El modelo Balassa-Samuelson:una contrastacin en algunos pases de la UEM (Versin de octubre de 2003) Ana R. Martnez Caete Departamento de Economa Aplicada III Universidad Complutense de Madrid Telfono: 91 3942584/Fax: 91 3942582 E-mail: anrmarti@ccee.ucm.es RESUMEN El objetivo de este trabajo es contrastar, de acuerdo con el modelo Balassa-Samuelson, si enunconjuntodepasesquehoyformanpartedelaUEMhaexistidounarelacindelargo plazo(enelperiodo1970-2001)entrelospreciosrelativosdelsectornocomerciableylas productividadesrelativas,ascomounarelacindeequilibrioentresustiposdecambioreales frentealDMysusproductividadessectorialesrelativasconrespectoaAlemaniaenlaetapa 1973-1998.Elanlisisdecointegracinaplicadoindicaqueentodoslospasesdelamuestra, exceptoenHolanda,laprimerarelacinssehaverificadomientrasquesloenelcasode Espaalaevolucindesutipodecambiorealpuedeexplicarseporelcomportamientodelas productividades.UnaposibleexplicacinaestehechoradicaenquelaPPAenelsector comerciable no se ha cumplido en la mayor parte de los pases analizados, a diferencia de lo que asume el modelo Balassa-Samuelson. Palabrasclave:tiposdecambioreales,productividad,comerciables,nocomerciables, cointegracin. JEL: C22, F31, F41. 1I. INTRODUCCION Desde la puesta en funcionamiento de la Unin Econmica y Monetaria europea (UEM) en enerode1999haquedadodemanifiestolaexistenciadetasasdeinflacindiferentesenlos pasesqueformanpartedelamisma;enparticular,laeconomaespaolahapresentadodesde esafechaundiferencialdeinflacinpositivobastantenotableconrespectoalamediadela eurozona y, sobre todo, con respecto a Alemania y Francia, diferencial ste que en determinados momentos ha llegado a superar los dos puntos porcentuales. La existencia de estos diferenciales tieneimportantesimplicacionesenelmbitodelapolticaeconmica:porunlado, dependiendodeculseaelorigendelosmismoslaseconomasquepresentanundiferencial positivo de inflacin pueden experimentar prdidas de competitividad ante las que, en contra de loquesucedaenelpasado,nopodrnutilizareltipodecambionominal;porotro,pueden plantearseproblemasenelfuncionamientodelapolticamonetarianicapuessi sistemticamentealgunospasespresentanunatasadeinflacinsuperioraladeotrossocios contribuirn de este modo a elevar la tasa media de la UEM, lo que impedir o retrasar que el BancoCentralEuropeorecortelostiposdeinterscuandootraseconomasmsdebilitadas cclicamente lo necesiten. Aunque en el corto plazo son muchos los factores que pueden conducir a que las tasas de inflacindifieranentrepasesquecompartenunamismamonedacomo,porejemplo,las divergencias cclicas, factores climatolgicos, diferencias en la aplicacin de medidas impositivas odepreciosadministrados,etc.-enestetrabajonoscentramosenaspectosmsestructurales o de largo plazo. En dicho horizonte temporal, la teora econmica seala como principal factor la posibleconvergenciaennivelesdepreciosquepuedatenerlugarenelsenodelaunin monetaria.Silosnivelesdepreciosdelospasesinicialmentemsbaratosconvergenhacialos nivelesdepreciosdelospasesmscaros,esteprocesosematerializarentasasdeinflacin superiores en aqullos, al estar irrevocablemente fijo el tipo de cambio nominal. Adems, puesto que es de esperar que este proceso de convergencia sea gradual, los diferenciales de inflacin as generados pueden ser bastante persistentes. Los niveles agregados de precios representan una media ponderada de los precios de los bienesyservicioscomerciables(aquellosexpuestosalacompetenciainternacional)ydelos bienesyserviciosnocomerciables(aquellosaisladosengranmedidadedichacompetenciay cuyomercadoes,fundamentalmente,eldomstico).Losavancesconseguidosconeldesarrollo del Mercado nico y la estabilidad cambiaria de los aos previos al funcionamiento de la UEM condujeron a que, en el comienzo de la misma, la dispersin de niveles de precios de los bienes y servicioscomerciablesfueserelativamentereduciday,adems,bastantesimilaralaexistente dentro de otras uniones monetarias consolidadas como es el caso de EE.UU. En consecuencia, el margenparaquesigaavanzndoseendichaconvergenciaeslimitadoy,portanto,tambines limitadoelmargenparaquelamismaconduzcaatasasdeinflacindiferentesdentrodelrea del euro. En cambio, las diferencias de niveles de precios de los no comerciables son mucho ms marcadasentrelosEstadoseuropeos,porloquelasposibilidadesdequetengalugarla convergenciaennivelesdepreciosdeestetipodebienesyserviciossonmayores.Poresta razn,enestetrabajonoscentramosenaquellosfactoresquepermitenexplicarlasdiferencias internacionales de precios de los no comerciables. Aesterespecto,laliteraturaeconmicaseala,ademsdeladiferenteestructura 2competitivadelosmercados,dosfactores:lahiptesisdedemandarelativa1yeldenominado efectoomodeloBalassa-Samuelson(BS)cuyacontrastacinenunaseriedepasesqueforman parte de la UEM constituye el objetivo de este trabajo. SegnelmodeloBSlospasesconunaproductividadmselevadaenelsectordelos bienesyservicioscomerciablespresentanmayoressalariosendichosectorpero,alasumir libertaddemovimientosdelostrabajadores,lossalariosdelsectoraisladodelacompetencia internacionaltendernaigualarseconlosdelsectorexpuesto.Estehecho,sibiennoelevalos costes laborales unitarios en el sector comerciable s los aumenta en el no comerciable (pues se considera que en ste la productividad es ms reducida), por lo que los precios de este sector -y, conello,elnivelgeneraldepreciossiseaceptaquelospreciosdelosbienesyserviciosdel sector expuesto son similares como consecuencia del arbitraje internacional- sern superiores en aquellos pases cuya productividad en el sector abierto al mercado internacional sea mayor. Estaargumentacin,propuestainicialmenteporBalassa(1964)ySamuelson(1964),se haconvertidoenunadelasprincipalesexplicacionesutilizadasparajustificarlasdesviaciones del tipo de cambio real de su valor de Paridad del Poder Adquisitivo (PPA) en el largo plazo. En uncontextodinmico,sidentrodelazonaeurolospasesquepresentanmenoresnivelesde productividadenelsectorcomerciable(y,enconsecuencia,menoresnivelesdeprecios) convergenhacialosnivelesdeproductividadquecaracterizanalaseconomasmsavanzadas delrea,tambindeberanconvergerhaciasusmayoresnivelesdeprecios,loquesetraducir en tasas de inflacin superiores en aquellos pases. Por esta razn, el modelo BS ha concentrado la atencin acadmica a la hora de explicar los diferenciales de inflacin persistentes o de largo plazo dentro de una unin monetaria.Adems,cuandolaconvergenciaennivelesdepreciostienesuorigenenelmayor avance relativo de la productividad en el sector expuesto, el diferencial de inflacin positivo as generadonoperjudicadirectamentelacompetitividaddelpasqueloexperimenta,yaqueel crecimiento de los precios afecta al sector protegido (decimos directamente porque es sabido que el sector expuesto utiliza en su produccin actividades del sector no comerciable). RecientementeCanzonerietal.(2002)ySinnyReutter(2001)hanmanifestadoque pasescomoEspaaoPortugalpuedenpresentarunatasadeinflacinsuperioraladeotros socios,porejemploAlemania,derivada delaconvergenciaenniveles derentayproductividad hacialosestndaresmediosdelaUEMy,portanto,derivadadelaconvergencialegtimaen niveles de precios. En esta lnea el Consejo de Gobierno del BCE, cuando anunci el pasado 8 de mayoelresultadodelaevaluacindesuestrategiadepolticamonetaria,sibienconfirmsu definicindeestabilidad deprecios-unincrementointeranual delIAPCinferioral2%parael conjunto de la eurozona en el medio plazo- declar que dirige sus esfuerzos a mantener la tasa deinflacinenunnivelmenorperoprximoadicho2%,paratenerenconsideracinla existencia de diferenciales de inflacin persistentes dentro de la zona euro que pudieran tener su origen en el modelo BS2.Elpropsitodeestetrabajoescontrastarestemodeloenunconjuntoampliodepases queformanpartedelaUEMutilizando,adiferenciadeestudiosprevios,datosactualizados provenientesdelabaseSTANdelaOCDEconmetodologaSEC95.Adems,analizamossise verificaunadelas hiptesisenlasqueseapoyaestemodelo:elcumplimientodelaPPAenel

1Estahiptesisindicaquesiseacepta,comoparecendemostrardiversosestudiosempricos,quelaelasticidad rentadelademandadelosserviciosnocomerciableses,engeneral,mayorquelaunidad,amedidaqueunaeconoma alcanza un nivel de renta superior el gasto privado se desplaza desde la demanda de bienes comerciables a la de servicios no comerciables. Por lo que los pases con mayor nivel de renta presentan niveles de precios superiores de los no comerciables -debidoalamayordemandadestosque,adems,slopuedesersatisfechaconproduccinnacional-y,conello,mayores niveles de precios agregados.2 Adems de para evitar los riesgos derivados de la deflacin. Vase BCE (2003). 3sector de los bienes y servicios comerciables. El resto del trabajo lo estructuramos de la siguiente manera:enlaseccinIIexponemoselmarcoanaltico;enlaseccinIIIlosdatosyla metodologaeconomtricautilizadaenlacontrastacin;enelapartadoIVlosresultados obtenidosenelanlisisempricodelargoplazoy,finalmente,enelapartadoVsealamoslas principales conclusiones y extensiones. II. EL MODELO BALASSA-SAMUELSON EstemodelotienesuorigenendostrabajospublicadosdeformaseparadaporBalassa (1964)ySamuelson(1964),aunquelosargumentosesgrimidosporestosautoreshansido formalizadosposteriormenteporFrootyRogoff(1995),ObstfeldyRogoff(1996)yAlberolay Tyrvinen (1999), entre otros.Siguiendoaestosltimos,consideremoslassiguientesfuncionesdeproduccinCoob-Douglas dondeLrepresenta el trabajo yKel capital, los cuales estn totalmente empleados en laproduccindedostiposdebienesyservicios:comerciables(C)ynocomerciables(N).El output en cada sector se representa por iY , dondeN C i , = , y cada sector difiere en la intensidad queelfactortrabajorepresentaenlaproduccin( y ,respectivamente)yenlatecnologa, capturada por iA : t tC t C t C t C tK L A Y =1(1) t tN t N t N t N tK L A Y =1(2) El modelo asume competencia perfecta en ambos sectores por lo que, como resultado de lamaximizacindebeneficios,lossalariosrealesdebenigualarsealasproductividades marginalesdeltrabajoencadasector.Elpreciorelativodeambostiposdebienesyservicios puede expresarse como C tN tREL tPPP = , por lo que utilizando C tPcomo numerario:t t tC tC tt C t C t t C t C t C tLKA L K A W = =1 1 ) 1 () ( (3) t t tN tN tt N t N t N t N tREL tN tLKA L K APW = =1 1 ) 1 () ( (4) De forma equivalente, el tipo de intersRdebe verificar las siguientes condiciones: t t tC tC tt C t C t t C t C t tLKA K L A R = = ) )( 1 ( ) 1 ( (5) t t tN tN tt N t N t t N t N tREL ttLKA K L APR = = ) )( 1 ( ) 1 ( (6) Estascuatroecuacionesconcuatrovariables CCLK, NNLK, CW ,RELP puedenresolverse despejandodelaecuacin(6)elvalorde NNLKysustituyndoloen(4)paraobtener RELP que, 4expresado en logaritmos (lo que notamos en minsculas), adopta la forma: ) ) 1 ( ln() 1 ( ) 1 (t t tt t t N t t N t REL tR w a p + + =(7) Por otro lado, si sustituimos el valor de CCLK obtenido en (5) en la expresin (3) llegamos a: |||.|

\| + =||.|

\| tttt t t C ttC tR a w 11) 1 ( ln1 (8) Enestemodeloseasume quelamovilidaddeltrabajoentresectoresconduce aquelos salarios nominales se igualen a nivel sectorial C Nw w = , por lo que si sustituimos (8) en (7): N t C tttREL ta a cte p ||.|

\|+ =(9) Si ahora diferenciamos3: N t C tttC t N t REL ta a p p p ||.|

\|= = (10) Delaexpresin(9)sederivaqueexisteunarelacinpositivaentreladiferenciade productividadessectorialesrelativas(medidascomoProductividadTotaldelosFactores)ylos preciossectorialesrelativos.Desdeunaperspectivadinmica,laformulacin(10)indicaque, dentro de un pas, a medida que crece la productividad relativa en el sector de los comerciables aumentan los precios relativos de los no comerciables, ya que el incremento de la productividad enelsectorexpuestoesajustadoporunincrementoenelsalariorealquevaamantener constanteelcostemarginalendichosector-porloquenoperjudicadirectamenteasu competitividad-pero vaaelevarelcostemarginal delosnocomerciablescomoconsecuencia de la equiparacin sectorial de salarios junto con el menor crecimiento de la productividad en el sector protegido- y, por tanto, su precio. Adems, y puesto que el incremento del precio relativo de los bienes y servicios que no se comercian a nivel internacional depende del crecimiento del salario, este efecto se ver amplificado cuanto ms intensivo en trabajo sea este sector frente al de los comerciables, es decir, cuanto mayor seafrente a , algo que Balassa (1964) asume. En suma,estaprimerarelacinquesederivadelashiptesisdelmodeloBSpermiteexplicarla inflacindualdelaseconomasapartirdelosdiferentesritmosdecrecimientodesus productividades sectoriales4.

3 El tipode intersRse considera como dado; es el tipode inters mundial ya que se acepta que existe perfecta movilidad de capitales a nivel internacional. 4ElmodeloBSnotieneenconsideracinlosmrgenesempresarialespues,comohemossealado,asume competenciaperfectatantoenelsectorcomerciablecomoenelnocomerciable.Aunqueestahiptesisresultemuy restrictiva,especialmenteenelsectorprotegidodelacompetenciainternacional,enellargoplazodichosmrgeneses razonablequesecomportencomoestacionarios(esdecir,quesuevolucinenunaetapaexpansivadelademandase compense con su evolucin en una etapa recesiva, lo que conduce a que reviertan a su media), y no puede olvidarse que el modelo BS es un modelo de largo plazo. Por supuesto, en un horizonte temporal ms limitado los mrgenes de beneficio s pueden afectar a los precios sectoriales. Vase Ortega (2003). 5Porotrolado,sielniveldepreciosagregadopuedeexpresarsecomounamediadelos preciosdelsectorcomerciableynocomerciableconponderaciones y) 1 ( , respectivamente, los ndices de precios nacionalPy exterior Previsten la forma: t tN t C t tP P P =1(11) t tNtCt tP P P = 1(12) Tomandoelpreciodeloscomerciablescomonumerario,eltipodecambioreal(en logaritmos) podemos expresarlo de la siguiente manera: + + = + =REL t t REL t t C t C t t t t t tp p p p e p p e q ) 1 ( ) 1 ( ) ( (13) dondee eseltipodecambionominaldefinidocomounidadesde monedaextranjeraporcada unidad de moneda nacional, por lo que un aumento deqrefleja una apreciacin real.ElmodeloBSsuponeque,comoconsecuenciadelarbitraje,severificalaPPAenel sector de los bienes comerciables (es decir = +C t C t tp p e ), por lo que a partir de (9) el tipo de cambio real adopta la expresin: (((

||.|

\| (((

||.|

\| + = N t C tttt N t C tttt ta a a a cte q ) 1 ( ) 1 ((14) De forma que el pas con mayor nivel relativo de productividad en el sector de los bienes yservicioscomerciablesmostrarunniveldepreciossuperiorexpresadoenmonedacomnsi consideramos,parasimplificar,quelosdospasestienenlamismaproporcindebienes comerciablesenelndicedepreciosagregado,esdecir: = ,eidnticasintensidadesde trabajo y capital en sus funciones de produccin, o sea: = , = . Si diferenciamos la expresin (14) obtenemos: (((

||.|

\| (((

||.|

\| = + = N t C tttt N t C tttt t t t ta a a a p p e q ) 1 ( ) 1 ((15) loqueindicaquesiunpaspresentaconrespectoaotrouncrecimientosuperiordesu productividad relativa en el sector expuesto experimentar una apreciacin de su tipo de cambio real,loqueenunauninmonetariaequivaleaquemostrarunatasadeinflacinsuperiorya que,pordefinicin,0 = e .PorestemotivoelmodeloBSeselmsutilizadoalahorade explicar la existencia de diferenciales de inflacin persistentes dentro de una unin monetaria.Lostrabajosquecontrastanestemodelosuelencoincidirenque,enellargoplazo,los preciosrelativosdelosnocomerciablesdentrodecadapasseexplicanadecuadamenteporla productividadrelativa de loscomerciables.EselcasodelosartculosdeBalassa(1964),Aseay Mendoza(1994),Strauss(1995),Canzonerietal.(1996,1998,1999)yAlberolayTyrvinen (1999), entre otros. En cambio, el respaldo emprico a la relacin entre tipos de cambio reales y diferenciassectorialesdeproductividadentrepasesesmenosunnime.As,Hsieh(1982), Marston(1987)oStrauss(1996)encuentranevidenciaafavordeestarelacinmientrasque artculos como el de Asea y Mendoza (1994) revelan que las diferencias de productividad entre 6sectores son muy significativas a la hora de explicar los precios relativos de los no comerciables dentro de cada pas pero no lo son a la hora de explicar los movimientos de los tipos de cambio reales.DiversosautorescontrastanelmodeloBS analizandolaposiblerelacinexistenteentre losnivelesderentaylostiposdecambioreales(esdecir,losnivelesdepreciosenmoneda comn) lo que supone considerar el nivel de renta de un pas como una variable proxy del nivel deproductividadrelativadelsectordelosbienesyservicioscomerciables.As,porejemplo, Balassa(1964),KravisyLipsey(1988)yAlexiusyNilsson(2000)sealanque,engeneral,los pases con mayor nivel de renta son tambin los que presentan un nivel de precios superior. En cambio,FariayLen-Ledesma(2003)noencuentranrelacindelargoplazoentreestas variables5.OtrostrabajoscomoeldeChinnyJohnston(1997)utilizan,ademsdelas productividades sectoriales,otros factores ala hora de modelizarlospreciosrelativos delosno comerciablesylostiposdecambioreales.Nosreferimosafactoresdedemanda(comosonel gastopblicoylarentapercpita),lostrminosdecomercio,elpreciodelpetrleo,etc.En estos estudios se obtiene, en general, que si bien estos factores resultan explicativos en el corto plazo,suinfluenciadesapareceenellargoplazodondequedaratificadoelpapeldelas productividades sectoriales. III. LOS DATOS Y LA METODOLOGA ECONOMTRICA III.a. Los datos Siguiendo las recomendaciones de la OCDE (2001) en su Manual sobre la medicin de la productividad slo hemos considerado en el anlisis lo que este Organismo denomina el sector empresarial,porloquedejamosalmargenlosserviciosprestadosporelsectorpblicoylos servicioscomunitarios,yaqueenestossectoresresultaespecialmentecomplicadomedirsu productividad dado el sistema de clculo que se aplica a la hora de cuantificar la produccin o el valor aadido de los mismos. Adems, al igual que diversos autores que contrastan el modelo BS, tambin hemos excluido de nuestro estudio otros sectores en los que la evolucin de los precios esbastanteprobablequenovengacondicionadaporlaproductividadsinopordecisiones

5 Utilizar el nivel de renta como variable proxy del nivel de productividad relativa del sector comerciable frente al no comerciable presenta como principal ventaja que permite utilizar series temporales ms largas y para un mayor nmero depasesdelasquesedisponecuandoseempleanlasproductividadessectoriales.Ahorabien,estaaproximacinpara contrastar el modelo BS muestra una importante limitacin ya que no permite distinguir la justificacin proporcionada por dichomodelodelaofrecidaporlahiptesisdedemandarelativaalahoradeexplicarlospreciosrelativosdelosbienesy serviciosnocomerciables.As,encontrarunarelacinpositivaentrelosnivelesderentaylosnivelesdepreciospuede indicarquelospasesconmayorniveldeproductividadrelativaenelsectorexpuestoalacompetenciainternacionalhan alcanzado mayores niveles de precios (de acuerdo con el modelo BS) y, adems, que ese mayor nivel de productividad se ha vistoreflejadoenunnivelderentasuperior.Perotambinpuedeindicarqueelmayornivelderenta(elcualhapodido tenersuorigenenotrosfactoresdistintosdelaproductividadcomoeselaumentodelempleo)hadesviadolademanda privada hacia los servicios no comerciables (segn la explicacin de la hiptesis de demanda relativa), lo que supone mayores precios relativos de stos y mayores niveles de precios agregados. De hecho, como sealan Alexius y Nilsson (2000), utilizar la relacin entre niveles de precios y niveles de renta como aproximacin para contrastar el modelo BS en lugar de emplear lasproductividadessectorialesslopuedeaceptarsesiseverificanlassiguientescondiciones:a)quelaproductividadenel sectordelosnocomerciablesseasimilarentrepases,b)quelaproductividaddelosnocomerciablesrepresenteun porcentajepequeodelcrecimientodelaproductividadtotalyc)queelcrecimientodelaproduccinalargoplazoest dirigido por la productividad, lo que como consecuencia de las condiciones a) y b) equivale a que el origen del crecimiento de la produccin sea la productividad en el sector de los comerciables. 7gubernamentales.Nosreferimosaagriculturayalossectoresrelacionadosconlaenerga (minera y electricidad, gas y agua)6. Paraclasificarlossectoreseconmicosencomerciablesynocomerciableshemos utilizadoelcriteriodeDeGregorioetal.(1994),segnelcualsloaquellossectorescuyas exportacionessuperenel10%desuproduccinsonconsideradoscomerciables7.Elsector comerciableincluyeasmanufacturasytransporte,almacenamientoycomunicacionesyel nocomerciableconstruccin,comercioalpormayoryalpormenor,hotelesy restaurantes,intermediacinfinancierayactividadesinmobiliarias,empresarialesyde alquiler8.Los precios sectoriales han sido aproximados por el ratio entre el valor aadido nominal y el real. Por lo que respecta a la medida de la productividad, las dificultades existentes a la hora deestimarlosstocksdecapitalsectorialesconducenaquelamayorpartedelosestudiosque contrastan este modelo empleen la productividad media del trabajo en lugar de la Productividad TotaldelosFactores(PTF).Enesteartculoutilizamosambas,enfuncindelosdatos disponibles.CondatosprocedentesdelabaseSTANdelaOCDE9hemoscalculadopara Alemania, Austria, Blgica, Espaa, Francia, Finlandia e Italia las productividades sectoriales del trabajoporocupado10;enelcasodeHolandahemosutilizadoproductividadesdeltrabajopor puestos de trabajo equivalentes a tiempo completo de ocupados para reducir el posible sesgo de medicin derivado del elevado porcentaje de trabajo a tiempo parcial que presenta dicho pas11. Eloutputrealencadasectorhasidoaproximadoporelvaloraadidobrutoreal.Elperiodo analizado comprende desde 1970 hasta 2001 en la mayor parte de los pases considerados (vase elapndiceparaunadescripcindetallada).Adems,apartirdelosdatosobtenidosdelabase ISDBdelaOCDE-quehadejadodepublicarsedesdelapuestaenmarchadelanuevaSTAN- hemoscalculadondicesdeProductividadTotaldelosFactoresenelsectorcomerciableyno comerciableenlospasesparalosqueestabasecontieneinformacin:Alemania,Blgica,

6PorejemploBalassa(1964)noincluyeagricultura,AlberolayTyrvinen(1999)niagriculturanilas actividades del sector pblico, Marston (1987) no considera minera y Strauss (1996) el sector electricidad, gas y agua. 7 En el caso de los servicios, los datos ms detallados de exportaciones que proporcionan los distintos Organismos estadsticos se corresponden con la clasificacin sectorial del Manual de Balanza de Pagos del FMI. En cambio, los datos de produccindelosserviciosseobtienendelaContabilidadNacionalcuyadesagregacinsectorialesdiferente.Estonosha obligado a realizar una equivalencia aproximada entre los sectores de servicios en ambas clasificaciones para poder calcular el porcentajequelasexportacionesdecadaunodeellossuponensobresuproduccin.Apartirdeestosporcentajes,sloel sector transportes puede ser considerado como un servicio comerciable, aunque en los ltimos aos la internacionalizacin de otros servicios prestados a las empresas ha sido importante. Sin embargo, la falta de datos suficientemente desagregados ylanecesidaddemantenerlacoherenciaenlaclasificacinsectorialentodoelperodotemporalanalizadonosha conducido a incluir dentro de los servicios comerciables nicamente a transporte, almacenamiento y comunicaciones. 8 Estos sectores se corresponden con la clasificacin sectorial ISIC Rev2. Hemos probado a utilizar otra clasificacin en la que incluimos a hoteles y restaurantes dentro de la categora de comerciables en Espaa, Francia e Italia para tratar de aproximardeestemodolasactividadesdelsectorturismoenestospases,yaquedichosectorcomotalnoapareceenla clasificacin sectorial de la Contabilidad Nacional. Los resultados obtenidos en el anlisis emprico, que pueden solicitarse a la autora si se desea, han sido bastantes similares. 9Estabase,derecientedifusin,ofrecelosdatosprovenientesdelascuentasnacionalesconelnuevosistemade contabilidad SEC95. 10EstabasededatosproporcionatambininformacindeLuxemburgo,PortugalyGreciapero,almenosde momento, es bastante incompleta por lo que no hemos podido incluir estos pases en nuestro estudio. En cambio, no ofrece informacindeIrlandaylosdatosquehemossolicitadoasuOficinaEstadsticanopermitenincorporaraestepasenel anlisis pues no se corresponden con la misma desagregacin sectorial. 11 La medida ms adecuada del factor trabajo para calcular su productividad son las horas efectivamente trabajadas ajustadas por la calidad, pero los problemas que existen para obtener esta informacin son evidentes. Incluso es complicado conseguirdatosdehorasefectivamentetrabajadasenunhorizontetemporalsuficientementeampliooconunnivelde desagregacinsectorialadecuadoparalacontrastacindelmodeloBS.Mat(1999)elaboraproductividadeshorarias,pero sus series comienzan en 1980.8Francia, Finlandia, Italia y Holanda, aunque en este ltimo caso la escasa dimensin temporal de la serie nos ha obligado a no utilizarla12.Ahorabien,nopuedeolvidarsequeloscoeficientesdelasproductividadessectoriales que se derivan del modelo BS si se utiliza la PTF son diferentes de los que se obtienen si se usa la productividadmediadeltrabajo.Enesteltimocaso,apartirdelasfuncionesCoob-Douglas, puede comprobarse que los precios relativos adoptan la siguiente expresin13: REL t N t C t REL tme cte me me cte p + = + =(16) donde C tme y N tme representanlaproductividadmediadeltrabajodelsectordelosbienesy servicioscomerciablesynocomerciables,respectivamente,y REL tme laproductividadrelativa. Por su parte, el tipo de cambio real puede expresarse como: + =REL t t REL t t tme me cte q ) 1 ( ) 1 ( (17) Finalmente, por lo que respecta al tipo de cambio real, hemos utilizado tipos bilaterales frentealmarcoalemnenlugardeefectivosparapreservarlaspropiedadesestadsticasdelas series14.Lospreciosutilizadossonlosdeflactoresdelvaloraadidodeltotaldelaeconoma (excluidos los sectores no considerados en el anlisis). Para no mezclar datos correspondientes a regmenes cambiarios diferentes nuestro perodo de estudio comienza en 1973 -fecha a partir de la cual se instauraron nuevamente los tipos de cambio flexibles tras la ruptura de los acuerdos de Bretton Woods y termina en 1998, justo antes de la puesta en marcha de la UEM15. III.b. La metodologa economtrica DelmodeloBSsederivaunarelacindelargoplazoentrelospreciosrelativosdelos bienes y servicios no comerciables y las productividades sectoriales relativas dentro de cada pas, as como entre la evolucin de dichas productividades entre pases y su tipo de cambio real. La metodologaeconomtricamsadecuadaparacontrastardichomodeloeselanlisisde cointegracin, pues permite estimar relaciones de equilibrio cuando las variables implicadas son

12 Actualmente estamos elaborando ndices de PTF sectoriales en los pases de la UEM a medida que la base STAN (en continua actualizacin) proporciona informacin sobre los stocks de capital sectoriales, lo que nos permitir disponer en el futuro de una muestra ms amplia y con una mayor extensin temporal. 13EnfuncionesdeproduccincomolaCoob-Douglaslaproductividadmarginaldeltrabajoesproporcionalala productividad media. Como sealan Canzoneri et al. (1999), utilizar la productividad media del trabajo presenta una serie de ventajas frente al empleo de la PTF como son que no se necesitan datos de los stocks de capital sectoriales y que tampoco es necesario calcular el porcentaje que el factor trabajo supone en el valor aadido de los sectores (es decir, no se precisan los parmetros que hemos denominadoy ). En cambio, la principal limitacin que plantea su utilizacin es que puede no ser una variable exgena, sino una variable endgena que depende de la evolucin relativa de la produccin y el empleo. Sin embargo,tampocoesevidentequelaPTFseaunavariabletotalmenteexgena.Dehecho,autorescomoEvans(1992) sealanquelosresiduosdeSolowpuedendebersenosloashocksexgenosdeofertasinotambinalcrecimientodel dinero,lostiposdeintersoelgastopblico;esdecir,quepartedesuvariacinesatribuibleacambiosenlademanda agregada. 14 Una suma ponderada de series no estacionarias y estacionarias da lugar a una serie no estacionaria, por lo que el tipo de cambio efectivo es muy sensible a la construccin y las propiedades estadsticas de los tipos de cambio incluidos en dicho agregado. Vase Strauss (1996). 15 Como indican Canzoneri et al. (1998), una de las crticas ms importantes realizadas a los trabajos empricos que evalan si la PPA se verifica o no radica en utilizar datos pertenecientes a diferentes regmenes de tipos de cambio. 9no estacionarias. En particular, en este trabajo utilizamos la metodologa propuesta por Johansen (1988)porqueposibilitacontrastarlaexistenciadecointegracinenunmarcomultivariantey evita, de este modo, algunos de los inconvenientes del mtodo de Engle y Granger (1987).Entrelasventajasdeestametodologapuedencitarsequepermiteincorporarla cointegracin dentro de la representacinVARsin establecer restricciones sobre la exogeneidad delasvariablesy,adems,quepermitelacontrastacindehiptesissobreelvalordelos parmetrosestimadosenlasrelacionesdecointegracin,loquenossirveparadeterminarsi dichos parmetros se ajustan a los tericos que se derivan del modelo.Esta metodologa parte de considerar unVARde ordenpym variables: t p t p t t te Y Y Y Y + + + + + = ...2 2 1 1(18) dondelamatriz tY contiene) 1 (mx seriestemporalesdesde ty, 1hasta t my,.Este) ( p VAR puede expresarse en forma de un modelo de correccin del error como16: t p t p t p t te Y Y Y Y + + + + + = + 1 1 1 1 1 1 1... (19) Si todos los elementos de la matrizson cero, el rangorde la misma tambin es cero; enestecaso,noexisteningunarelacindecointegracinentrelasvariablesimplicadasenel anlisis.Sielrangode esigualalnmerodevariablesconsideradasenelmodelo,esdecir, igualam,todaslasvariablespuedenconsiderarseestacionarias.Porltimo,silamatrizpresenta deficiencia de rango, o seam rango < < 0 , dicha matriz puede descomponerse de la forma = dondeyson matrices) (mxrconstituidas por parmetros;contiene lasrrelaciones de cointegracin yrecoge los parmetros de ajuste.Estemtodopermitecalculardostestsparacontrastarelnmeroderelacionesde cointegracinexistentesenelmodelo:eltestdelaTrazayeltestdelautovalormximo.El primerodeelloscontrastalahiptesisnulader relacionesdecointegracindonde 1 ,..., 1 , 0 = m r ,siendomelnmerodevariablesdelmodelo;estetestvienedadoporla expresin: + = =mr ii trT m r LR1) 1 ln( ) | ( (20) dondeTes el nmero de observaciones de las series,m el nmero de variables yrel rango de lamatriz .Porsuparte,eltestdelautovalormximocontrastalahiptesisnuladerrelaciones de cointegracin frente a la alternativa de1 + ry adopta la forma: ) | 1 ( ) | ( ) 1 ln( ) 1 | (1 maxm r LR m r LR T r r LRtr tr r+ = = ++(21) para1 ,..., 1 , 0 = m r .

16ElVAR yelmodelodecorreccindelerrortambinpuedenincluirvariablesdummies.Enestecaso, respectivamente: t t p t p t t te D Y Y Y Y + + + + + + = ...2 2 1 1 t t p t p t p t te D Y Y Y Y + + + + + + = + 1 1 1 1 1 1 1... donde tD es el vector que incluye dichas variables. 10Lasdistribucionesasintticasdeestostestscambiandependiendodelashiptesis realizadassobrelostrminosdeterminsticosenelmodelodecorreccindelerror.Aeste respecto,Johansen(1992)proponeunsistemaparadeterminarelrangodecointegracin habiendo especificado adecuadamente dichos trminos determinsticos. Como hemos indicado, la metodologa de Johansen permite contrastar si el valor de los parmetrosestimadosenlarelacindecointegracinseadecuaonoaloqueindicalateora. Paracontrastarrelacioneslinealessobrelosparmetrosdelamatriz ,Johansen(1991,1995) propone definir una matrizH ) (mxrque reduce la matriza la matriz de parmetros ) (rxr . De manera que H = , dondem indica el nmero de variables implicadas en el anlisis yrel rango de cointegracin. Esa matrizHrecoge las restricciones establecidas sobre el valor de los parmetros de la relacin de cointegracin y a partir de los autovalores de la misma se construye untestLRquesedistribuyeasintticamentecomouna 2 cuyosgradosdelibertaddependen del nmero de restricciones impuestas sobre dichos parmetros17. IV. RESULTADOS EMPIRICOS IV.a. Precios relativos y productividades sectoriales relativas En los cuadros A1 y A2 del anexo se ofrecen los tests Dickey-Fuller Aumentado (ADF) y Phillips-Perron (PP) realizados sobre los precios y las productividades sectoriales utilizadas en el anlisis18.Estostestssealanquenopuederechazarselahiptesisnuladerazunitariaenlas series en niveles pero s en primeras diferencias, lo que indica que son) 1 ( I . Antes de aplicar los tests de cointegracin es necesario seleccionar el nmero de retardos delVAR correspondiente.Hemoselegidoaquelqueminimiceloscriteriosdeinformacinde Akaikey deSchwarz, adems deotros criterioscomosonelLR(LRsecuencialmodificado),el FPE(errordeprediccinfinal)yelHQ(Hannan-Quinn).Encasodequeestoscriteriosno indiquenporunanimidadelmismonmeroderetardossehaprocedidoarealizartestsde exclusin de retardos para decidir el nmero apropiado de los mismos.Enloscuadros1y2mostramoslosresultadosdelanlisisdecointegracinentrelos preciosrelativosylasproductividadesrelativasmedidascomoproductividaddeltrabajopor ocupadoycomoPTF,respectivamente.Enellosseofrecelacontrastacindelrangode cointegracinr . La aplicacin de la metodologa de Johansen (1992) nos ha conducido a que en la mayor parte de las contrastaciones se haya asumido tendencia en los datos (en los cuadros de resultadossesealalaespecificacinelegida).Adems,seproporcionanloscoeficientes estimados de los vectores de cointegracin normalizados para que1 =RELp , as como los errores estndarcorregidos.FinalmenteseutilizantestsLRparacontrastarhiptesissobrelos coeficientesestimadosconvistasaconstatarhastaqupuntosecorrespondenconlos parmetrostericosdelmodelo.EnloscuadrosA4yA5delanexoseofrecenlostestspara

17Estametodologatambinpermitecontrastarhiptesissobreelvalordelosparmetrosdeajuste ;en particular,permitecontrastarsiunavariablepuedeconsiderarsedbilmenteexgena,esdecir,silasdesviacionesdela relacin de equilibrio o de largo plazo no afectan a la evolucin futura de dicha variable. 18 El nmero de retardos elegido para eltest ADF se corresponde con el que indica el criterio de informacin de Akaike y para el PP el que se corresponde con el procedimiento de Newey y West (1987). 11contrastar la posible estacionariedad de las series19, as como los tests de diagnosis de los residuos del VAR20. Los resultados muestran que existe una relacin positiva de largo plazo entre los precios relativosylasproductividadesdeltrabajorelativas(verelgrfico1)entodoslospases consideradossalvoenHolanda(aunqueenEspaayBlgicalahiptesisnuladeausenciade cointegracin slo puede rechazarse al 10% de significacin). Sin embargo, en la mayor parte de elloselcoeficienteobtenidoenlarelacindecointegracinnoes1comosealaelmodeloBS cuandoseemplealaproductividadmediadeltrabajo(recurdeselaexpresin(16))sino,en general,inferioralaunidad21.Sloenelcasoespaolybelganopuederechazarsequeel coeficiente de la productividad relativa sea 1. Cuadro 1. Resultados de la cointegracin entre los precios relativos y las productividades del trabajo relativas 0 = + +t REL me REL pt REL t RELme p normalizado para que1 =RELpsigno esperado0 < RELREL meme Orden delVAR Hiptesis nula Test dela Traza Test del autovalor mximo RELme RELme =RELREL memeH :0LR ) 1 (2Coeficientesdelmodelorestringido Austria1r =0 r 1 r 2 32,10 14,38 6,98 17,72 7,40 6,98 Blgica1r =0 r 1 r 2 22,38 4,69 1,50 17,69 3,16 1,50 Espaa2r =0 r 1 r 2 28,03+ 6,92 0,77 21,10* 6,15 0,77 -0,77 (0,12)1,11 (0,36)1,41(0,23) 69 , 0 =RELme69 , 0 = RELmeFinlandia2r =0 r 1 r 2 49,63** 26,82** 7,29 22,81* 19,53* 7,29 -0,18 (0,29)1,96 (0,63) Francia1r =0 r 1 r 2 22,29 12,16 4,02* 10,13 8,14 4,02* Holanda1r =0 r 1 r 2 20,48 9,20 3,15 11,28 6,05 3,15 Italia2r =0 r 1 r 2 20,50 7,54 1,15 12,97 6,38 1,15 Nota: (**) indica que se rechaza la hiptesis nula al 1% de significatividad, (*) al 5% y (+) al 10%. Los valores crticos para el test de la TrazayelestadsticodelautovalormximosehanobtenidodeOsterwald-Lenum(1992).Enelcasodeloscoeficientes RELme y REL me los valores entre parntesis indican los errores estndar corregidos. Se ha asumido tendencia en los datos en todos los casos salvo en Austria, Blgica y Finlandia en los que se ha considerado constante restringida en el vector de cointegracin. Enresumen,solamenteenEspaahemosencontradounarelacinadecuadamente definida,conlossignosesperados,aunquelosresultadosdebensertomadosconlacautela necesaria pues el periodo muestral no es muy elevado. Esto significa que el tipo de cambio real delapesetafrentealmarcoalemnhatendidoaapreciarsecomoconsecuenciadelmayor crecimientodelaproductividadsectorialrelativaennuestropasenelhorizontetemporal considerado(vaseelgrfico2).Adems,nopuederechazarsequeelcoeficientedelas productividades sectoriales en Alemania sea igual al de Espaa en valor absoluto, lo que nos ha conducido a estimar un modelo restringido en el que estos coeficientes adoptan el valor -0,68 y 0,68,respectivamente;valoresstosrazonablessisetieneencuentaquedichoscoeficientes representan el peso del sector no comerciable en la economa24.

23PuedeobservarseenlosresultadoscorrespondientesaFinlandiaquenosepuederechazarqueexistandos relaciones de cointegracin. Por otro lado, los tests de estacionariedad mostrados en el anexo indican que tampoco se puede descartar que la productividad en Finlandia y en Alemania sea estacionaria, lo que apunta a la existencia de algn problema en la especificacin. 24 Lo que hemos denominado) 1 ( y)*1 ( , respectivamente. 14Enelrestodepasesanalizadosnuestracontrastacinempricanorespaldalarelacin que se extrae del modelo BS. Una posible explicacin reside en que, a diferencia de lo que asume este modelo, la PPA en el sector comerciable puede no haberse verificado en el periodo objeto deestudio.Enestecaso,eltipodecambiorealpodraestarinfluidotambinenellargoplazo poreltipodecambiorealdelsectorcomerciable.Enelsiguienteapartadoanalizamosesta posibilidad25. IV.c.ElmodeloBalassa-Samuelsonampliadoconlasdesviacionesdeltipode cambio real en el sector comerciable de su valor de PPA De acuerdo con los tests ADF ofrecidos en el cuadro A3 no puede rechazarse que el tipo de cambio real en el sector comerciable26 presente raz unitaria salvo en el caso de Austria (al 5% designificacin)yEspaa(al1%).Conotraspalabras,deacuerdoconestostestssloseha verificado la PPA en su versin estricta en el sector expuesto al comercio internacional en estos dos pases27. En los dems esta variable puede considerarse) 1 ( I .En aquellos pases de la muestra en los que los tipos de cambio reales en el sector de los bienesyservicioscomerciablessehayancomportadocomonoestacionariostendremosque contrastar la siguiente relacin: REL t t REL t t C tC t N t t C t N t t C t C t t tme me qp p p p p p e q + == + + =) 1 ( ) 1 () )( 1 ( ) )( 1 ( ) ( (22) Enelcuadro4seofrecenloscorrespondientesresultados28.Entodaslaseconomas analizadas,salvoenHolanda,hemosobtenidounarelacindecointegracinentrelostiposde cambioreales,lasdesviacionesdelaPPAenelsectorcomerciable,lasproductividades sectoriales relativas en cada pas y las productividades sectoriales relativas en Alemania29. Todos 25Otraexplicacinconsisteenquelostiposdecambiorealespuedenestarmejorespecificadosatravsdelos precios sectoriales relativos que a travs de las productividades lo que podra deberse a que la relacin entre los precios y las productividadesquehemosobtenidodentrodecadapasnohasido,engeneral,1a1comoindicaelmodelo,porloque factoresadicionalesalasproductividadesrelativaspuedenhaberafectadoalospreciosrelativos-.Paraanalizaresta posibilidadMartnez(2003)contrastasiexisteunarelacindelargoplazoentrelostiposdecambioreales,losprecios relativossectorialesencadapasylospreciosrelativossectorialesenAlemania.Sinembargo,sloenelcasodeAustria obtiene unarelacin de cointegracin entre estas tres variables y, adems, bien especificadade acuerdo con el modelo. En esta lnea se encuentra el trabajo de Duval (2001) quien tampoco encontr relacin de equilibrio entre estas tres variables en un conjunto de pases europeos. 26Loshemoscalculadocomotiposbilateralesfrentealmarcoalemn.Losndicesdepreciosutilizadossonlos correspondientes deflactores del sector comerciable. 27Canzonerietal.(2002)paracontrastarsisehacumplidolaPPAenelsectordelosbienesyservicios comerciables en los pases europeos analizan si el tipo de cambio nominal est cointegrado con los precios relativos en dicho sector. Encuentran que en Austria y Espaa el coeficiente de la relacin de cointegracin no puede rechazarse que sea 1, lo que indica que puede descartarse que las desviaciones de la PPA en estos pases, al igual que nosotros hemos obtenido, sean no estacionarias.28 Como decimos, excluimos a Austria y a Espaa porque los tests de races unitarias hemos visto que no permiten rechazar que se haya verificado en ellos la PPA en el sector comerciable y, adems, porque los contrastes de estacionariedad realizadosconlametodologadeJohansensobresustiposdecambiorealesenelsectorcomerciabletampocopueden rechazarqueseanestacionarios.Enparticular,enelcasoespaolhemosobtenidoqueeltestLRcorrespondiente,quese distribuye segn una) 3 (2 ,adopta un valor de 5,43 con una probabilidad de 0,14. 29EstosresultadossehanobtenidoalconsiderarenBlgicaeItaliaunavariabledummypara1982y1983, respectivamente.LosvalorescrticosdeltestdelatrazaydeltestdelautovalormximotabuladosporOsterwald-Lenum 15los coeficientes estimados presentan el signo adecuado segn el modelo terico. Adems, por lo que respecta al parmetro estimado Cq, en todos los pases considerados, salvo en Francia, se encuentra bastante prximo a la unidad (en valor absoluto), como indica el modelo de tipos de cambio reales. Por otra parte, los parmetros RELmey RELmetambin son en todos ellos, excepto esteltimoenBlgica,inferioresalaunidadenvalorabsoluto,loquetambinsecorresponde con los valores tericos ya que dichos coeficientes representan, respectivamente, el peso que el sector de los bienes y servicios no comerciables tiene en cada pas y en Alemania. En Francia no puederechazarsequehayadosrelacionesdecointegracinyqueunadeellasvincule nicamentealtipodecambiorealconeltipodecambiorealenelsectorcomerciable(enel anexo puede observarse que no se puede rechazar la hiptesis0 :0=RELmeH ,0 = RELme ). Cuadro 4. Resultados de la cointegracin entre tipos de cambio reales, tipos de cambio reales en el sector comerciable y las productividades del trabajo relativas 0 = + + + +t RELmeREL me C q t qtRELt REL t Cme me q q normalizado para que1 =qsignos esperados0 < RELREL meme Orden del VAR Hiptesisnula Test dela Traza Test del Autovalor mximo Cq RELme RELmeBlgica2r =0 r 1 r 2 r 3 62,79** 30,18 13,87 2,58 32,60* 16,30 11,29 2,58 -1,03 (0,18)-0,77 (0,16)1,31 (0,25) Finlandia 2r =0 r 1 r 2 r 3 76,06** 37,37* 15,89 3,98 38,69** 21,47 11,91 3,98 -1,10 (0,03)-0,47 (0,04)0,11 (0,09) Francia3r =0 r 1 r 2 r 3 103,77** 44,69** 15,73 2,18 59,08** 28,95** 15,55 2,18 -0,56 (0,03)-0,24 (0,02)0,32 (0,03) Holanda1r =0 r 1 r 2 r 3 39,40 23,03 9,73 2,72 16,36 13,30 7,01 2,72 Italia 2r =0 r 1 r 2 r 3 64,02** 34,82 18,69 7,58 29,19* 16,13 11,11 7,57 -0,93 (0,05)-0,51 (0,07)0,30 (0,15) Nota: (**) indica que se rechaza la hiptesis nula al 1% de significatividad y (*) al 5%. Los valores crticos para el test de la Traza y el estadstico del autovalor mximo se han obtenido de Osterwald-Lenum (1992). En el caso de los coeficientes Cq ,RELme yRELmelos valores entre parntesis indican los errores estndar corregidos. Hemos asumido tendencia en los datos en Francia y Holanda y constante restringida en el vector de cointegracin en el resto de pases. Quelostiposdecambiorealesenelsectorexpuestosehayancomportadocomono estacionarios en el periodo objeto de estudio (1973-1998) puede explicarse porque los precios de los bienes comerciables en cada pas hayan diferido de los de Alemania en un contexto de tipos decambionominalesestables(comoparecehabersucedidoenHolanda,yenFranciadesde mediados de los aos ochenta), o bien porque las fluctuaciones de los tipos de cambio nominales (1992)noconsideranlaintroduccindedummiesenelanlisis,porloquelosvalorescrticosadecuadoscuandoestas variablesseincluyenpuedenserligeramentediferentes.Ennuestrocaso,nopensamosqueamenacenlosresultados obtenidospuestoquelosvaloresdelosdosestadsticosmencionadosparalosdistintosrangosdecointegracinestnmuy alejados de los valores crticos tabulados. 16queenelpasadohanafectadoalasmonedasdelospasesquehoyformanpartedelaUEM hayan impedido la equiparacin de precios de esos bienes y servicios comerciables (ver el grfico 3).Enestecaso,laspolticasmonetariasdivergentesaplicadasporlospasesquehoyforman parte de la zona euro y las fluctuaciones de sus tipos de cambio nominales han condicionado la evolucindesustiposdecambioreales,loquepuedehaberencubiertoenalgunospasesel papeldesempeadoporlasproductividadessectorialesrelativas.Sinembargo,comosealan AlberolayTyrvinen(1999),puestoqueestosfactoresdesaparecenconlamonedanica, obtenerrespaldoempricofavorablealarelacinentrelospreciosrelativosylas productividadesrelativascondatosanterioresalaformacindelaUEMes msrelevante-ala hora de extrapolar sus posibles consecuencias inflacionistas ya dentro de dicha unin monetaria- queobtenerrespaldodelarelacinentrelostiposdecambiorealesylasproductividades relativas. V. CONCLUSIONES Y EXTENSIONES Eneste artculo hemoscontrastadosienunconjuntoamplio de pasesquehoyforman parte de la UEM se ha verificado el modelo BS. Los resultados obtenidos indican que en todas las economas de la muestra, salvo en Holanda, ha existido una relacin positiva de largo plazo (en elperiodo1970-2001)entrelospreciossectorialesrelativosylasproductividadesdeltrabajo sectorialesrelativas(aunque,engeneral,puederechazarsequeesarelacinsea1a1).Porsu parte, la relacin de largo plazo entre los precios relativos, la PTF en el sector comerciable y la PTF en el sector no comerciable (en el periodo comprendido desde 1970 hasta mediados de los aos noventa) parece haberse verificado en todos los pases considerados excepto en Francia. Porotrolado,slohemosobtenidounarelacindelargoplazoadecuadamente especificadaentrelostiposdecambiorealesylasproductividadessectorialesrelativasfrentea Alemania(enlaetapa1973-1998)enelcasodeEspaa,loqueindicaqueamedidaqueel crecimientodelaproductividadrelativadelsectorexpuestoalcomerciointernacionalen nuestropashasidosuperioralalemneltipodecambiorealdelapesetafrentealmarcoha tendido a apreciarse. En ese periodo, por tanto, la convergencia en niveles de productividad que experimentnuestropassevioacompaadadeunaconvergenciaennivelesdepreciosen moneda comn.Unaposibleexplicacinaesteescasorespaldoempricodelasegundarelacinquese deriva del modelo BS es que la PPA en el sector de los bienes comerciables no se ha cumplido en suversinestrictaenlospaseseuropeosanalizadossalvoenAustriayEspaa.Porestarazn, sus tipos de cambio reales no resultan adecuadamente explicados en el largo plazo a menos que seincluyanlostiposdecambiorealesdelsectordelosbienescomerciables.Porejemplo,en FinlandiaeItalia,elfuertecrecimientodesuproductividadrelativaconrespectoalaalemana desde mediados de los aos ochenta y en toda esa dcada, respectivamente, debera haberse visto reflejadoenunaapreciacindesutipodecambiorealdeacuerdoconelmodeloBS;sin embargo, la fuerte depreciacin de sus monedas en la mitad de los aos noventa condicion en mayor medidalaevolucindesustiposdecambio realeseneseperodo.Enotrospasescomo Franciasutipodecambiorealnohapodidoexplicarsenicamenteporelavancedesu productividadrelativafrenteaAlemania(yaqueelritmodecrecimientodeambas productividades fue bastante similar en la dcada de los ochenta, previsiblemente por el nivel de desarrollosimilarquecaracterizaaambaseconomas)porloqueparecerazonablequela evolucin de sus tipos de cambio reales haya estado ms condicionada por los movimientos del 17tipo de cambio real en el sector expuesto al comercio internacional; en particular, por el precio relativodeestosbienesy serviciosfrentealosdeAlemania,yaqueeltipo decambionominal delfrancofrancssemantuvomuyestablefrentealDMdesdeelsegundoterciodelosaos ochenta. PuestoquedentrodelaUEMlasfluctuacionesdelostipos decambionominalesyano sonposibles,laprimeradelasdosrelacionesqueseextraendelmodeloBSadquieremayor importancia. Nuestros resultados avalan que en los pases considerados, excepto en Holanda, ha existido una relacin positiva de largo plazo entre los precios relativos de los bienes y servicios nocomerciablesylasproductividadesdeltrabajorelativasdeloscomerciables.Porlotanto, siemprequeestarelacinsemantengaenelfuturo,lospasesdelaeurozonaconmayor crecimiento de su productividad en el sector expuesto a la competencia internacional mostrarn un crecimiento superior de los precios en el sector no comerciable y, con ello, una mayor tasa de inflacinsiemprequelos preciosdeloscomerciablesevolucionen deformasimilarentreellos. Estemayorcrecimientodelaproductividadrelativaenelsectorabiertoalcomercio internacionalpodratenersuorigenenunprocesodecatching-up-encuyocasola convergenciaennivelesdeproductividadhacialamediacomunitariaseveracompaadade convergenciaennivelesdeprecios-perotambinpodraestarprotagonizadoporpases avanzadosdelaeurozonacomoconsecuenciadelosprocesosdereformasestructuralesque acometan o como consecuencia, por ejemplo, de la inversin extranjera directa; de hecho, desde elcomienzodelaUEMlospasesdelazonaeuroconuncrecimientomsmarcadodesu productividad en el sector comerciable no son los que uno catalogara en fase de catching-up y, por el contrario, Espaa ha experimentado un crecimiento muy dbil de dicha productividad, aunquenodebeolvidarsequeelmodeloBSesdelargoplazoyenhorizontestemporales reducidos otros muchosfactores puedenprovocartasasdeinflacin diferentesentrepasesque comparten una misma moneda. Los diferenciales de inflacin motivados por la convergencia en niveles de productividad ypreciosadquierenunadimensinmsrelevantesisetieneenconsideracinlafutura incorporacindelospasesdelcentrodeEuropaalazonaeuro.Enlamayorpartedeestos pases que en 2004 formarn parte de la UE y previsiblemente algo despus de la UEM, su nivel deproductividadesmuyinferioralamediacomunitaria.Dentrodelauninmonetaria,y contandoademsconlasayudasdelosFondosEstructurales,parecerazonableque experimentenfuertescrecimientosdesuproductividadydesurentaconvergiendo,deeste modo, hacia los estndares de resto de pases (como pas con Irlanda, Espaa y Portugal en los aos noventa). Puesto que el margen para la convergencia es elevado, es de esperar que durante un periodo de tiempo prolongado muestren tasas de inflacin superiores a las de los pases ms desarrollados de la zona euro. Por esta razn consideramos especialmente interesante continuar estainvestigacinincorporandoenelanlisisaestosfuturossocioscomunitarios.Adems, esperamos poder completar la contrastacin del modelo BS en el resto de pases que actualmente forman parte de la UEM para los que, hasta el momento, no tenemos informacin suficiente. 18REFERENCIAS BIBLIOGRFICAS Alberola, E. y Tyrvinen, T. (1999) Hay margen para los diferenciales de inflacin en la Unin Econmica y Monetaria?, Moneda y Crdito, 208, 65-120. Alexius, A. y Nilsson, J. (2000) Real exchange rates and fundamentals: evidence from 15 OECD countries, Open Economies Review, 11, 383-397. Asea,P.yMendoza,E.(1994)Dolong-runproductivitydifferentialsexplainlong-runreal exchange rates?, Working Paper 60, International Monetary Fund. Balassa,B.(1964)ThePurchasingPowerParitydoctrine:areappraisal,JournalofPolitical Economy, 72 (6), 584-596. 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Strauss,J.(1996)Thecointegratingrelationshipbetweenproductivity,realexchangeratesand Purchasing Power Parity, Journal of Macroeconomics, 18, 299-313. 21APNDICE DE DATOS Comerciables: manufacturas; transporte, almacenamiento y comunicaciones. Nocomerciables:construccin;comercioalpormayoryalpormenor;restaurantesyhoteles;intermediacinfinanciera, actividades inmobiliarias, empresariales y de alquiler. relme productividaddeltrabajorelativa(comerciables/nocomerciables):valoraadidoreal/ocupados;enHolanda:valoraadido real/puestos de trabajo equivalentes de ocupados. relpprecio relativo (no comerciables/comerciables ): valor aadido nominal/ valor aadido real. Periodomuestral:Alemania1970-2001,Austria1976-2001,Blgica1970-2000,Espaa1970-2001(desde1980hasta1970sehan prolongado las series hacia atrs con las tasas de crecimiento de los datos proporcionados por el INE), Finlandia 1970-2001, Francia 1970-2000, Holanda 1977-2001, Italia 1970-2001. Fuente: STAN Database (OCDE). caProductividad Total de los Factores en el sector comerciable. NaProductividad Total de los Factores en el sector no comerciable. relpprecio relativo (no comerciables/comerciables ): valor aadido nominal/ valor aadido real . Periodo muestral: Alemania 1970-1993, Blgica 1970-1995, Finlandia 1970-1996, Francia 1970-1997, Italia 1970-1994. Fuente: ISDB Database (OCDE). qtipos de cambio reales bilaterales (DM/moneda nacional), construidos con los deflactores del total de la economa considerado. cq tiposdecambiorealesbilateralesenelsectorcomerciable(DM/monedanacional),construidosconlosdeflactoresdelsector comerciable. Periodomuestral:DM/Schilling1976-1998,DM/francobelga1973-1998,DM/peseta1973-1998(desde1980hasta1973sehan prolongado las series de los deflactores hacia atrs con las tasas de crecimiento de los datos proporcionados por el INE), DM/corona finlandesa 1973-1998, DM/franco francs 1973-1998, DM/florn 1977-1998, DM/lira italiana 1973-1998. Fuente: STAN Database (OCDE). 22Grfico 1. Precios y productividades del trabajo relativos Alemania-0,100,10,20,30,41970 1973 1976 1979 1982 1985 1988 1991 1994 19972000Precio N/ C Product C/ N Blgica00,20,40,60,81970 1973 1976 1979 1982 1985 1988 19911994 19972000Precio N/ C Product C/ N Aust ria-0,100,10,20,30,40,51976 1979 1982 1985 1988 1991 1994 1997 2000Precio N/ C Product C/ N Espaa00,20,40,60,811970 1973 1976 1979 1982 1985 1988 19911994 19972000Precio N/ C ProductC/NFinlandia-0,200,20,40,60,81970 1973 1976 1979 1982 1985 1988 19911994 1997 2000Precio N/ C ProductC/N Holanda00,20,40,60,81977 1980 1983 1986 1989 1992 1995 1998 2001Precio N/ C Product C/ N Francia00,20,40,60,81970 1973 1976 1979 1982 19851988 1991 1994 1997 2000Precio N/ C Product C/ N It alia-0,100,10,20,30,40,50,61970 1973 1976 1979 1982 19851988 1991 1994 1997 2000Precio N/ C ProductC/ N 23Grfico 2. Tipos de cambio reales y productividades del trabajo sectoriales frente a Alemania Aust ria-0,100,10,20,30,41976 1979 1982 1985 1988 1991 1994 1997TC real Product C/ N ProductAlem C/ N Espaa-0,200,20,40,60,81973 1976 1979 1982 1985 1988 1991 1994 1997TC real Product C/ N ProductAlem C/ N Blgica-0,200,20,40,61973 1976 1979 1982 1985 1988 1991 1994 1997TC real Product C/ N ProductAlem C/ N Finlandia-0,2-0,100,10,20,30,40,51973 1976 1979 1982 1985 1988 1991 1994 1997TC real ProductC/ N ProductAlem C/ NFrancia-0,2-0,100,10,20,30,40,50,61973 1976 1979 1982 1985 1988 1991 1994 1997TC real ProductC/N ProductAlem C/ N It alia-0,100,10,20,30,40,51973 1976 1979 1982 1985 1988 1991 1994 1997TC real Product C/ N ProductAlem C/ N Holanda-0,2-0,100,10,20,30,40,50,61977 1980 1983 1986 1989 1992 1995 1998TC real ProductC/N ProductAlem C/ N 24Grfico 3. Tipos de cambio reales en el sector comerciable frente a Alemania Aust ria-0,06-0,04-0,0200,020,040,060,081976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998Prec C Alem/ Aust DM/ schilling TC real en C Blgica-0,4-0,3-0,2-0,100,11973 1976 1979 1982 1985 1988 1991 1994 1997Prec C Alem/ Blg DM/ FB TC real en C Espaa-1,5-1-0,500,51973 1976 1979 1982 1985 1988 1991 1994 1997Prec C Alem/ Esp DM/ peset a TC real en C Finlandia-1-0,8-0,6-0,4-0,200,20,41973 1976 1979 1982 1985 1988 1991 1994 1997Prec C Alem/ Finl DM/ FK TC real en CFrancia-0,8-0,6-0,4-0,200,21973 1976 1979 1982 1985 1988 1991 1994 1997Prec C Alem/ Franc DM/ FF TC real en C It alia-1,7-1,4-1,1-0,8-0,5-0,20,10,41973 1976 1979 1982 1985 1988 1991 1994 1997Prec C Alem/ It al DM/ lira TC real en C Holanda-0,3-0,2-0,100,10,20,31977 1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997Prec C Alem/ Holan DM/f lorn TC real en C 25ANEXO.Testsderacesunitariasytestsaplicadossobrelosparmetrosdelarelacinde cointegracin y sobre los residuos de los VAR Cuadro A.1. Tests de races de unitarias de los precios relativos y las productividades del trabajo relativas, base STAN ADFPP Variables Constanteytendencia ConstanteNiconstantenitendencia Constanteytendencia ConstanteNiconstantenitendencia Alemania relme ) (relme drelp ) ( relp d p=1 -0,40 p=1 -4,52** p=1 -2,10 p=1 -3,15 p=1 -1,11 p=1 -4,04** p=1 -0,18 p=1 -3,10* p=12,18 p=1 -3,01** p=11,15 p=1 2,55*p=3 -0,99 p=3 -5,87** p=3 -1,74 p=3 -3,80*p=31,67 p=3 -5,55** p=30,05 p=3 -3,82** p=32,74 p=3 -4,60** p=31,86 p=3 -3,24** Austria relme) (relme drelp) ( relp dp=2 -2,94 p=2 -3,59 p=1 -2,40 p=1 -3,97*p=20,58 p=2 -3,56*p=1 -1,07 p=2 -2,12 p=11,65 p=1 -1,42 p=11,54 p=2 -1,54 p=2 -2,77 p=2 -6,24** p=2 -2,16 p=2 -4,31*p=20,73 p=2 -6,36** p=2 -1,14 p=2 -4,31** p=23,72 p=2 -3,23** p=22,40 p=2 -2,76** Blgicarelme ) (relme d relp ) ( relp d p=1 -2,65 p=2 -4,96** p=1 -1,27 p=1 -3,69 p=30,93 p=2 -4,95** p=1 -1,31 p=1 -3,59*p=11,94 p=1 -2,73** p=12,79 p=1 -1,79 p=3 -2,84 p=3 -4,99 p=3 -2,01 p=3 -7,12** p=31,65 p=3 -4,97** p=3 -1,94 p=3 -7,03** p=32,58 p=3 -3,63** p=32,65 p=3 -4,15** Espaa relme ) (relme d relp ) ( relp d p=2 -2,63 p=1 -4,48** p=1 -1,75t p=1 -3,46 p=20,01 p=1 -3,86** p=11,53 p=1 -3,18*p=22,27 p=1 -4,81** p=12,00 p=1 -1,62 p=3 -2 62 p=3 -6,42** p=3 -1,98 p=3 -5,38** p=3 -0,78 p=3 -6,45*p=3 -2,02 p=3 -5,15** p=32,90 p=3 -4,81** p=32,74 p=3 -2,81** Finlandia relme ) (relme d relp ) ( relp d p=2 -1,51 p=1 -3,69*p=2 -1,84 p=1 -4,61** p=1 -2,47 p=1 -2,06 p=11,22 p=1 -3,62*p=21,73 p=1 -1,34 p=12,55 p=1 -2,87** p=3 -1,11 p=3 -6,19** p=3 -1,04 p=3 -6,01** p=33,20* p=3 -4,51** p=31,23 p=3 -5,44** p=34,48 p=3 -3,22** p=33,18 p=3 -4,38** Francia relme ) (relme d relp ) ( relp d p=1 -0,40 p=1 -3,57* p=1 -0,68 p=1 -2,83 p=11,65 p=1 -2,61 p=11,36 p=1 -3,05* p=12,84 p=11,50 p=12,59 p=1 -1,02 p=3 -0,04 p=3 -4,00* p=3 -0,52 p=3 -3,49 p=32,69 p=3 -3,41*p=31,45 p=3 -3,09*p=35,87 p=3 -1,15* p=3 4,75 p=3 -1,33 Holanda relme ) (relme d relp ) ( relp d p=2 -3,33 p=1 -4,24* p=2 -3,19 p=1 -4,21* p=20,07 p=1 -4,32** p=1 -1,02 p=14,12** p=22,04 p=1 -2,42 p=12,15 p=1 -1,82 p=2 -2,66 p=2 -3,69* p=2 -2,99 p=2 -4,64** p=2 -0,17 p=2 -3,80** p=2 -1,48 p=2 -4,72** p=22,76 p=2 -2,49* p=22,99 p=2 -2,49* Italia relme ) (relme d relp ) ( relp d p=1 -2,61 p=1 -5,74** p=1 -1,63 p=1 -3,48 p=1 -0,22 p=1 -5,83** p=10,13 p=1 -3,37*p=12,49 p=1 -3,30** p=11,96 p=1 -2,46*p=3 -4,07*p=3 -8,27** p=3 -1,60 p=3 -4,83** p=30,60 p=3 -7,98** p=30,35 p=3 -4,86** p=32,84 p=3 -5,52** p=32,65 p=3 -3,62** Nota: La hiptesis nula consiste en que el proceso generador de los datos contiene una raz unitaria; (**) indica que dicha hiptesis es rechazada al 1% y (*) al 5%,pes el nmero de retardos. Los valores crticos se han obtenido de MacKinnon (1991). 26Cuadro A.2. Tests de races unitarias de los precios relativos y las PTF sectoriales, base ISDB ADFPP Variables Constanteytendencia ConstanteNiconstantenitendencia Constanteytendencia ConstanteNiconstantenitendencia Alemania ca ) ( ca dNa ) ( Na drelp ) ( relp dp=1 -2,57 p=1 -3,86* p=1 -3,90*p=1 -3,66* p=1 -2,83 p=1 -2,44 p=1 -1,91 p=1 -3,61*p=2 -0,57 p=1 -3,77* p=1 -1,47 p=1 -2,52 p=10,73 p=1 -2,71** p=21,01 p=1 -3,34** p=1 -1,16 p=1 -2,38*p=2 -2,02 p=2 -4,61** p=2 -2,30 p=2 -2,57 p=2 -1,88 p=2 -2,45 p=2 -1,57 p=2 -4,35** p=2 -1,36 p=2 -2,61 p=2 -1,38 p=2 -2,52 p=21,04 p=2 -3,64** p=20,69 p=2 -2,61* p=20,41 p=2 -2,47*Blgica ca) ( ca dNa) ( Na drelp) ( relp dp=1 -2,15 p=1 -4,40*p=1 -0,08 p=2 -3,69* p=10,45 p=1 -2,92 p=1 -0,84 p=1 -4,40** p=2 -1,86 p=1 -2,94 p=2 -1,94 p=1 -2,16 p=11,92 p=1 -2,53* p=2 -1,34 p=1 -2,99** p=20,26 p=1 -1,56 p=2 -2,59 p=2 -6,01** p=2 -0,79 p=2 -5,81** p=2 -0,36 p=2 -5,28** p=2 -0,74 p=2 -6,07** p=2 -1,28 p=2 -5,33** p=2 -2,49 p=2 -4,81** p=22,27 p=2 -4,11** p=2 -1,19 p=2 -5,45** p=21,78 p=2 -3,56** Finlandia ca) ( ca dNa ) ( Na drelp ) ( relp dp=2 -2,03 p=2 -5,60** p=1 -3,74*p=1 -3,24 p=2 -2,13 p=1 -4,08*p=32,64 p=1 -3,11*p=2 -1,09 p=1 -3,44* p=10,84 p=1 -2,94 p=22,54 p=1 -2,14* p=20,90 p=1 -3,03** p=11,76 p=1 -2,49*p=2 -1,33 p=2 -3,53 p=2 -2,24 p=2 -2,65 p=2 -1,09 p=2 -4,53** p=21,58 p=2 -3,39*p=2 -1,50 p=2 -2,73 p=20,92 p=2 -3,99** p=23,93 p=2 -2,26* p=20,83 p=2 -2,41* p=22,24 p=2 -3,41** Francia ca ) ( ca d Na ) ( Na drelp ) ( relp d p=1 -2,64 p=1 -3,52 p=1 -1,41 p=1 -2,91 p=1 -2,14 p=1 -4,10*p=10,04 p=1 -3,64*p=1 -1,74 p=1 -2,71 p=10,07 p=1 -4,04** p=12,36 p=1 -1,86 p=10,31 p=1 -2,68** p=22,49 p=1 -2,50*p=3 -2,40 p=3 -3,71*p=3 -1,81 p=3 -4,37** p=3 -1,61 p=3 -3,53 p=3 -0,27 p=3 -3,86** p=3 -2,40 p=3 -4,18** p=30,24 p=3 -3,56*p=33,47 p=3 -2,17* p=30,32 p=3 -4,06** p=33,28 p=3 -2,47*Italia ca ) ( ca d Na ) ( Na drelp ) ( relp dp=1 -3,13 p=1 -4,57** p=1 -2,04 p=2 -3,75* p=2 -1,01 p=1 -4,35*p=1 -1,07 p=1 -4,52** p=1 -2,12 p=1 -2,96 p=2 -1,35 p=2 -3,75*p=12,19 p=1 -2,11* p=1 -1,50 p=1 -3,03** p=21,46 p=1 -2,39*p=2 -3,14 p=2 -6,06** p=2 -1,98 p=2 -3,36 p=2 -1,34 p=2 -3,22 p=2 -0,61 p=2 -6,01** p=2 -1,90 p=2 -3,45* p=2 -1,42 p=2 -2,90 p=22,73 p=2 -3,41** p=2 -1,18 p=2 -3,55** p=21,94 p=2 -1,83 Nota: La hiptesis nula consiste en que el proceso generador de los datos contiene una raz unitaria; (**) indica que dicha hiptesis es rechazada al 1% y (*) al 5%,pes el nmero de retardos. Los valores crticos se han obtenido de MacKinnon (1991). 27Cuadro A.3. Tests de races unitarias de los tipos de cambio reales y los tipos de cambio reales en el sector comerciable, base STAN ADFPP Variables Constanteytendencia ConstanteNiconstantenitendencia Constanteytendencia ConstanteNiconstantenitendencia Austriaq) (q d cq ) ( cq dp=2 -2,40 p=1 -4,86** p=3 -3,05 p=1 -4,53** p=2 -3,63*p=1 -3,85** p=3 -3,33*p=1 -4,50** p=10,29 p=1 -3,32** p=3 -1,48 p=1 -4,61** p=2 -1,94 p=2 -3,53 p=2 -2,48 p=2 -4,07 p=2 -2,67 p=2 -3,43** p=2 -2,55 p=2 -4,17** p=20,58 p=2 -3,28** p=2 -1,34 p=2 -4,30** Blgicaq ) (q d cq ) ( cq dp=1 -2,39 p=1 -3,38 p=2 -1,20 p=1 -3,80** p=1 -2,20 p=1 -3,35* p=2 -1,97 p=1 -3,46** p=1 -2,21* p=1 -3,40* p=1 -0,47 p=1 -3,21** p=2 -1,93 p=2 -2,98 p=2 -1,24 p=2 -3,00 p=2 -1,65 p=2 -3,07* p=2 -1,21 p=2 -2,99*p=2 -1,65 p=2-3,14** p=2 -0,22 p=2 -2,94** Espaaq ) (q dcq ) ( cq dp=1 -3,15 p=1 -4,05*p=1 -3,73*p=1 -4,25*p=1 -2,46 p=1 -4,11** p=1 -3,77** p=1 -4,37** p=1 -0,46 p=1 -4,14** p=1 -1,87 p=1 -4,48** p=2 -2,59 p=2 -3,72*p=2 -2,88 p=2 -3,82*p=2 -2,48 p=2 -3,81** p=2 -2,91 p=2 -3,93** p=2 -0,24 p=2 -3,86** p=2 -1,56 p=2 -4,03** Finlandiaq ) (q dcq ) ( cq dp=1 -2,91 p=1 -4,49** p=1 -2,80 p=1 -4,48** p=1 -2,69 p=1 -4,49** p=1 -2,13 p=1 -4,39** p=2 -1,01 p=1 -4,59** p=1 -1,57 p=1 -4,47** p=2 -2,49 p=2 -3,35 p=2 -2,70 p=2 -3,66*p=2 -2,21 p=2 -3,48** p=2-1,96 p=2 -3,78** p=2 -1,29 p=2 -3,57** p=2 -1,23 p=2 -3,86** Franciaq) (q dcq ) ( cq dp=2 -2,48 p=2 -4,13*p=3 -2,46 p=2 -4,44*p=2 -1,58 p=2 -4,13** p=30,46 p=2 -4,07** p=2 -0,95 p=2 -4,18** p=31,37 p=2 -3,54** p=2 -3,32 p=2 -5,63** p=2 -2,86 p=2 -6,24** p=2 -2,35 p=2 -5,68** p=2 -0,89 p=2 -6,08** p=2 -2,01 p=2 -5,83** p=20,09 p=2 -6,09** Holandaq ) (q dcq ) ( cq dp=3 -2,97 p=1 -1,87 p=2 -1,65 p=1 -5,04** p=1 -2,91 p=1 -1,84 p=1 -2,92 p=1 -3,33*p=10,11 p=1 -2,10* p=11,41 p=2 -1,86 p=2 -2,06 p=2 -3,02 p=2 -2,42 p=2 -6,75** p=2 -2,05 p=2 -2,81 p=2 -1,78 p=2 -4,94** p=20,62 p=2 -2,74** p=21,54 p=2 -3,58** Italiaq ) (q dcq ) ( cq d p=1 -1,94 p=2 -4,02* p=1 -1,90 p=2 -3,63* p=1 -2,04 p=2 -3,44* p=1 -2,13 p=2 -3,10*p=1 -0,92 p=2 -3,50** p=1 -1,01 p=2 -3,18** p=2 -1,74 p=2 -3,90* p=2 -1,68 p=2 -4,33*p=2 -1,77 p=2 -3,91** p=2 -1,83 p=2 -4,27** p=2 -0,86 p=2 -3,96** p=2 -1,01 p=2 -4,33** Nota: La hiptesis nula consiste en que el proceso generador de los datos contiene una raz unitaria; (**) indica que dicha hiptesis es rechazada al 1% y (*) al 5%,pes el nmero de retardos. Los valores crticos se han obtenido de MacKinnon (1991). Cuadro A.4. Tests de estacionariedad y de diagnosis de los residuos del VAR en la cointegracin entre los precios relativos y las productividades del trabajo relativas Tests de estacionariedad Tests de diagnosis de los residuos del VAR relpLR ) 1 (2relmeLR ) 1 (2LM (1) LM (4) Jarque-BeraWhite Alemania7,54 (0,00) 11,54 (0,00) 4,74 (0,31) 1,80 (0,77) 2,59(0,63) 10,25(0,80) Austria 11,05 (0,00) 12,40 (0,00) 2,38 (0,67) 1,04 (0,90) 10,34(0,04) 20,31(0,16) Blgica 8,17 (0,00) 8,00 (0,00) 0,93 (0,92) 1,43 (0,84) 3,57(0,47) 27,96(0,95) Espaa 10,12 (0,00) 11,64 (0,00) 3,07 (0,55) 1,46 (0,83) 2,74(0,60) 41,66 (0,49) Finlandia11,61 (0,00) 12,96 (0,00) 5,52 (0,24) 5,14 (0,27) 2,87(0,58) 46,21(0,30) Francia2,71 (0,09) 5,87 (0,01) 6,64 (0,16) 2,31 (0,68) 3,14 (0,53) 18,79 (0,22) Italia17,02 (0,00) 5,06 (0,02) 3,22 (0,52) 0,27 (0,99) 10,42(0,35) 24,36(0,06) Nota: entre parntesis se ofrece la probabilidad de los correspondientes tests.28Cuadro A.5. Tests de estacionariedad, de exclusin y de diagnosis de los residuos del VAR en la cointegracin entre los precios relativos y las PTF sectoriales Tests de estacionariedad Tests de exclusinTests de diagnosis de los residuos del VAR relpLR ) 2 (2CaLR ) 2 (2NaLR ) 2 (2relpLR ) 1 (2CaLR ) 1 (2NaLR ) 1 (2LM (1) LM (4) Jarque-BeraWhite Alemania16,91 (0,00) 14,19 (0,00) 12,27 (0,00) 6,04 (0,01) 4,60 (0,04) 2,00 (0,15) 10,59 (0,30) 10,16 (0,34) 8,52(0,20) 73,79(0,42) Blgica 10,29 (0,00) 8,81 (0,01) 12,94 (0,00) 4,30 (0,04) 5,21 (0,02) 0,01 (0,92) 8,07 (0,53) 4,08 (0,91) 8,14(0,23) 66,29(0,67) Finlandia18,03 (0,00) 15,36 (0,00) 15,55 (0,00) 15,03 (0,00) 15,30 (0,00) 11,00 (0,00) 7,54 (0,58) 7,19 (0,62) 5,69(0,46) 66,04(0,13) Italia14,07 (0,00) 14,88 (0,00) 16,78 (0,00) 14,82 (0,00) 13,80 (0,00) 9,16 (0,00) 12,71 (0,18) 7,84 (0,55) 10,36(0,11) 84,60(0,15) Nota: entre parntesis se ofrece la probabilidad de los correspondientes tests. Cuadro A.6. Tests de estacionariedad, de exclusin y de diagnosis de los residuos del VAR en la cointegracin entre los tipos de cambio reales y las productividades del trabajo relativas Tests de estacionariedad Tests de exclusinTests de diagnosis de los residuos del VAR qLR ) 2 (2relmeLR ) 2 (2relmeLR ) 2 (2qLR ) 1 (2relmeLR ) 1 (2relmeLR ) 1 (2LM (1) LM (4) Jarque-BeraWhite Espaa13,38 (0,00) 16,15 (0,00) 19,80 (0,00) 14,05 (0,00) 12,40 (0,00) 6,56 (0,01) 17,46 (0,05) 5,67 (0,77) 9,51 (0,15) 94,56 (0,04) Finlandia8,52 (0,01) 2,37 (0,30) 5,02 (0,08) 5,99 (0,01) 0,17 (0,68) 4,36 (0,04) 23,04 (0,11) 10,00 (0,87) 17,97(0,02) 162,60 (0,64) Nota: entre parntesis se ofrece la probabilidad de los correspondientes tests. Cuadro A.7. Tests de estacionariedad, de exclusin y de diagnosis de los residuos del VAR en la cointegracin entre los tipos de cambio reales, los tipos de cambio reales en el sector comerciable y las productividades del trabajo relativas Tests de estacionariedad Tests de exclusinTests de diagnosis de los residuos del VAR qLR ) 3 (2CqLR ) 3 (2relmeLR ) 3 (2relmeLR ) 3 (20 , 0 :0= =Cq qH LR ) 2 (20 , 0 :0= = RELREL memeH LR ) 2 (2LM (1) LM (4) Jarque-Bera White Blgica 12,87 (0,00) 12,19 (0,00) 13,30 (0,00) 10,94 (0,01) 10,55 (0,00) 10,63 (0,00) 19,12 (0,26) 5,67 (0,99) 15,47 (0,05) 166,28 (0,35) Finlandia22,68 (0,00) 21,06 (0,00) 11,13 (0,01) 13,78 (0,00) 9,61 (0,00) 19,92 (0,00) 16,83 (0,40) 11,72 (0,76) 14,78 (0,06) 170,07 (0,28) Francia10,05 (0,00) 14,39 (0,00) 19,27 (0,00) 21,10 (0,00) 13,45 (0,00) 0,13 (0,72) 17,59 (0,35) 15,36 (0,50) 24,26 (0,02) 162,10 (0,26) Italia13,51 (0,00) 13,28 (0,00) 6,33 (0,09) 12,10 (0,00) 6,31 (0,04) 12,64 (0,00) 23,91 (0,10) 11,68 (0,76) 17,46 (0,03) 153,80 (0,81) Nota: entre parntesis se ofrece la probabilidad de los correspondientes tests.