-

le concluir que el deficit es sostenible en el sentido debil. Si el quiebre estructural

ocurre en 2011:1, se tiene que el coeficiente b cambia de forma drastica hacia una

situacion de no sostenibilidad.


Tabla 3.5: Prueba t modificada (variables reales)

b t+0 (b = 0) t+1 (b = 1)

Toda la muestra 0.74 20.13*** -6.92***

Quiebre en 2006:3

1994:1-2006:3 0.88 5.43*** -0.72

2006:4-2014:4 0.55 5.21*** -4.31***

Quiebre en 2008:1

1994:1-2008:1 0.88 9.12*** -1.20

2008:2-2014:4 0.30 2.04** -4.76***

Quiebre en 2011:1

1994:1-2011:1 0.85 19.35*** -3.45***

2011:2-2014:4 -0.03 -0.20 -6.24***

Valores crıticos

10 % 1.28 -1.28

5 % 1.64 -1.64

1 % 2.33 -2.33

∗∗∗ p < 0,01; ∗∗ p < 0,05; ∗ p < 0,1


Tabla 3.6: Prueba t modificada (variables reales sobre PIB real)

b t+0 (b = 0) t+1 (b = 1)

Toda la muestra 0.64 9.86*** -5.49***

Quiebre en 2006:3

1994:1-2006:3 0.50 3.33*** -3.40***

2006:4-2014:4 0.40 3.08*** -4.58***

Quiebre en 2008:3

1994:1-2008:3 0.86 9.02*** -1.41*

2008:4-2014:4 -0.06 -0.36 -6.75***

Quiebre en 2011:1

1994:1-2011:1 0.75 13.19*** -4.32***

2011:2-2014:4 -0.26 -1.28 -6.18***

Valores crıticos:

10 % 1.28 -1.28

5 % 1.64 -1.64

1 % 2.33 -2.33

∗∗∗ p < 0,01; ∗∗ p < 0,05; ∗ p < 0,1


Conclusiones

La polıtica fiscal ha pasado de un escenario de sostenibilidad debil a uno de

insostenibilidad en los ultimos periodos de la muestra de estudio. Dada la polıtica

vigente, la solvencia de las cuentas fiscales a largo plazo no esta asegurada y se podrıa

necesitar de un esquema Ponzi para financiar los deficits fiscales, lo que incidirıa en

la conducta de los agentes en los mercados internacionales.

En los ultimos periodos de estudio el gasto publico suele estar por encima de

los ingresos y la relacion de largo plazo entre estas variables se debilita. Ademas, el

gobierno esta acumulando deficits fiscales a tasas comparables con las pertenecientes

a la crisis financiera de 1999. Debido a esto, las emisiones de deuda del estado

ecuatoriano seran percibidas como mas riesgosas, y esta perdida de credibilidad

crediticia se reflejara en mayores tasas de interes o plazos de vencimiento mas cortos.

Las condiciones de endeudamiento a las que el paıs se ha sometido en es-

tos ultimos anos han causado que los gastos por servicio de deuda esten a niveles

similares antes del default en 2008. Esto podrıa traer problemas de liquidez para el

estado ecuatoriano.

El ritmo acelerado al que viene creciendo la deuda/PIB en estos ultimos 2

anos, evidencia que de mantenerse este comportamiento es probable que el ratio de

deuda pase el 40 % de la regla macrofiscal de endeudamiento publico.

Estudios previos para Ecuador ya mostraban problemas en la sostenibilidad

de la polıtica fiscal. Las recomendaciones de estos estudios no fueron tomadas en

cuenta y mas bien se han tomado decisiones en la direccion contraria a estas.

37

Referencias

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40

Apendices


Apendice A

Tratamiento de datos

En este trabajo, se ha delimitado las cuentas fiscales al Presupuesto del

Gobierno Central (PGC). La razon se debe a que a partir del 2008 en las cuentas

del Sector Publico No Financiero (SPNF) se incluyo los subsidios correspondientes

a combustibles, por lo tanto las cuentas no son comparables entre periodos antes y

despues del cambio.

Para el analisis de sostenibilidad se requirio evaluar cointegracion entre las

series de ingresos y gastos de la base caja del PGC. Se prefirio la base caja por encima

de la base devengada debido a que en el componente de servicios de la deuda se

encuentran desagregados los intereses y las amortizaciones tanto para deuda interna

como externa. Esto es relevante debido a que el termino Grt en la ecuacion (1.10)

representa los gastos totales sin incluir amortizaciones de la deuda.

Dentro de la serie gastos estan incluidos los gastos totales por sectores (ser-

vicios generales, educacion y cultura, salud y desarrollo comunal, desarrollo agro-

pecuario, transporte y telecomunicaciones, otros) mas los pagos por intereses de la

deuda. En la serie ingresos estan los ingresos fiscales (impuestos a las importaciones,

a la renta, al valor agregado, a los consumos especiales, a la circulacion de capital,

otros ingresos) mas los ingresos por concepto del petroleo.

Aunque la mayorıa de estudios de sostenibilidad se limitan a evaluar los

ingresos por impuestos, para el caso particular de Ecuador que depende en gran

medida de las entradas provenientes de la venta de petroleo, se decidio incluirlos

como parte de los ingresos.

Apendice A. Tratamiento de datos 42

Se utilizaron el Producto Interno Bruto (PIB) real (base 2000) y el Indice de

Precios al Consumidor (IPC) como variables para normalizar los ingresos y gastos15.

La informacion historica de los ingresos y gastos del PGC (base caja) se la

obtuvo de los boletines de Informacion Estadıstica Mensual del Banco Central del

Ecuador (BCE), el PIB en los boletines de Cuentas Nacionales Trimestrales y el

IPC en la base de datos del Instituto Nacional de Estadısticas y Censos (INEC). El

periodo de analisis comprende toda la informacion disponible a la fecha, esto es desde

el ano 1994 al 2014. Cabe mencionar que las cifras del ano 2014 son provisionales.

Existen 84 observaciones para el periodo de estudio y su frecuencia es trimes-

tral. Se eligio dicha periodicidad porque la frecuencia mınima del PIB es trimestral

y se necesita que todas las variables involucradas esten en la misma frecuencia para

una adecuada ejecucion de la metodologıa. EL BCE dispone de datos en cifras de

dolares a partir del ano 1999. Para convertir los valores en sucres previos a este

periodo (1994-1999) se realizaron los siguientes pasos:

1. Eleccion del ano base: 2000. Se eligio este ano porque fue cuando ocurrio el

cambio de moneda. Ademas, para anos anteriores no se cuenta con los deflac-

tores trimestrales del PIB y esto impide un cambio de ano base de los valores

presentados por el BCE (que incluye solamente el PIB real base 2000 para

dicho periodo).

2. Calcular la media geometrica de los IPC trimestrales durante ese ano, encon-

trando ası el IPC para el ano base.

3. Multiplicar el IPC del ano base por cada una de las observaciones trimestra-

les y luego dividir para el IPC trimestral de su respectivo periodo (Ejemplo:

Ingresos1997:1 ∗ IPC2000/IPC1997:1). Realizando este paso se obtienen los va-

lores expresados en sucres del ano 2000.

4. Convertir a dolares del ano 2000 bajo el tipo de cambio 25000 suc/1 USD.

15Uno de los supuestos iniciales del analisis presentado en este trabajo es que la tasa de interes estacionaria.

Hakkio y Rush (1991) argumenta que las tasas nominales no son estacionarias, mientras que las reales sı, lo cual

invalida el analisis con variables nominales.

Apendice A. Tratamiento de datos 43

Para el ano 1999 el BCE presenta los datos convertidos a dolares con el tipo

de cambio corriente. Estos datos fueron devueltos a su unidad original previo a la

aplicacion del proceso descrito en los cuatro pasos anteriores.


Apendice B

Analisis de cointegracion

Definicion B.1 (Cointegracion): Un vector n-dimensional Xt de variables I(1)

se dice estar cointegrado si existe un vector βi tal que β′iXt sea estacionario. Si exis-

ten r vectores linealmente indepentes βi que cumplen con dicha condicion, entonces

Xt esta cointegrada con orden de cointegracion r. La matriz β = (β1, . . . , βr) es la

matriz de cointegracion.

Para ilustrar la importancia de los conceptos de raız unitaria y cointegracion

considere la siguiente regresion:

yt = α0 + α1xt + ut (B.1)

Si xt es un paseo aleatorio y yt un paseo aleatorio independiente, entonces el

verdadero valor de α1 es 0, pero la distribucion del estimador de mınimos cuadrados

ordinarios, α1, converge una funcion de movimientos Brownianos. En otras palabras,

el valor de α1 probablemente sera diferente de cero (de hecho, el estimador es in-

consistente) aun cuando el valor real lo es. Este es el caso de la regresion espuria.

Bajo este marco se pueden obtener estimadores consistentes planteando la regresion

con las variables en diferencias, de este modo se trabaja con series estacionarias y

es valida la teorıa estadıstica estandar.

Si xt y yt son series I(1) que estan relacionadas de tal modo que α1 6= 0,

y el termino de error en (B.1) es estacionario, entonces se dice que xt y yt estan

cointegradas. El estimador α1 a mas de ser consistente, converge al valor verdadero

Apendice B. Analisis de cointegracion 45

a una razon T . Si ut carece de correlacion serial, T ∗ (α1 − α1) esta asintoticamente

distribuido como (∫ 1

0B2dB1)/(

∫ 1

0B2dB1), donde B1 y B2 son movimientos Brownia-

nos independientes. Dicha distribucion tiene media cero, y causa que el estadıstico

t tenga como distribucion asintotica la normal.

Se dice que xt y yt estan cointegrados de orden CI(d, p) si ambas son I(d) y

existe una combinacion lineal de las variables que es I(d− p). Dentro del desarrollo

de este documento, “cointegracion” es tratado como sinonimo de CI(1, 1).

B.1 La prueba de Engle-Granger

La prueba sugerida por Engle y Granger (1987) consiste en estimar la regre-

sion (B.1) por OLS, luego de haber verificado que tanto xt como yt son I(1). Luego,

se obtienen los errores estimados

ut = yt − α0 − α1xt,

y se prueba si poseen raız unitaria. Ademas, se pueden incluir mas regresores, in-

cluyendo una tendencia determinıstica.

Generalmente las pruebas de raız unitaria tienen como hipotesis nula la

existencia de una raız unitaria. Si el error posee raız unitaria, las variables no coin-

tegran. es decir, el planteamiento de Engle-Granger tiene como hipotesis nula la

ausencia de cointegracion.

Como contraste de raız unitaria se suelen utilizar las pruebas ADF y PP.

Phillips y Ouliaris (1990) deriva las distribuciones de los estadısticos respectivos, las

cuales dependen del orden polinomial de la tendencia determinıstica y el numero de

variables explicativas.

Aunque este procedimiento no se limita a una variable explicativa, solo

admite una relacion de cointegracion. Cuando existen varias relaciones se vuelve

confuso determinar cual de ellas se esta estimando, por lo que se recomienda utilizar

el procedimiento de Johansen.


B.2 El estimador maximo-verosımil de Johansen

Johansen (1991) propone una manera de testear cointegracion sin limitar-

se a una relacion de cointegracion. Este metodo comienza reescribiendo el modelo

VAR(k) de la siguiente manera:

∆Xt = µ+

(k−1∑i=1

ΓiLi−1

)∆Xt−1 + ΠXt−1 + εt, (B.2)

donde Xt es un vector n-dimensional de variables I(1), µ es un vector de constantes,

y Γi se define como:

Γi = −k∑

j=i+1

Πj

A la ecuacion B.2 se la conoce como un modelo de correccion de errores.

Si Π es una matriz nula, no existe cointegracion. Mientras que si Π tiene rango

completo, Xt es estacionario. Cuando las variables cointegran, el rango de Π esta

dentro del intervalo abierto (0, n) y Π = αβ′, donde α y β son matrices n× r. β es

la matriz de cointegracion presentada en la Definicion B.1 y se puede interpretar α

como la velocidad de ajuste hacia el equilibrio.

Sea Z0t = ∆Xt, Z1t = Xt−1 y Zkt = (∆X ′t−1, . . . ,∆X′t−k+1, 1)′. Se procede a

regresar Z0t y Z1t sobre Zkt y se calculan los residuos R0t y R1t, respectivamente. Las

sumas de cuadrados de los residuos para las dos regresiones anteriores se expresan

de la siguiente manera:

Sij =1

T

T∑t=1

RitRjt; i, j = 0, 1

El estimador de maxima verosimilitud para α y β se construye a partir

de estos terminos residuales. Johansen (1991) muestra que β se puede encontrar a

partir de V = (v1, . . . , vr), donde V son los autovectores de la ecuacion

|λS11 − S10S−100 S01| = 0, (B.3)

normalizados tal que V ′S11V = I, y ordenados de manera que λ1 > . . . > λn > 0.

Ası, los estimadores son:

β = V ,


α = S0kβ.

Johansen tambien plantea dos pruebas de razon de verosimilitud para con-

trastar hipotesis sobre el rango de la matriz de cointegracion. Estas se basan en

los autovalores encontrados en (B.3). Intuitivamente, si el rango es r los primeros r

autovalores deberıan ser diferentes de cero, mientras que el resto deberıa ser igual a

cero.

La primera es conocida como el test de la traza. Es usada para evaluar si

existen r relaciones de cointegracion en el sistema contra la hipotesis alternativa de

estacionaridad del sistema. El estadıstico de razon de verosimilitud toma la siguiente

forma:

tr(r) = −Tn∑

i=r+1

ln(

1− λi)

.

La segunda prueba es la del maximo autovalor. La hipotesis nula es la mis-

ma, pero la alternativa es que existen r+1 relaciones de cointegracion. El estadıstico

de prueba es

max(r) = −T ln(

1− λr+1

)Las distribuciones de estos estadısticos son funciones de movimientos Brow-

nianos multivariados Johansen, 1991, y Osterwald-Lenum (1992) tabulan los valores

crıticos.


Apendice C

Test de Gregory-Hansen

Gregory y Hansen (1996) muestran que cuando existen quiebres en el vector

de cointegracion, el test aumentado de Dickey Fuller (ADF) pierde potencia; esto

implica que en un analisis de cointegracion utilizando el test ADF, en caso de quiebre

estructural, se tendera a no rechazar la hipotesis nula (no hay cointegracion). Por

esta razon, desarrollan una serie de pruebas que permiten diferentes tipos de quiebre

estructural en el vector de cointegracion.

El procedimiento empieza estimando por Mınimos Cuadrados Ordinarios

(MCO) los errores (zt) de la siguiente regresion, para cada τ ∈ [0,15 ∗ T ; 0,85 ∗ T ]:

yt = α1 + α2D(τ) + β1xt + β2xtD(τ) + zt(τ), (C.1)

donde D(τ) es una variable dummy tal que D(τ) = 0 si 0 < t ≤ τ , y D(τ) = 1 si

τ < t ≤ T . Luego, se aplica una prueba ADF sobre los residuos zt para cada valor

posible de τ . Para esto, se regresa 4zt sobre sus rezagos y zt−1, donde el estadıstico

ADF viene dado por el estadıstico t del coeficiente de zt−1.

Finalmente, Gregory y Hansen proponen el estadıstico de prueba junto con

sus valores crıticos:

ADF ∗ = inf (ADF (τ)) (C.2)

Esto permite contrastar las siguientes hipotesis:

H0 : Ausencia de cointegracion

Apendice C. Test de Gregory-Hansen 49

Ha : Cointegracion con posible cambio de regimen en fecha desconocida

Tanto el test ADF estandar como el ADF* prueban la hipotesis nula de que

no existe cointegracion. Si el ADF no la rechaza, pero el ADF* sı, esto implica que

el cambio en el vector de cointegracion es relevante. En cambio, en el caso de que

ambos rechacen la nula, la evidencia a favor de un quiebre estructural se vuelve mas

debil.

Cabe recalcar, este tipo de pruebas de hipotesis no proveen mucha evidencia

referente a si hubo o no un cambio de regimen, dado que la hipotesis alternativa

tambien admite un modelo estandar de cointegracion sin cambio de regimen.


Apendice D

Estimacion por FM-OLS

Sea el proceso generador de datos:

y1t = βy2t + u1t, (D.1)

y2t = y2t−1 + u2t (D.2)

Para esta prueba se deja de lado la estructura precisa de autocorrelacion

de los terminos residuales. Asumiendo que ut = [u1t, u2t]′ es debilmente estacionario

con vector nulo de medias y matriz de covarianzas a largo plazo:

Ω = lımT→∞1T

∑Ti=0

∑Tj=0 E

(uiu′j

)

=

ω11 ω12

ω21 ω22

La siguiente descomposicion de Ω resulta util para entender mejor su es-

tructura:

Ω = V + Γ + Γ′,

donde:

V = E[u0u′0],

Γ =∞∑k=1

E[u0u′k]

Apendice D. Estimacion por FM-OLS 51

Por tanto, si el proceso de ut es estacionario y carece de autocorrelacion

serial, la matriz Ω es la tıpica matriz de varianzas y covarianzas.

Phillips y Hansen (1990) proponen el estimador completamente modificado

de β, el cual toma la siguiente forma:

β+ =

(T∑t=1

y22t

)−1 [( T∑t=1

y+1ty2t

)− T δ+

], (D.3)

donde:

y+1t = y1t − ω12ω

−122 ∆y2t, (D.4)

δ+ = Λ

1

−ω−122 ω21

, (D.5)

Λ =∞∑k=0

E(u20uk′) (D.6)

El estimador completamente modificado en la (D.3) cumple con dos proposi-

tos. Primero, los efectos del sesgo de segundo orden son mitigados por δ+, el termino

de correccion de sesgo. Segundo, las correcciones para simultaneidad de largo plazo,

logradas a traves del uso de y+1t en lugar de y1t, permiten el uso de procedimientos

convencionales (de orden asintotico) para hacer inferencia.

El error estandar de β+ viene dado por:

(s+)2 = ω11,2

(T∑t=1

y22t

)−1

,

donde ω11,2 es un estimador consistente de ω11,2 = ω11 − ω221ω−122 , que representa la

varianza de largo plazo de u1 dado u2. El estadıstico de prueba sigue una distribucion

asintotica normal estandar, y se define como:

t+ =(β+ − β)

s+⇒ N(0, 1) (D.7)


Apendice E

Test de Hansen

Hansen (2002) propone una serie de contrastes que consideran la existencia

de un quiebre estructural en el vector de cointegracion, lo cual difiere del test de

Gregory y Hansen descrito en el apendice C el cual evalua la posibilidad de ausencia

de cointegracion.

El proceso generador de datos es parecido al planteado en las ecuaciones D.1

y D.2, pero con parametros que dependen del tiempo:

y1t = Atxt + u1t, (E.1)

xt = (1, y2t)′,

y2t = y2t−1 + u2t

Se plantean cuatro estadısticos para contrastar la inestabilidad de At: F,

SupF, MeanF y Lc. En todos los tests propuestos la hipotesis nula es la misma: At es

constante para todos los perıodos. La eleccion de la hipotesis alternativa determinara

cual test es apropiado.

El caso de quiebre unico en t = τ es de particular interes para el desarrollo

de este trabajo, por lo que se tratara con los contrastes especıficos para este caso: F

y SupF. Dentro de este planteamiento, At se comporta de la siguiente manera:

At = A1 t ≤ τ

= A2 t > τ

Apendice E. Test de Hansen 53

El primer contraste asume que el punto de quiebre es conocido y se evaluan

las hipotesis:

H0 : A1 = A2

H1 : A1 6= A2, τ conocido

El estadıstico de prueba, para quiebre en t = τ , es:

Ft = trS ′tV −1t Stω11,2 →d χ

23, (E.2)

donde

St =t∑i=1

xtu+1t −

0

δ+

,

Vt = Mt −MtM−1T Mt,

Mt =t∑i=1

xix′i

Los residuos estimados u+1t son los asociados a la estimacion por FM-OLS,

δ+ es el termino de correccion de sesgo de segundo orden y ω11,2 es el estimador de

la varianza de u1 condicional a u2. Estos dos ultimos terminos son descritos en el

apendice D.

Para el segundo contraste, la fecha de quiebre se asume desconocida:

H2 : A1 6= A2, [t/T ] ∈ ξ

El procedimiento consiste en calcular recursivamente los estadısticos Ft para

cada [t/T ] ∈ ξ. Hansen recomienda definir ξ = [0,15; 0,85] debido a que pueden

existir distorsiones en puntos de ruptura cercanos a los extremos de la muestra.

Luego, el estadıstico de prueba es:

SupF = supt/T∈ξ

Ft (E.3)

La distribucion de este estadıstico no es estandar. Los valores crıticos son

presentados por Hansen (2002).


Apendice F

Cambios en el rango de la matriz

de cointegracion

Para esta seccion se utilizaran los contrastes de Quintos (1993)16 los cuales

se basan en los metodos de maxima verosimilitud de Johansen (1991) para evaluar

la presencia de cointegracion entre variables integradas de primer orden. La metodo-

logıa se deriva a partir de la formulacion de correccion de errores para Xt, un vector

n-dimensional de variables I(1) presentada en la ecuacion (B.2)

La hipotesis de interes es que la matriz Π y su rango (que representa el

numero de relaciones de cointegracion) se mantienen constantes a lo largo del tiempo:

Hq0 : ρ(Πt)t = q, Πt = Π,

donde q representa el numero de vectores de cointegracion durante todo el periodo.

El procedimiento de Quintos admite J quiebres estructurales, pero en este

trabajo se fijara J = 1. Entonces, la hipotesis nula se puede expresar de la siguiente

manera:

Hq0 : ρ(Π1)1 = ρ(Π2)2 = q, Π1 = Π2 = Π, (F.1)

donde el subındice 1 es usado para denotar que los valores pertenecen a los periodos

antes del quiebre, y el subındice 2, despues del quiebre.

16Cabe mencionar que dicho trabajo no fue publicado, sin embargo existen otros autores, como Lopez (1996),

que describen los tests planteados por Quintos.

Apendice F. Cambios en el rango de la matriz de cointegracion 55

Se utilizaran los valores propios calculados para las pruebas de Johansen

en el planteamiento de estadısticos de razon de verosimilitud (LR, por sus siglas

en ingles). Estos sirven para contrastar diferentes combinaciones de los rangos de

Π durante toda la muestra y los subperiodos. Para el caso de q < q1 y q < q2, el

estadıstico LR es:

LR = −p1

q1∑i=q+1

ln(

1− λ1i

)− p2

q2∑i=q+1

ln(

1− λ2i

),

donde p1 y p2 representan el numero de observaciones en cada subperiodo, λ1i y

λ2i son los valores propios de la respectiva matriz Π estimada. La distribucion del

estadıstico es funcion de movimientos Brownianos escalados y n-dimensionales, que

a su vez dependen de n, q, q1 y q2. Si q > q1 y q > q2, el estadıstico LR relevante es:

LR# = p1

q∑i=q1+1

ln(

1 + λ1i

)+ p2

q∑i=q2+1

ln(

1 + λ2i

),

cuya distribucion χ2(2q−q1−q2)n. Ambos estadısticos pueden ser utilizados en el de caso

de q = qi para un i dado. Para el caso en que q1 < q < q2, el estadıstico LR es:

LR∗1 = −p1

q∑i=q1+1

ln(λ1i

)− p2

q2∑i=q+1

ln(

1− λ2i

),

y finalmente, para el caso q2 < q < q1:

LR∗2 = −p1

q1∑i=q+1

ln(

1− λ1i

)− p2

q∑i=q2+1

ln(λ2i

).

Ambos estadısticos tienen distribuciones que son mezclas entre una distri-

bucion χ2 y una funcion de movimientos Brownianos escalados.

56

Anexos


Anexo A

Evolucion de las variables fiscales

Ingresos del Sector Publico No Financiero (base devengada)

Ingresos totales Ingresos petroleros Ingresos no petroleros

Anos Millones USD ∆ % % PIB Millones USD ∆ % % PIB Millones USD ∆ % % PIB

2008 22,061.75 64.02 % 35.72 % 8,675.27 161.46 % 14.05 % 12,493.83 30.72 % 20.23 %

2009 18,378.41 -16.70 % 29.40 % 5,211.50 -39.93 % 8.34 % 12,372.66 -0.97 % 19.79 %

2010 23,185.67 26.16 % 33.33 % 7,845.03 50.53 % 11.28 % 13,994.31 13.11 % 20.12 %

2011 31,189.77 34.52 % 39.34 % 12,934.60 64.88 % 16.32 % 16,488.91 17.83 % 20.80 %

2012 34,569.59 10.84 % 39.45 % 12,219.71 -5.53 % 13.95 % 19,782.53 19.97 % 22.58 %

2013 37,259.75 7.78 % 39.44 % 11,433.39 -6.43 % 12.10 % 22,630.37 14.40 % 23.95 %

2014 39,076.65 4.88 % 38.87 % 10,905.82 -4.61 % 10.85 % 23,693.65 4.70 % 23.57 %

Gastos del Sector Publico No Financiero (base devengada)

Gastos totales Gastos corrientes Gastos de capital


2008 21,762.18 73.35 % 35.24 % 14,761.41 61.36 % 23.90 % 7,000.77 105.54 % 11.33 %

2009 20,610.36 -5.29 % 32.97 % 13,930.21 -5.63 % 22.28 % 6,680.15 -4.58 % 10.68 %

2010 24,122.57 17.04 % 34.68 % 16,905.01 21.35 % 24.30 % 7,217.56 8.04 % 10.38 %

2011 31,290.24 29.71 % 39.47 % 21,942.60 29.80 % 27.68 % 9,347.64 29.51 % 11.79 %

2012 35,393.60 13.11 % 40.39 % 24,431.08 11.34 % 27.88 % 10,962.51 17.28 % 12.51 %

2013 41,607.25 17.56 % 44.04 % 26,976.65 10.42 % 28.55 % 14,630.62 33.46 % 15.49 %

2014 44,358.86 6.61 % 44.12 % 28,990.46 7.47 % 28.83 % 15,368.40 5.04 % 15.29 %

58

Ingresos del Presupuesto del Gobierno Central (base devengada)

Ingresos totales Ingresos petroleros Ingresos no petroleros


1994 2,609.50 11.50 % 1,074.80 4.74 % 1,534.60 6.76 %

1995 3,129.30 19.92 % 12.81 % 1,199.90 11.64 % 4.91 % 1,929.40 25.73 % 7.90 %

1996 3,221.70 2.95 % 12.78 % 1,479.80 23.33 % 5.87 % 1,741.90 -9.72 % 6.91 %

1997 3,448.00 7.02 % 12.25 % 1,205.80 -18.52 % 4.28 % 2,242.20 28.72 % 7.97 %

1998 3,226.70 -6.42 % 11.54 % 887.60 -26.39 % 3.17 % 2,339.00 4.32 % 8.36 %

1999 2,687.70 -16.70 % 13.69 % 993.60 11.94 % 5.06 % 1,694.10 -27.57 % 8.63 %

2000 3,249.54 20.90 % 17.74 % 1,396.52 40.55 % 7.62 % 1,853.01 9.38 % 10.12 %

2001 3,844.70 18.32 % 15.71 % 1,279.87 -8.35 % 5.23 % 2,564.80 38.41 % 10.48 %

2002 4,572.08 18.92 % 16.01 % 1,362.61 6.46 % 4.77 % 3,209.47 25.14 % 11.24 %

2003 4,770.70 4.34 % 14.71 % 1,561.17 14.57 % 4.81 % 3,209.53 0.00 % 9.90 %

2004 5,178.60 8.55 % 14.15 % 1,557.93 -0.21 % 4.26 % 3,620.66 12.81 % 9.89 %

2005 6,051.64 16.86 % 14.58 % 1,567.33 0.60 % 3.78 % 4,484.31 23.85 % 10.80 %

2006 6,894.99 13.94 % 14.73 % 1,718.65 9.65 % 3.67 % 5,176.35 15.43 % 11.06 %

2007 8,490.18 23.14 % 16.64 % 1,764.27 2.65 % 3.46 % 6,725.90 29.94 % 13.19 %

2008 13,798.96 62.53 % 22.34 % 4,641.71 163.09 % 7.52 % 9,157.24 36.15 % 14.83 %

2009 11,582.94 -16.06 % 18.53 % 2,298.19 -50.49 % 3.68 % 9,284.75 1.39 % 14.85 %

2010 15,075.71 30.15 % 21.67 % 4,410.99 91.93 % 6.34 % 10,664.73 14.86 % 15.33 %

2011 17,198.41 14.08 % 21.69 % 5,971.36 35.37 % 7.53 % 11,227.05 5.27 % 14.16 %

2012 19,522.84 13.52 % 22.28 % 6,085.56 1.91 % 6.95 % 13,437.28 19.69 % 15.34 %

2013 20,400.03 4.49 % 21.59 % 4,676.84 -23.15 % 4.95 % 15,723.19 17.01 % 16.64 %

2014 20,240.18 -0.78 % 20.13 % 3,624.37 -22.50 % 3.60 % 16,615.82 5.68 % 16.53 %

Gastos del Presupuesto del Gobierno Central (base devengada)

Gastos totales Gastos corrientes Gastos de capital


1994 2,630.90 11.59 % 2,053.70 9.05 % 577.20 2.54 %

1995 3,418.60 29.94 % 14.00 % 2,695.80 31.27 % 11.04 % 722.80 25.23 % 2.96 %

1996 3,726.30 9.00 % 14.78 % 2,843.10 5.46 % 11.28 % 883.10 22.18 % 3.50 %

1997 3,726.10 -0.01 % 13.24 % 2,947.20 3.66 % 10.47 % 778.90 -11.80 % 2.77 %

1998 4,185.90 12.34 % 14.97 % 3,140.50 6.56 % 11.23 % 1,045.40 34.21 % 3.74 %

1999 3,163.40 -24.43 % 16.11 % 2,427.20 -22.71 % 12.36 % 736.20 -29.58 % 3.75 %

2000 3,230.21 2.11 % 17.63 % 2,571.66 5.95 % 14.04 % 658.55 -10.55 % 3.59 %

2001 4,066.99 25.90 % 16.62 % 2,628.26 2.20 % 10.74 % 1,438.73 118.47 % 5.88 %

2002 4,756.72 16.96 % 16.66 % 3,530.76 34.34 % 12.37 % 1,225.96 -14.79 % 4.29 %

2003 5,009.58 5.32 % 15.45 % 3,692.52 4.58 % 11.39 % 1,317.07 7.43 % 4.06 %

2004 5,497.81 9.75 % 15.02 % 4,103.26 11.12 % 11.21 % 1,394.55 5.88 % 3.81 %

2005 6,232.08 13.36 % 15.01 % 4,720.49 15.04 % 11.37 % 1,511.59 8.39 % 3.64 %

2006 7,010.99 12.50 % 14.98 % 5,341.96 13.17 % 11.41 % 1,669.03 10.42 % 3.57 %

2007 8,627.35 23.05 % 16.91 % 5,999.89 12.32 % 11.76 % 2,627.45 57.42 % 5.15 %

2008 14,389.00 66.78 % 23.30 % 8,460.40 41.01 % 13.70 % 5,928.59 125.64 % 9.60 %

2009 14,217.93 -1.19 % 22.74 % 8,934.04 5.60 % 14.29 % 5,283.89 -10.87 % 8.45 %

2010 16,207.10 13.99 % 23.30 % 9,775.43 9.42 % 14.05 % 6,431.67 21.72 % 9.25 %

2011 18,434.76 13.74 % 23.25 % 10,399.27 6.38 % 13.12 % 8,035.48 24.94 % 10.14 %

2012 21,239.72 15.22 % 24.24 % 11,996.08 15.35 % 13.69 % 9,243.64 15.04 % 10.55 %

2013 25,861.28 21.76 % 27.37 % 14,275.58 19.00 % 15.11 % 11,585.70 25.34 % 12.26 %

2014 26,793.16 3.60 % 26.65 % 14,980.76 4.94 % 14.90 % 11,812.41 1.96 % 11.75 %

59

Evolucion de los componentes del Presupuesto General del Estado (millones USD)

0

5,000

10,000

15,000

20,000

25,000

30,000

199

4

199

5

199

6

199

7

199

8

199

9

200

0

200

1

200

2

200

3

200

4

200

5

200

6

200

7

200

8

200

9

201

0

201

1

201

2

201

3

201

4

Ingresos PGC (base devengada) Gastos PGC (base devengada)


Anexo B

Deuda publica

Evolucion de la deuda publica (millones USD)

0

5,000

10,000

15,000

20,000

25,000

30,000

35,000

199

4

199

5

199

6

199

7

199

8

199

9

200

0

200

1

200

2

200

3

200

4

200

5

200

6

200

7

200

8

200

9

201

0

201

1

201

2

201

3

201

4

Deuda pública externa Deuda pública interna

61

Composicion de la deuda interna al termino del 2014

93.79%

6.21%

Títulos y certificados Entidades del Estado

Composicion de la deuda externa al termino del 2014

45.30%

37.30%

17.40%

Deuda bilateral Deuda multilateral Bonos brady, global y soberanos

62

Gasto en servicios de la deuda (millones USD del 2000)

0

200

400

600

800

1,000

1,200

1,400

1,600

1,800

199

4

199

5

199

6

199

7

199

8

199

9

200

0

200

1

200

2

200

3

200

4

200

5

200

6

200

7

200

8

200

9

201

0

201

1

201

2

201

3

201

4

Gastos por intereses (base caja) Gastos por amortización (base caja)


Anexo C

Evolucion del PIB

Evolucion del PIB nominal

Anos Miles USD ∆ %

1994 22,697,319

1995 24,420,668 7.59 %

1996 25,213,780 3.25 %

1997 28,147,972 11.64 %

1998 27,967,906 -0.64 %

1999 19,635,450 -29.79 %

2000 18,318,601 -6.71 %

2001 24,468,324 33.57 %

2002 28,548,945 16.68 %

2003 32,432,858 13.60 %

2004 36,591,661 12.82 %

2005 41,507,085 13.43 %

2006 46,802,044 12.76 %

2007 51,007,777 8.99 %

2008 61,762,635 21.08 %

2009 62,519,686 1.23 %

2010 69,555,367 11.25 %

2011 79,276,664 13.98 %

2012 87,623,411 10.53 %

2013 94,472,679 7.82 %

2014 100,543,173 6.43 %

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

Economy & Finance

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