5.5.3.2. An�lisis estad�stico de las variables de tipo de cambio y tasa activa mediante Logit y Probit

En esta secci�n se analiza el efecto que tiene el contagio en las dos variables financieras que impactan directamente a la econom�a real: el tipo de cambio y la tasa de inter�s activa. En el cuadro 37 se muestran los resultados obtenidos de la tasa activa.

Exceptuando a Brasil, en todos los casos la tasa activa es significativa. Todos los coeficientes tienen el signo correcto, negativo, lo que significa que cuando surge el contagio aumenta la tasa de inter�s, aunque los coeficientes son m�s bajos de lo esperado. Se observa que todos los pa�ses aplicaron las recomendaciones del FMI en cuanto a incrementar sus tasas de inter�s para generar confianza y volver a atraer a la inversi�n extranjera. Aunque en el trabajo se esperaba tener coeficientes arriba del 10%, s�lo Argentina estuvo cerca. En Chile parece ser que no estuvo previsto mantener las tasas de inter�s congeladas en sus pol�ticas antic�clicas, algo no esperado aunque explicable de un pa�s dominado totalmente por la ideolog�a monetarista desde los a�os setenta.

En el caso brasile�o la tasa de inter�s no es significativa seg�n el modelo Logit y significativa al 10% en el modelo Probit, por lo que se descarta. Esto quiere decir que el contagio no impact� directamente en el costo de financiamiento. Este resultado es raro, ya que se dir�a que Brasil no cumpli� con una de las principales condicionalidades del FMI: elevar la tasa de inter�s. Otra forma de interpretar, en especial por el resultado del modelo Probit, es que la tasa activa comenz� a ser relevante, pero que �sta s�lo se increment� lentamente, por lo que los periodos estudiados son demasiado cortos para percibir su impacto. Krugman (1999) describe c�mo Brasil afront� la crisis devaluando su moneda hasta terminar el 18 de enero en 2.10 reales por d�lar, cuando hab�a comenzado el a�o en 1.22 d�lares. Aun con la devaluaci�n, los funcionarios del FMI insistieron, en una reuni�n realizada con los funcionarios brasile�os en la segunda mitad de enero para tratar el asunto del aumento de los intereses, en imponer sus pol�ticas. De esta forma, lo que se puede concluir de un resultado tan ambiguo como el que se obtuvo en Brasil es que no era que los funcionarios brasile�os se opusieran claramente a la idea monetarista del FMI de elevar las tasas de inter�s, sino que lo hab�an rechazado desde el principio, por lo que en el periodo estudiado del contagio burs�til ya no hubo influencia del incremento.

El cuadro 38 muestra el impacto del contagio en el tipo de cambio; en todos los casos se obtuvo el resultado esperado. Aunque el FMI promovi� el tipo de cambio fijo para generar estabilidad a los pa�ses �algo que se puede considerar correcto, en especial cuando la producci�n industrial depende de importaciones�, esto debi� haber sido replanteado cuando algunos pa�ses dejaron de aplicar dicha pol�tica por haber sobrevalorado su moneda. M�xico rompe con la pol�tica de tipo de cambio al terminar el salinato y Brasil deval�a el real a finales de 1998 �introducido en 1994 por Fernando Hernrique Cardoso para generar nueva estabilidad�. S�lo Argentina mantuvo durante la mayor�a del tiempo del estudio un tipo de cambio fijo, por lo que se esperaba que no fuera estad�sticamente significativo, algo que se obtuvo en el cuadro 38. En Chile, por su parte, se observa que los contagios son significativos para explicar las devaluaciones, de tal manera que s� las hubo, aun con las cuentas de capitales reguladas, aunque los coeficientes fueron los m�s bajos de todos.

En los resultados obtenidos en los cuadros 37 y 38 se vio lo homog�nea que fue la pol�tica de la tasa de inter�s promovida por el Fondo Monetario Internacional. Al igual que los pa�ses asi�ticos en 1997, en las tres crisis latinoamericanas los pa�ses incrementaron las tasas de inter�s, con lo cual se deber�a volver a generar confianza en los inversionistas institucionales y a atraer el capital especulativo. Pero a diferencia de Asia, en Am�rica Latina parece que no hubo actos de rebeld�a, como en el caso de Malasia y posteriormente en Tailandia, que se negaron a aplicar las medidas.

En cuanto al tipo de cambio, parece que la receta del FMI no se aplic� con tanto �mpetu. Lo que resulta sorprendente de los funcionarios del FMI es que no se hayan percatado del problema regional que iba a generar la devaluaci�n del real en 1999. Al parecer, sucedi� que los funcionarios del FMI llegaron a comprometerse de tal manera con la idea de que siempre se deben aumentar los tipos de inter�s para defender la moneda (Krugman, 1999), que no pudieron considerar otra medida ni ver qu� impactos tan negativos iba a tener en otros pa�ses, en especial Argentina. Esta �ltima fue doblemente afectada, ya que como competidora directa por los flujos de capital se vio desfavorecida por tener rendimientos m�s bajos que los de Brasil y al mismo tiempo su econom�a era menos rentable por el tipo de cambio, el cual se mantuvo fijo con el d�lar. Se puede considerar, entonces, que la crisis argentina se debi� en buena parte a las pol�ticas err�neas del FMI en Brasil.

5.6. Panel de convergencia condicional

El �ltimo punto que se debe analizar es si las crisis financieras afectaron a la convergencia condicional. Se supone que los pa�ses de una regi�n convergen en un estado estacionario a largo plazo. Las crisis financieras pueden pero no tienen que afectar esta convergencia, ya que mientras la crisis se mantenga �nicamente en la econom�a financiera y no pase a la econom�a real el PIB de los pa�ses no debe ser impactado. Sin embrago, como se vio en la secci�n anterior, todas las crisis han interferido en la econom�a real, ya sea de manera directa en el tipo de cambio �lo que se debi� a la pol�tica err�nea del FMI al imponer tipos de cambio fijos o por lo menos en bandas, y con ello generar una sobrevaloraci�n con la gran entrada de capitales golondrinos y devaluaci�n cuando, por el motivo que fuese, se fugaban� y en la tasa de inter�s, lo cual, seg�n el modelo ortodoxo, traer�a estabilidad a las monedas que estaban bajo presi�n. Sin embargo, m�s que quitarle presi�n a las monedas, se produjo una fuerte presi�n sobre el aparato productivo, haciendo m�s caro el costo del financiamiento y menos rentables los proyectos.

Para la presente tesis se utiliza un modelo de panel, ya que tiene las ventajas del corte transversal y de la series temporales. En este an�lisis se utiliz� la aplicaci�n STATA 9.1. Existen dos procedimientos para estimar el modelo en un sistema de datos de panel: uno de ellos implica el reconocimiento de que las variables omitidas pueden generar cambios en los interceptos ya sea a trav�s del tiempo o entre unidades de corte transversal, en este caso el modelo de efectos fijos trata de aproximar estos cambios con variables dummy; el otro modelo es el de efectos aleatorios, que trata de capturar estas diferencias a trav�s del componente aleatorio del modelo. Los datos con el modelo de efectos fijos considera que existe un t�rmino constante diferente para cada individuo, y supone que los efectos individuales son independientes entre s�. Con este modelo se considera que las variables explicativas afectan por igual a las unidades de corte transversal y que �stas se diferencian por caracter�sticas propias de cada una de ellas, medidas por medio del intercepto. Es por ello que los N interceptos se asocian con variables dummy con coeficientes espec�ficos para cada unidad, los cuales se deben estimar. A diferencia del modelo de efectos fijos, el modelo de efectos aleatorios considera que los efectos individuales no son independientes entre s�, sino que est�n distribuidos aleatoriamente alrededor de un valor dado. Una pr�ctica com�n en el an�lisis de regresi�n es asumir que el gran n�mero de factores que afecta el valor de las variable dependiente pero que no han sido incluidas expl�citamente como variables independientes del modelo, pueden resumirse apropiadamente en la perturbaci�n aleatoria. As�, con este modelo se considera que tanto el impacto de las variables explicativas como las caracter�sticas propias de cada banco son diferentes. Se us� la prueba Preusch- Pagan para observar si el panel es de efectos fijos o variables. En el caso actual se rechaza la hip�tesis alterna de que sean efectos aleatorios. El resultado dio que la mejor forma de estimar el panel era con efectos fijos (within estimator), es decir, el efecto individual est� correlacionado con los dem�s regresores.

5.6.1. Convergencia condicional tradicional

Antes de comenzar a estudiar la importancia del sector financiero y su respectivo contagio, es necesario correr una regresi�n tradicional de convergencia condicional, como lo proponen Barro y Sale-I-Martin. En este sentido, la tasa de crecimiento de cada pa�s est� inversamente relacionada a la distancia que se encuentre de su propio estado estacionario. Se tratar� ver si existe convergencia condicional durante el periodo de 1993 a 2005 entre las distintas econom�as. El resultado esperado, con base en el resumen de estudios vistos en el cap�tulo 3, es que el coeficiente sea positivo, es decir, que no exista evidencia de convergencia. En el cuadro 39 se muestran los resultados obtenidos de la regresi�n entre la tasa de crecimiento y el PIB.

Se observa que el coeficiente es estad�sticamente significativo al 1% y que el coeficiente � es positivo, lo que significa que no hubo convergencia en Am�rica Latina durante el periodo neoliberal. En el presente caso no s�lo el coeficiente es positivo sino que tambi�n es estad�sticamente significativo, por lo que existe evidencia de diveregncia condicional. Este resultado comprueba el que presentaron los estudios resumidos en el cap�tulo 3 de que no hab�a habido convergencia durante la d�cada de los noventa. Esto genera un resultado interesante para las pol�ticas del Consenso de Washington, ya que aunque se aplicaron pol�ticas muy similares en todos los pa�ses, �stos tuvieron resultados muy heterog�neos.