3.1. Enfoque de elasticidad de la balanza comercial

En el largo plazo, el enfoque de elasticidades de la balanza comercial sostiene que la depreciación del tipo de cambio real tiende a mejorar la balanza comercial, siempre y cuando las elasticidades precio de las demandas de exportación e importación sean suficientemente altas; mayores que la unidad conjuntamente. Al cumplimiento de esta condición de largo plazo se lo denomina en la literatura del comercio internacional como “condición Marshall- Lerner”.

3.2. La condición Marshall-Lerner

La condición Marshall-Lerner indica que, en el largo plazo, una depreciación del tipo de cambio real genera una mejora de la balanza comercial, solamente si la suma de las elasticidades precio de las demandas de exportación (nX _t ) e importación (nM _t ) son mayores que la unidad en términos de valor absoluto⁸. Se pueden encontrar las derivaciones matemáticas en los trabajos de ^{Bahmani-Oskooee y Niroomand (1998)} y ^{Bahmani-Oskooee et al. (2013)}.

Detrás del cumplimiento de la condición Marshall-Lerner se gesta la dinámica entre los efectos precio y volumen de las exportaciones e importaciones, los cuales emergen tras la depreciación del tipo de cambio real. Cuando ocurre una depreciación del tipo de cambio real, el precio relativo de las importaciones con respecto al precio de los bienes nacionales se encarece en términos de moneda doméstica;⁹ mientras que el precio relativo de las exportaciones con respecto al precio de los bienes en el extranjero se vuelve más barato en términos de moneda extranjera¹⁰ para los residentes de otros países. Por tanto, los residentes locales demandan una menor cantidad de bienes foráneos, dando lugar a un menor volumen de importación; mientras que, ante una mayor demanda externa por los productos, el volumen de exportación se incrementa, pues gran parte de la producción de la economía se vuelca hacia la producción de bienes para exportar (^{Bustamante y Morales, 2009}). De modo que el efecto volumen supera al efecto precio, indicando que el ingreso real por exportaciones es superior al egreso real de las importaciones, mejorando en términos netos la posición de la balanza comercial (^{Sek y Har, 2014}).

3.3. La curva J

^{Jamilov (2011)} sostiene que, a corto plazo, la depreciación del tipo de cambio real da lugar a un deterioro de la posición de la balanza comercial, porque las elasticidades precio de las exportaciones e importaciones son muy bajas; mientras que, a largo plazo, a medida que el volumen de comercio comienza a responder a la devaluación del tipo de cambio real, se da lugar a una mejor posición de la balanza comercial, debido a que las elasticidades precio de la exportación y la importación son más altas. De modo que, si se grafica el comportamiento temporal de la balanza comercial ante efectos de la devaluación del tipo de cambio real, se encuentra que sigue una forma de “curva J”.

Incluso algunos investigadores como ^{Boyd et al. (2001)} indican que los movimientos del tipo de cambio real no tendrían ningún efecto o serían muy limitados sobre los precios relativos de exportación e importación, por lo cual no podrían modificar la balanza comercial o lo harían en muy corta medida. Por ejemplo, ^{Bird (2001)} insinúa que la devaluación del tipo de cambio real puede dar lugar al incremento de la tasa de inflación importada que, sumado a unos precios relativos de exportación fijos a corto plazo, dan lugar a importaciones más caras y a exportaciones más baratas, lo cual se traduce en un deterioro notorio de la balanza comercial a corto plazo; tal dinámica se mantendría a largo plazo¹¹.

En el corto plazo, es posible que la depreciación del tipo de cambio real en un inicio de lugar a un deterioro de la balanza comercial. Esto sucede porque el efecto precio actúa antes que el efecto volumen en el corto plazo, debido a que la devaluación del tipo de cambio real solamente modifica los precios relativos de exportación e importación. Sin embargo, los volúmenes de exportación e importación no se modifican porque existen factores poco flexibles, como contratos contraídos en momentos previos a la devaluación, o porque hay desconocimiento de nuevos canales de distribución de los productos y restricciones temporales que entrañan la ampliación de la capacidad instalada de la economía. Por tanto, en términos netos el ingreso real de las exportaciones es inferior al egreso real de las importaciones, dando lugar a un déficit comercial en el corto plazo (^{Bustamante y Morales, 2009}; ^{Jamilov, 2011}).

Otra razón por la cual el tipo de cambio real no mejoraría la situación de la balanza comercial en el largo plazo es la que sostienen ^{Bustos y Aguilar (2017)} y ^{Banegas-Rivero (2016)}. Ellos señalan que la estructura de exportaciones de un país puede estar en su mayoría compuesta por recursos naturales, los mismos que no responden a variaciones del tipo de cambio real sino más bien a contratos previamente estipulados en función de los movimientos de sus precios internacionales.

^{Dornbusch (1993)} insinúa que el déficit en la balanza comercial se corregirá a través de un movimiento contractivo de la política fiscal y de una devaluación del tipo de cambio real. La efectividad de la depreciación del tipo de cambio real dependerá de la reorientación de la demanda agregada en la dirección correcta (reorientar la demanda por productos locales en lugar de extranjeros), de la capacidad de la economía nacional para satisfacer la demanda extranjera a través de una mayor oferta y de que el efecto traspaso (pass-through effect¹²) de la devaluación nominal hacia la tasa de inflación sea reducida.

4.1. Hallazgos empíricos del caso boliviano

A continuación, en el Cuadro 1, se presentan los principales hallazgos de distintos estudios de investigación para el caso boliviano al respecto del contraste del cumplimiento de la condición Marshall-Lerner y la curva J.

Los estudios citados arrojan diversos resultados sobre el efecto de la depreciación del tipo de cambio real sobre la balanza comercial, tanto a corto como a largo plazo. La heterogeneidad de los hallazgos se asocia a diferentes periodos muestrales que se asocian con contextos de aplicación de regímenes cambiarios fijos o un poco más flexibles, la frecuencia de los datos de series de tiempo, el tamaño de la muestra de series de tiempo y los indicadores utilizados para operacionalizar las variables de interés: balanza comercial, exportaciones, importaciones, tipo de cambio real, demanda interna y demanda externa. Estas conjeturas son válidas tanto para estudios internacionales como para estudios del caso boliviano.

En el caso concreto del contraste empírico del cumplimiento de la condición Marshall- Lerner para el caso boliviano, los resultados empíricos son diversos. Por ejemplo, ^{Loza (2000)} y ^{Hernández et al. (2012)} encuentran evidencia del cumplimiento de la condición M-L. Por otra parte, los estudios de ^{Bustos y Aguilar (2017)}, ^{Banegas-Rivero (2016)}) y ^{Arandia y Laura (2018)}, que usan datos trimestrales del periodo 2000 a 2014 y distintas metodologías de cointegración, no encuentran evidencia empírica que apoye la condición M-L.

Es oportuno notar que la condición Marshall-Lerner en Bolivia se cumple cuando en el análisis econométrico se introducen una mayoría de datos de series de tiempo en frecuencia trimestral del periodo 1990q1-2005q4, los cuales se asocian con un régimen de tipo de cambio nominal crawling peg, cuyo objetivo era mantener la competitividad de las exportaciones a través de minidevaluaciones. Por el contrario, la condición Marshall-Lerner no se cumple cuando en el análisis econométrico se usan series de tiempo del periodo 2006-2014, los cuales también se asocian con un régimen de tipo de cambio nominal del tipo crawling peg, pero que a partir del año 2012 se parece más a un régimen de tipo de cambio fijo. Durante este último periodo, el régimen de tipo de cambio contribuyó a mitigar la inflación y a generar incentivos para la re monetización de la economía. Este periodo también se caracteriza por presentar un superávit en la balanza comercial en la mayoría de los años. A partir de estos hechos, se deduce que, aunque de forma parcial, la inclusión de datos de series de un periodo o de otro sí tiene efectos sobre el resultado del cumplimiento de la condición M-L; este aspecto debe ser tomado en cuenta en futuras investigaciones sobre la temática.

Otros aspectos que se deben considerar a la hora de realizar el contraste empírico del cumplimiento de la condición M-L para el caso boliviano son los siguientes: 1) se debe contrastar el cumplimiento de la condición Marshall-Lerner y la presencia de la curva J en periodos de déficit comercial 2) a excepción del trabajo de ^{Hernández et al. (2012)} y ^{Arandia y Laura (2018)}, el resto de estudios no han indagado en la estimación de la presencia de la curva J, 3) es necesario estudiar esta temática a partir de datos desagregados de importaciones y exportaciones, con la finalidad de conocer la cuantía promedio de los movimientos del tipo de cambio real sobre los diferentes bienes.

En ese sentido, lo novedoso del presente estudio es contrastar el cumplimiento de la condición Marshall-Lerner y la presencia de la curva J considerando en su muestra de estudio datos correspondientes a un periodo de déficit en balanza comercial, correspondientes a 20 trimestres de un total de 68 trimestres que cubren el periodo (2003t1-2019t4). Asimismo, se estiman las elasticidades precio de la demanda de exportación e importación de largo plazo de diferentes partidas desagregadas y de bienes específicos.

5.1. Descripción de variables, indicadores y fuentes de información

Las variables, indicadores y fuentes de información se describen en el Cuadro 2. Los datos recolectados tienen frecuencia trimestral que cubre el periodo de 2003t1 hasta el 2019t4¹³.

5.2. Especificación de modelos econométricos

Se estimó el modelo de vectores autorregresivos con términos de corrección de errores (VECM), porque se identificó que las series de tiempo consideradas en los diferentes modelos presentan relaciones de cointegración¹⁴ y son integradas del mismo orden, lo cual permite vislumbrar las relaciones de corto y largo plazo. Tómese en cuenta que un modelo VECM es en esencia un modelo de vectores autorregresivos (VAR) que permite visualizar la dinámica de corto plazo, que además incorpora un término de corrección de errores para capturar la dinámica de largo plazo (cointegración). Además, el término de corrección de errores presenta una estructura propia que debe ser contrastada e identificada a través de la prueba de cointegración de ^{Johansen (1988)}. Por tanto, se podrá contrastar el cumplimiento de la condición Marshall-Lerner y la presencia de la curva J de la balanza comercial, durante el periodo 2003q1 hasta 2019q4 para el caso boliviano. Asimismo, se estiman las elasticidades precio de la demanda de exportaciones e importaciones de largo plazo para categorías agregadas y específicas de bienes.

5.2.1. Especificación de modelos para contrastar el cumplimiento de la condición Marshall-Lerner

Siguiendo la terminología de ^{Lütkepohl (2005)} y ^{Ouliaris et al. (2018)}, la función de demanda de exportaciones en términos del modelo de vectores autorregresivos con corrección de errores (VECM) se define como en la ecuación 1:

Donde yt está compuesto por las siguientes variables endógenas: logaritmos de exportaciones totales a precios constantes de 2006 (Xt) logaritmo natural del tipo de cambio real multilateral (TCRMt) logaritmo del índice de demanda externa con 47 socios comerciales (IDEt). Todas las variables han sido desestacionalizadas mediante ARIMA- X11-SEATS.

ht: vector de variables dicotómicas temporales asociados a cada uno de los siguientes periodos por separado: 2005t1, 2006t2, 2008t3, 2008t4, 2009t1, 2009t2, 2015t4, 2016t1, 2016t2 y 2019t4.

α: Coeficiente del término de corrección de errores. Indican que tan rápido las observaciones que se desvían vuelven a la relación promedio de largo plazo.

β: Vector de coeficientes de cointegración, son elasticidades transpuestas (parámetros) de largo plazo. Estas deben convertirse en β, para representar elasticidades no transpuestas de largo plazo.

yt+=ytDtCO es un proceso de dimensión K, rk(π) = r con 0 < r¹⁵ < K así que Π+:=αβ′:η=αβ+, donde α y β son matrices (K*r) con rk(α) = rk(β) = r.

Además, ℸj (j=1,...,p-1) son (K*K) matrices del parámetro y μt~0.∑μ son los errores ruido blanco. También, se asume que yt tiene un proceso de integración de 1, es decir, I(1) . Finalmente, DtCO contiene todos los términos determinísticos que están presentes en las relaciones de cointegración, Dt contiene todos los restantes términos determinísticos, η y C son las matrices de parámetros correspondientes.

Entre los resultados esperados de la estimación del modelo VECM especificado en la ecuación (1), es deseable que el coeficiente de regresión de largo plazo βj asociado a TCRMt presente signo positivo y sea estadísticamente significativo. Este resultado sugeriría que una depreciación del tipo de cambio real multilateral da lugar a un incremento de las exportaciones en el largo plazo para el caso boliviano.

La función de demanda de importaciones en términos del modelo de vectores autorregresivos con corrección de errores se estima de la misma forma que en la ecuación 1, donde lo que cambia es el vector de variables dependientes y el vector de variables dicotómicas temporales fijas.

De modo que este modelo yt está compuesto por las siguientes variables: el logaritmo natural de las importaciones totales a precios constantes de 2006 (Mt), el logaritmo natural del tipo de cambio real multilateral (TCRMt) y el logaritmo del producto interno bruto (DIt). Todas las variables han sido desestacionalizadas mediante X-13-ARIMA SEATS.

Asimismo, ht es el vector de variables dicotómicas temporales asociados a cada uno de los siguientes periodos por separado: 2005tq1, 2008t3, 2008t4, 2009t1, 2009t2, 2015t3, 2015t4, 2016t1 2016t2 y 2009t4.

Entre los resultados esperados de la estimación del modelo VECM especificado para la función de importación, se espera encontrar que el coeficiente de regresión de largo plazo δtβδ asociado a TCRMt presente signo negativo y sea estadísticamente significativo. Este hallazgo sugeriría que la depreciación del tipo de cambio real multilateral da lugar a una disminución de las importaciones en el largo plazo.

Una vez estimadas las funciones de demanda de exportaciones e importaciones a través de los modelos VECM especificados según la ecuación 1, se procede a contrastar el cumplimiento de la condición Marshall-Lerner. Tal condición se cumple si βj+δj≥1, lo cual estaría sugiriendo que una depreciación del tipo de cambio real multilateral da lugar a un incremento de las exportaciones y a una disminución de las importaciones en el largo plazo, lo que a su vez implicaría una mejora de la posición de la balanza comercial en el largo plazo.

Por último, utilizando el modelo de vectores autorregresivos con corrección de errores especificado en la ecuación (1), también se estima el efecto de los movimientos del tipo de cambio real multilateral sobre los movimientos de las exportaciones tradicionales, no tradicionales y de bienes específicos como gas natural, soya, madera, castaña, y los cuatro principales minerales (oro, plata, estaño y zinc), manteniendo constante la demanda extranjera (ceteris paribus). Por otra parte, se observa el efecto de una depreciación del tipo de cambio real sobre las importaciones en bienes de consumo, bienes de capital, bienes intermedios y materias primas, así como categorías más específicas como las importaciones de bienes intermedios y materias primas para agricultura, industria, combustibles y lubricantes, y bienes de capital para industria y equipos de transporte.

5.2.2. Especificación de modelos para contrastar la presencia de la curva J

La presencia de la curva J se contrasta a partir de las funciones impulso-respuesta de un modelo de vectores autorregresivos con corrección de errores, que es de la forma de la ecuación (1), donde lo que cambia son las variables endógenas usadas.

En este caso, yt está compuesto por: logaritmo natural del ratio de exportaciones totales en miles de bolivianos a precios constantes de 2006 sobre importaciones totales en miles de bolivianos a precios constantes de 2006, logaritmo natural del tipo de cambio real multilateral (TCRMt), logaritmo del índice de demanda externa con 47 socios comerciales (IDEt) y logaritmo natural del producto interno bruto. La variable ht, que es el vector de variables dicotómicas temporales, contiene cada uno de los siguientes periodos por separado: 2005t1, 2006t2,2008t3, 2008t4, 2009t1, 2009t2, 2009t3, 2009t4, 2015t4, 2016t1 y 2019t4.

Luego se estima la respuesta a lo largo del tiempo de la balanza comercial ante un impulso (un shock) positivo (depreciación) del tipo de cambio real multilateral. Por ejemplo, se observa la presencia de la curva J si la depreciación del tipo de cambio real multilateral da lugar a un deterioro inicial de la balanza comercial en los dos primeros trimestres, para luego derivar en una mejora en el tercer trimestre, que finalmente vuelve a su tendencia de largo plazo en el cuarto, quinto y posteriores trimestres.

6.1. Resultados del contraste de la presencia de la curva J

Los resultados de las pruebas necesarias para estimar la ecuación 1, así como los diagnósticos de bondad de ajuste, son descritos en los cuadros de anexos, bajo el denominativo de modelo 08.

La estimación del modelo VEC sugiere que el término de corrección de errores da como resultado la siguiente ecuación:

Donde los estadísticos t están entre paréntesis. Los coeficientes del tipo de cambio real multilateral, índice de demanda extranjera e índice de términos de intercambio son estadísticamente significativos al 1%.

En el gráfico 2 se presenta la función impulso-respuesta del cambio de la balanza comercial ante variaciones del tipo de cambio real multilateral. Se observa que la curva J no se haría presente para el caso boliviano. De hecho, la depreciación del tipo de cambio real multilateral daría lugar a una mejora de la balanza comercial que duraría entre 1 y 3 meses, y posteriormente este efecto desaparecería.

Fuente: Elaboración propia, analizando datos en R.

Gráfico 2: Contraste de la presencia de la curva J a partir de funciones impulso-respuesta del tipo de cambio real sobre la balanza comercial 

6.2. Resultados del contraste de la condición Marshall-Lerner

Las estimaciones sugieren que, una depreciación del tipo de cambio real multilateral del 1% da lugar a un aumento de las exportaciones totales en 0.39% en el largo plazo; este resultado es estadísticamente significativo al 1% (Cuadro 3). Además, se encuentra que una depreciación del tipo de cambio real multilateral del 1% da lugar a una disminución de las importaciones totales en 0.56% en el largo plazo; este resultado es estadísticamente significativo al 5% (Cuadro 3).

En el Cuadro 3 se presentan las elasticidades precio de demanda de exportaciones e importaciones de largo plazo, las cuales permiten contrastar la condición Marshall-Lerner. En su forma más básica, el contraste de la condición Marshall-Lerner se halla sumando las elasticidades mencionadas de las exportaciones e importaciones totales. Realizando este ejercicio se encuentra que la condición Marshall-Lerner no se cumple, pues tal suma no es superior a la unidad (|0.39| +|-0.56| = 0.95 < 1), sugiriendo que una depreciación del tipo de cambio real multilateral todavía no mejoraría la balanza comercial en el largo plazo en el caso boliviano. Los resultados encontrados están en línea con los hallazgos de ^{Bustos y Aguilar (2017)} y ^{Arandia y Laura (2018)}; aunque expresan una magnitud más alta en la suma de elasticidades.

Entre otros resultados interesantes, también se encuentra que la condición Marshall- Lerner no se cumple si solamente se suman las elasticidades de las exportaciones no tradicionales ponderadas por su participación promedio en el total de exportaciones más las elasticidades de las importaciones totales o diferentes versiones de importaciones también ponderadas por su participación promedio relativa con la importación total. Estas sumas se encuentran entre 0.74 y 0.78 (véase el Cuadro 3).

6.3. Resultados de elasticidades de la demanda de exportaciones e importaciones desagregados por actividad industrial

En los Cuadros 4 y 5 se observan las elasticidades precio demanda de exportaciones e importaciones para diferentes categorías desagregadas de bienes. Entre los resultados desagregados por tipo de exportaciones se encuentra que una depreciación del 1% del tipo de cambio real multilateral da lugar a un incremento de las exportaciones no tradicionales del 0.59%; este resultado es estadísticamente significativo al 5%. La estimación señala que estos bienes son cuasi-elásticos, lo que quizá se deba a una pérdida de competitividad acumulada, posiblemente producto de mantener un tipo de cambio nominal fijo durante un periodo prolongado de tiempo (2011-2019) y a las restricciones a la exportación impuestas a algunos bienes no tradicionales, como azúcar y soya en grano. Ambas medidas posiblemente desincentivaron los ingresos vía exportaciones por competitividad cambiaria.

En cuanto a las exportaciones tradicionales, se encuentra que una depreciación del tipo de cambio real multilateral del 1% se traduciría en un incremento de las exportaciones tradicionales del 0.14%. Este resultado es estadísticamente significativo al 1%; sin embargo, su magnitud es baja, sugiriendo que estas exportaciones responden en menor cuantía a los movimientos del tipo de cambio real multilateral. Esto posiblemente se deba a que los productos tradicionales de exportación bolivianos, hidrocarburos y minerales, se exportan en función de la suscripción de contratos previamente establecidos.

Entre los resultados desagregados por tipo de importaciones se halla que, un incremento del 1% del tipo de cambio real multilateral da lugar a una disminución de las importaciones de bienes de consumo del 0.80%, una reducción de las importaciones de bienes de capital del 0.76% y una rebaja de las importaciones de bienes intermedios y materias primas del 0.43%. Los coeficientes son estadísticamente significativos al 5% y 10%. Estos resultados sugieren que los diferentes tipos de importaciones son cuasi elásticos a los movimientos del tipo de cambio real multilateral; las magnitudes encontradas en los coeficientes estimados son considerables.

En todas las estimaciones los coeficientes de regresión asociados a la demanda externa -medida por el logaritmo natural del índice de demanda extranjera- presentan signo positivo y son estadísticamente significativos al 1%. Por otra parte, los coeficientes de regresión asociados a la demanda interna -medida por el logaritmo natural del producto interno bruto- presentan signo positivo y son estadísticamente significativos al 1% y 10%. Tanto los movimientos de la demanda externa como la demanda interna son factores relevantes para explicar el comportamiento de las exportaciones e importaciones en el caso boliviano, y sugieren una relación positiva.

6.4. Resultados de elasticidades de la demanda de exportaciones e importaciones de bienes específicos

En el Cuadro 6 se presenta un resumen de las elasticidades de largo plazo de los movimientos de las exportaciones de bienes específicos con respecto al tipo de cambio real multilateral y la demanda externa.

Es probable que la elasticidad precio de la demanda de exportación de la soya sea baja (0.18), debido a que este sector perdió competitividad por el tipo de cambio nominal fijo y por la senda de apreciación del tipo de cambio real, así como también a las disposiciones de cupos de exportación¹⁶ para garantizar el abastecimiento del mercado interno, lo cual genera bajos incentivos a exportar y generar ingresos por competitividad cambiaria. Asimismo, las estimaciones muestran que la exportación de este producto responde en mayor cuantía a la demanda externa.

La elasticidad precio de la demanda de la exportación de madera es bastante alta (1.11), sugiriendo que periodos de depreciación cambiaria del tipo de cambio real dotan de ingresos por competitividad cambiaria a este sector. Sin embargo, este resultado también es alarmante, pues si se mantiene la senda de apreciación cambiaria real, las pérdidas serán considerables.

El hecho de que las elasticidades precio de exportación del gas natural (0.31) y estaño (0.47) sean bajas y que las elasticidades del oro y zinc sean estadísticamente no significativas, no es sorprendente, pues sus movimientos de exportación están en función de contratos previamente establecidos y de movimientos de la demanda externa.

Las elasticidades de largo plazo asociadas a la demanda externa sugieren que los movimientos de esta variable explican en mayor cuantía los movimientos de las exportaciones de los diferentes tipos de bienes analizados, en comparación con los movimientos del tipo de cambio real multilateral.

En el Cuadro 7 se presenta un resumen de las elasticidades de largo plazo de los movimientos de las importaciones de bienes específicos¹⁷ con respecto al tipo de cambio real multilateral y la demanda interna.

Las importaciones de bienes de bienes intermedios y materias primas para combustibles y lubricantes presentan una alta elasticidad precio de la demanda de importaciones (-1.19), seguida de una cuasi-elasticidad para la importación de bienes de capital para la industria (-0.88). Las elasticidades precio de importación de bienes intermedios y materias primas para la agricultura y bienes de capital para equipos de transporte presentan elasticidades moderadas.

Las elasticidades precio de la demanda de importaciones de los bienes intermedios y materias primas de combustibles y lubricantes, así como de los bienes de capital para la industria, son altamente afectadas de forma negativa por una depreciación del tipo de cambio real. Esto podría inducir a un decrecimiento económico, pues este tipo de bienes son insumos de las empresas que comercian localmente y que exportan.

Es interesante notar que los coeficientes de las elasticidades precio de las importaciones de los bienes mencionados con respecto a la demanda interna son positivos y estadísticamente significativos, pero expresan menor cuantía que las elasticidades asociadas al tipo de cambio real multilateral. Esto sugiere que una depreciación del tipo de cambio real reduciría de forma efectiva las importaciones mencionadas.

7.1. Algunos elementos para el debate sobre el tipo de cambio nominal fijo

La devaluación del tipo de cambio nominal, traducida en una depreciación del tipo de cambio real, podría ayudar a mejorar la posición de la balanza comercial y con ello mitigar la caída de las reservas internacionales netas¹⁸. Pero esto tiene un costo; a la luz de los hallazgos presentados, las importaciones de bienes de capital y bienes intermedios y materias primas son insumos necesarios de la industria nacional, los cuales subirían de precio e incluso podrían generar un proceso inflacionario. Esto podría ahondar aún más el shock negativo de oferta provocado por la COVID-19. Aunque, de mantenerse las condiciones actuales, existe la posibilidad de una devaluación del tipo de cambio nominal endógena¹⁹.

Se necesita mayor investigación respecto a cuáles son los sectores exportadores y no exportadores que son intensivos en el uso de insumos importados, para conocer con mayor detalle cuáles industrias y empleados ganan o pierden en mayor medida tras una devaluación del tipo de cambio nominal, y diseñar mecanismos de compensación ante la pérdida de bienestar. También se debe investigar al respecto del efecto pass-trough, pues no toda la depreciación del tipo de cambio nominal se traduciría en una depreciación del tipo de cambio real.