Revista Científica Ciencia y Método | Vol.04 | Núm.03 | Jul–Sep | 2026 | www.revistacym.com pág. 337
Integración económica y sincronización de ciclos
económicos en Ecuador: Evidencia mediante
causalidad de Granger
Economic integration and synchronization of economic cycles in
Ecuador: Evidence through Granger causality
Guamán-Ortiz, Sandra Abigail
1
Costa-Porras, Thalia Lizbeth
2
https://orcid.org/0009-0009-3547-0225
https://orcid.org/0009-0003-6707-686X
sandra.guaman5146@utc.edu.ec
thalia.costa7827@utc.edu.ec
Universidad Técnica de Cotopaxi, Ecuador,
Latacunga.
Universidad Técnica de Cotopaxi, Ecuador,
Latacunga.
López-Machado, Henry Alejandro
3
https://orcid.org/0000-0002-5101-087X
Henry.lopez8837@utc.edu.ec
Universidad Técnica de Cotopaxi, Ecuador,
Latacunga.
Autor de correspondencia
1
DOI / URL: https://doi.org/10.55813/gaea/rcym/v4/n3/240
Resumen: La creciente interdependencia entre economías
abiertas ha renovado el interés académico por los
mecanismos que gobiernan la dinámica de los ciclos
económicos bajo restricciones cambiarias estructurales. Este
estudio examina la relación entre la integración comercial y la
dinámica cíclica del Producto Interno Bruto de Ecuador
durante 2000-2025, en su dimensión interna, bajo el régimen
de dolarización oficial. Se empleó una muestra de 103
observaciones trimestrales de las Cuentas Nacionales del
Banco Central del Ecuador, aplicando el filtro Christiano-
Fitzgerald para aislar los componentes cíclicos, bajo un
enfoque cuantitativo correlacional-explicativo. Se especificó
un Modelo Vectorial Autorregresivo de un rezago,
seleccionado combinando los criterios de información con la
condición de estabilidad, y se aplicó la prueba de causalidad
de Granger de forma bivariada. Los resultados muestran que
el consumo de los hogares, el gasto de gobierno y las
exportaciones causan en sentido Granger al ciclo del PIB real
y viceversa, con significancia entre el 1% y el 5%; la formación
bruta de capital fijo y las importaciones no mostraron evidencia
de causalidad. Ante la ausencia de política monetaria
autónoma, el canal comercial parece desempeñar un papel
relevante en la transmisión de perturbaciones internacionales,
de forma selectiva.
Palabras clave: Integración, comercio, dolarización, ciclos,
causalidad.
Artículo Científico
Received: 13/Jun/2026
Accepted: 12/Jul/2026
Published: 01/Ago/2026
Cita: Guamán-Ortiz, S. A., Costa-Porras, T. L.,
& López-Machado, H. A. (2026). Integración
económica y sincronización de ciclos
económicos en Ecuador: Evidencia mediante
causalidad de Granger. Revista Científica
Ciencia Y Método, 4(3), 337-
358. https://doi.org/10.55813/gaea/rcym/v4/n3
/240
Revista Científica Ciencia y Método (RCyM)
https://revistacym.com
revistacym@editorialgrupo-aea.com
info@editoriagrupo-aea.com
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Artículo Científico
Abstract:
The growing interdependence among open economies has renewed academic interest
in the mechanisms that govern the dynamics of economic cycles under structural
exchange rate constraints. This study examines the relationship between trade
integration and the cyclical dynamics of Ecuador's Gross Domestic Product during
2000-2025, in its internal dimension, under the official dollarization regime. A sample
of 103 quarterly observations from the National Accounts of the Central Bank of
Ecuador was used, applying the Christiano-Fitzgerald filter to isolate cyclical
components, under a quantitative correlational-explanatory approach. A Vector
Autoregressive Model of one lag was specified, selected by combining information
criteria with the stability condition, and the Granger causality test was applied in a
bivariate manner. The results show that household consumption, government
spending, and exports Granger-cause the real GDP cycle and vice versa, with
significance levels between 1% and 5%; gross fixed capital formation and imports
showed no evidence of causality. In the absence of autonomous monetary policy, the
trade channel appears to play a relevant role in the transmission of international
disturbances, in a selective manner.
Keywords: Integration, trade, dollarization, cycles, causality.
1. Introducción
Las fluctuaciones cíclicas y su propagación a través de las fronteras son fenómenos
macroeconómicos más relevantes en la literatura sobre economías abiertas, ya que
las desviaciones en la producción respecto a su trayectoria a largo plazo son el
indicador más inmediato a la vulnerabilidad de una economía ante choques externos
(Chari et al., 2020). Este fenómeno de co-movimiento entre las fluctuaciones de
múltiples economías se denomina en la literatura como sincronización cíclica, y es
precisamente su intensificación debido a la globalización comercial y financiera lo que
ha fortalecido los vínculos de codependencia entre países. La comprensión de este
comportamiento conjunto es de importancia estratégica para los responsables de
políticas económicas, quienes deben evaluar la flexibilidad fiscal accesible durante
periodos de contracción (Lee et al., 2024).
¿Por qué la sincronización cíclica ha permanecido como uno de los factores
fundamentales en la agenda macroeconómica global? La razón no es sencilla: cada
coeficiente de correlación cíclica se construye sobre decisiones institucionales que
son muy costosas en caso de reversión. Un tipo de cambio fijo o una integración de
una unión monetaria es apropiado solo si ambas economías tienen una trayectoria
cíclica similar y pueden soportar la política monetaria sin generar tensiones
distributivas internas (Chari et al., 2020). Frente a estas restriciones institucionales, la
validez de la teoría de las áreas monetarias óptimas continúa bajo discusión empírica,
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Artículo Científico
un estudio sistemático de Padilla y Quintero (2023) se vuelve necesaria ya que aporta
un valor real al descifrar cómo funcionan las fluctuaciones del ciclo en las economías
emergentes.
La hipótesis de endogeneidad y la hipótesis de especialización compiten por explicar
el papel del comercio. La hipótesis de endogeneidad sostiene que un aumento en el
comercio bilateral refuerza la complementariedad productiva, sincronizando
trayectorias de productos, ya que ambas economías son vulnerables a fluctuaciones
en la demanda (Kim & Kim, 2020). Por otro lado, la hipótesis de especialización
argumenta que la apertura comercial impulsa a cada país hacia una división del trabajo
dentro de sectores donde enfrenta sus propios retos, generando desajuste y falta de
sincronización del comercio (Azcona, 2022). Ambas hipótesis presentan argumentos
válidos y ninguna es completamente incorrecta. Los hallazgos empíricos dependen en
gran medida de la estructura productiva del país.
La integración económica, en el marco de este estudio, se refiere a la intensidad con
la que una economía intercambia bienes y servicios con el resto del mundo, medida
por el comportamiento conjunto de las exportaciones e importaciones reales. Esto no
descarta que la sincronización cíclica también siga otros canales de transmisión; por
ejemplo, la movilidad laboral intrarregional opera como mecanismo adicional de
absorción de choques asimétricos, como lo hicieron Beck y Nzimande (2023) para el
sur de África, mientras que la integración financiera, a la cual (López et al., 2021)
atribuyen una parte significativa de la convergencia de ingresos entre países
desarrollados y en desarrollo también. Pero, es el canal comercial, el que determina
el resultado en una economía dolarizada sin política monetaria y sin libre movilidad
migratoria hacia sus principales socios comerciales, como se argumenta más adelante
para el caso ecuatoriano.
Para entender la precedencia temporal y los desfases con los que una variable
anticipa a otra, es necesario ir más allá de las correlaciones contemporáneas
estáticas, que han sido las más comunes durante décadas en la literatura de
sincronización cíclica y no son analíticamente relevantes para capturar la dinámica
real de los choques (Stock & Watson, 2016). La elección del instrumento econométrico
no es neutral: en una revisión sistemática sobre ciclos económicos regionales en
economías emergentes, Padilla y Quintero (2023) demuestran que investigaciones
aplicadas a un mismo conjunto de países llegan a diferentes conclusiones sobre el
grado de sincronización según el método empleado, con implicaciones políticas
distintas en cada caso. Este hallazgo evidencia que el problema no es solo de datos
sino de estrategia de identificación, lo que ha impulsado a la literatura hacia modelos
multivariados que permiten analizar explícitamente la estructura de adelantos y
rezagos dentro del sistema macroeconómico, recuperando la direccionalidad de las
interacciones entre variables (Lee et al., 2024).
La co-movilidad macroeconómica de América Latina está estructurada de una manera
que la distingue de los países industrializados, como se destaca en gran parte de la
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Artículo Científico
literatura. Las estructuras productivas de la región están tecnológicamente rezagadas,
ocupan un lugar inferior en las redes de producción globales y tienen una canasta de
exportación con baja diversidad sectorial, señala Martins (2023), lo cual está
relacionado con un crecimiento periférico que no se alinea con los países
desarrollados. Este modelo productivo probablemente dificulte la integración de flujos
de capital externo y afecte la forma en que las perturbaciones internacionales ingresan
a la economía local.
La dependencia de la exportación de productos primarios es otra característica
distintiva de las economías latinoamericanas y tiene implicaciones directas en su
sincronización cíclica. Esto lleva a una combinación de volatilidad externa de la
demanda en los mercados de destino y fluctuaciones repentinas en los precios
internacionales de las materias primas (Villca & Torres, 2023). Cuando la demanda
global fluctúa, este impacto se refleja en términos de los saldos comerciales locales y
las fluctuaciones del producto real son procíclicas, restringiendo el margen de ahorro
institucional de la economía durante la expansión y aumentando la susceptibilidad
cíclica a los choques externos.
Los regímenes de tipo de cambio fijo en América Latina hacen que estas economías
sean más vulnerables a los choques externos, limitando su capacidad para el ajuste
de la política macroeconómica. Chari et al. (2020) muestran que, si no se hace un
compromiso creíble con la política monetaria, el criterio mundelliano se invierte: las
economías con mayores asimetrías en sus choques de credibilidad están mejor
servidas renunciando a su autonomía monetaria que aquellas que son
estructuralmente similares. Esta paradoja institucional convierte los acuerdos
comerciales con socios a gran escala en un canal relevante de ajuste para las
economías que han renunciado a su autonomía cambiaria, transfiriendo así la carga
del ajuste a los canales de comercio exterior.
La literatura regional sobre la sincronización cíclica ha avanzado considerablemente,
pero la mayoría se basa en la correlación estática que refleja la relación
contemporánea entre variables, sin proporcionar información sobre qué aspectos de
la dinámica impulsan los ciclos o el desfase temporal que estos pueden tener (Lee et
al., 2024). Esto resulta especialmente importante en países que tienen regímenes de
tipo de cambio fijo, ya que, ante la estabilidad del tipo de cambio, el momento en que
los choques comerciales afectan a la demanda interna es crucial para determinar la
idoneidad de las políticas implementadas. Por lo tanto, avanzar hacia modelos
dinámicos multivariados que capturen esa direccionalidad es una necesidad analítica
antes que una opción metodológica.
Ecuador es uno de los experimentos macroeconómicos más largos y radicales en
América Latina, y desde el año 2000 ha estado completamente dolarizado, lo que
implica que el dólar estadounidense ha reemplazado a su moneda local como la única
unidad de cuenta, medio de intercambio y reserva de valor. Esta decisión fue tomada
como una respuesta de emergencia a una crisis sistémica de tipo de cambio, bancaria
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Artículo Científico
y fiscal, lo que conllevó a renunciar permanentemente a la capacidad de emitir su
propia moneda y a utilizar la manipulación del tipo de cambio como instrumentos de
estabilización macroeconómica (Bonilla-Bolaños & Villacreses, 2023). Lo que
inicialmente fue una medida de emergencia se transformó en el marco institucional
dentro del cual la economía ecuatoriana tuvo que enfrentarse durante más de 25 años,
shocks como la crisis financiera global de 2008, el colapso de los precios del petróleo
en 2015 y la pandemia de COVID-19 en 2020, todo esto sin contar con los
instrumentos monetarios que el resto de las economías con moneda propia sí pudo
utilizar.
La ausencia de un tipo de cambio propio desplaza completamente la responsabilidad
del ajuste macroeconómico a los precios internos y los costos de producción. El sector
exportador ecuatoriano se ve afectado por variaciones en el valor internacional del
dólar y por la inflación relativa en comparación con los países vecinos, por lo que, a
nivel internacional, un incremento de la moneda estadounidense provoca una pérdida
real de competitividad que ningún instrumento de cambio interno puede compensar
(Bonilla-Bolaños & Villacreses, 2023). Esto prolonga las fases recesivas del ciclo
económico nacional y ralentiza la recuperación tras un impacto externo, convirtiendo
así al sector exportador en el principal termómetro de la salud macroeconómica del
país.
Sin la existencia de un banco emisor central en el sentido completo, los flujos de
comercio exterior se convierten en factor más relevante para determinar la liquidez
interna en el sistema financiero ecuatoriano. Las exportaciones son la principal fuente
de ingresos de divisas que alimentan el crédito privado y apoyan la actividad
económica interna, y cuando la balanza comercial se deteriora, los bancos se verán
obligados a reducir sus depósitos y el crédito accesible para hogares y empresas
(Villca & Torres, 2023). Este mecanismo conduce a un efecto multiplicador adverso
en las fases de contracción externa. La reducción de divisas provenientes del
comercio internacional obliga a las entidades bancarias a adoptar una postura
restrictiva y procíclica para salvaguardar sus niveles de reserva y solvencia; es en este
contexto donde un choque comercial externo provoca una reducción directa de la
actividad económica real.
Cuando el canal comercial se contrae, el impacto de la liquidez no se distribuye de
manera equitativa entre los componentes de la demanda agregada ecuatoriana. Tanto
el consumo de los hogares como la formación bruta de capital fijo muestran una gran
sensibilidad a las restricciones financieras derivadas de la caída de divisas, ya que
ambos dependen en gran medida del acceso al crédito interno para sostener su
dinámica (Martins, 2023). Por otro lado, el gasto público es menos sensible debido a
su dependencia de los ingresos petroleros y las limitaciones presupuestarias
acumuladas que restringen severamente su capacidad contra cíclica, trasladando así
la carga del ajuste exclusivamente al sector privado y al canal externo.
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Artículo Científico
La integración comercial de Ecuador ha atravesado cambios estructurales
significativos desde la implementación de la dolarización. Durante este periodo, el país
ha alcanzado tres hitos que cambian radicalmente tanto la intensidad como la
composición de su apertura comercial: la participación fundacional en la Comunidad
Andina de Naciones, la entrada en vigor del acuerdo comercial con la Unión Europea
en 2017 y la consolidación del acuerdo de libre comercio con China en 2024. Según
Díaz-Kovalenko y Torres (2024), los vínculos comerciales con socios extrarregionales
a gran escala están más alineados con los acuerdos intra zonales como la CAN; así,
cada nuevo tratado no solo incrementa el volumen de intercambio, sino que también
altera la estructura del co-movimiento cíclico del país. Pero hasta donde se tiene
conocimiento, la precedencia temporal de estos flujos comerciales, exportaciones
reales e importaciones que influyen en el producto interno bruto de Ecuador bajo un
régimen de dolarización plena, una brecha que en los enfoques de correlación estática
disponibles no han podido cerrar (Arévalo,2023; Díaz-Kovalenko & Torres, 2024).
Estudios recientes han aplicado metodologías similares al caso ecuatoriano (Pesántez
et al., 2026). Estimaron un modelo VAR y realizaron pruebas de causalidad de
Granger entre el PIB, y sus principales componentes de demanda agregada para
Ecuador durante el período 2000-2022, utilizando el filtro de Hodrick-Prescott. Sus
hallazgos revelaron evidencia de causalidad unidireccional del gasto corriente hacia
el PIB, sin identificar una relación bidireccional entre las variables analizadas. En
contraste, nuestro estudio se diferencia al emplear el filtro de Christiano-Fitzgerald
(2003), para verificar la estabilidad del sistema VAR y evaluar la causalidad de manera
bivariada. Esto nos permite discernir una relación bidireccional entre tres de los cinco
componentes analizados, sin evidencia de causalidad en los dos restantes.
¿Existe causalidad de Granger bidireccional entre las Exportaciones, las
Importaciones, el Consumo de los Hogares, el Gasto del Gobierno y la Formación
Bruta de Capital Fijo sobre las fluctuaciones cíclicas del Producto Interno Bruto real
ecuatoriano durante el periodo de dolarización oficial 2000-2025?
El objetivo de este estudio es determinar la relación entre la integración comercial y la
dinámica cíclica del Producto Interno Bruto en Ecuador durante el periodo de 2000-
2025, mediante la aplicación de un modelo vectorial autorregresivo junto con la prueba
de causalidad de Granger. Para ello se examina la relación temporal entre las
Exportaciones, las Importaciones, el Consumo de los Hogares, el Gasto del Gobierno
y la Formación Bruta de Capital Fijo sobre las fluctuaciones cíclicas del Producto
Interno Bruto real del país a lo largo del tiempo. Hasta donde se ha podido verificar,
ningún análisis previo estima este sistema completo para Ecuador dentro del marco
dinámico de causalidad propuesto por Granger; por lo tanto, esta investigación
constituye un aporte empírico innovador sobre la interacción entre el sector externo y
el ciclo económico bajo condiciones de rigidez cambiaria absoluta.
Cabe precisar que, en este estudio, el concepto de sincronización cíclica se entiende
en su dimensión interna: el co-movimiento dinámico entre el ciclo del Producto Interno
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Artículo Científico
Bruto ecuatoriano y sus principales componentes de demanda agregada, ya
mencionados anteriormente. Este enfoque difiere de la noción de sincronización
cíclica internacional, que compara el ciclo económico de un país con el de sus socios
comerciales, y que queda fuera del alcance del presente estudio.
2. Materiales y métodos
El presente estudio se desarrolla bajo un enfoque cuantitativo, con un alcance
correlacional-explicativo, basado en un diseño no experimental de cohorte longitudinal
(Hernández-Sampieri & Mendoza, 2018). Se optó por este enfoque porque estudiar la
sincronización cíclica entre variables macroeconómicas exige medición numérica
precisa y modelización econométrica, herramientas que una aproximación cualitativa
simplemente no puede proveer. En su dimensión correlacional, el estudio examina el
grado de co-movilidad dinámica entre la apertura comercial y el ciclo económico de
Ecuador, mientras que en su alcance explicativo determina la dirección y precedencia
temporal de esta interacción mediante la prueba de causalidad de Granger (1969);
esta combinación de alcances responde a que no basta con saber si las variables se
mueven juntas, sino determinar la direccionalidad y el rezago dinámico de sus
interacciones dentro del sistema macroeconómico. El diseño prescinde de la
manipulación deliberada de variables al observar la evolución histórica de los
agregados macroeconómicos en su entorno institucional, lo que garantiza que los
resultados reflejan la dinámica real de la economía ecuatoriana sin interferencia del
investigador. Por su parte, el carácter longitudinal permite capturar la dinámica de las
fluctuaciones de corto plazo y las trayectorias tendenciales a lo largo de 25 años de
datos de frecuencia trimestral, periodo que abarca en su totalidad el régimen de
dolarización oficial, desde su adopción, lo que permite observar cómo la economía
ecuatoriana respondió ante la crisis financiera global de 2008, el colapso petrolero de
2015, la pandemia de COVID-19 y la entrada en vigor de los acuerdos comerciales
con la Unión Europea y China (Stock & Watson, 2001).
La unidad de análisis corresponde a las observaciones temporales de la actividad
económica agregada del Ecuador. La muestra se compone de una serie de tiempo
continua de 104 observaciones trimestrales, abarcando desde el primer trimestre del
año 2000 hasta el cuarto trimestre del año 2025. Durante este periodo, es posible
observar las fases de expansión y contracción del ciclo económico sin afectar los
resultados debido a cambios en la política monetaria nacional.
La información estadística se obtuvo de las Cuentas Nacionales Trimestrales
publicadas por el Banco Central del Ecuador (BCE, 2026). Para garantizar la
coherencia interna del sistema y el alineamiento con los estándares internacionales
de la contabilidad agregada, se extrajo la base unificada de Oferta y Utilización Final
de Bienes y Servicios en índices de volumen desestacionalizados y encadenados,
bajo metodología de base móvil con año de referencia 2018 = 100. El sistema bajo
estudio integra seis componentes fundamentales: el producto interno bruto, el
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Artículo Científico
consumo de los hogares, el gasto del gobierno, la formación bruta de capital fijo, las
exportaciones y las importaciones de bienes y servicios.
Para garantizar la replicabilidad exacta del estudio, en la Tabla (1) se detalla la
operacionalización de las variables macroeconómicas del sistema, sus
especificaciones algebraicas y las fuentes estadísticas oficiales utilizadas.
Tabla 1
Matriz de variables del sistema macroeconómico
Variable
Símbolo
Definición operativa
e indicador
Unidad de
medida
Fuente
Producto Interno
Bruto
𝑃𝐼𝐵
!
Ciclo obtenido de la
serie real
desestacionalizada.
Porcentaje de
desviación
respecto a la
tendencia de
largo plazo.
Cuentas
Nacionales
Trimestrales,
Banco Central
del Ecuador
(BCE, 2026)
Consumo de los
Hogares
𝐶_𝐻𝑜𝑔𝑎𝑟𝑒𝑠
!
Ciclo extraído del
gasto de consumo
final privado.
Porcentaje de
desviación
respecto a la
tendencia de
largo plazo.
Cuentas
Nacionales
Trimestrales,
Banco Central
del Ecuador
(BCE, 2026)
Consumo del
Gobierno
𝐶_𝐺𝑜𝑏𝑖𝑒𝑟𝑛𝑜
!
Ciclo extraído del
gasto de consumo
final público.
Porcentaje de
desviación
respecto a la
tendencia de
largo plazo.
Cuentas
Nacionales
Trimestrales,
Banco Central
del Ecuador
(BCE, 2026)
Formación Bruta
de Capital fijo
𝐹𝐵𝐾𝐹
!
Ciclo aislado de la
inversión fija bruta en
bienes de capital.
Porcentaje de
desviación
respecto a la
tendencia de
largo plazo.
Cuentas
Nacionales
Trimestrales,
Banco Central
del Ecuador
(BCE, 2026)
Exportaciones
𝑋
!
Ciclo extraído de las
ventas de bienes y
servicios al exterior.
Porcentaje de
desviación
respecto a la
tendencia de
largo plazo.
Cuentas
Nacionales
Trimestrales,
Banco Central
del Ecuador
(BCE, 2026)
Importaciones
𝑀
!
Ciclo extraído de las
compras de bienes y
servicios al exterior.
Porcentaje de
desviación
respecto a la
tendencia de
largo plazo.
Cuentas
Nacionales
Trimestrales,
Banco Central
del Ecuador
(BCE, 2026)
Nota: Los componentes cíclicos expresan el porcentaje de desviación respecto a la tendencia de largo
plazo, aislados de forma homogénea mediante la aplicación del filtro asimétrico de Christiano-Fitzgerald
(2003), configurado para capturar periodicidades cíclicas estándar de entre 6 y 32 trimestres Ravn
(2002). Los datos originales corresponden a las Cuentas Nacionales Trimestrales publicadas por el
Banco Central del Ecuador (BCE), expresados en millones de dólares constantes y transformados a
logaritmos naturales previo a la descomposición estocástica realizada en el software R (Autores, 2026).
Siguiendo las convenciones del análisis de ciclos económicos, se estableció una
banda de paso entre 6 y 32 trimestres. Este rango se basa en el supuesto de que las
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series están integradas de orden uno, es decir, I (1). La Tabla 1 confirma que esta
condición se cumple para las seis variables del sistema.
Todas las series monetarias se transformaron previamente a logaritmos naturales
para estabilizar su varianza condicional y expresar las fluctuaciones en términos de
desviaciones porcentuales de la tendencia, lo que permite la comparación entre
variables de distinta magnitud nominal (Hamilton, 1994). El orden de integración de
cada serie en niveles se evaluó mediante la prueba Dickey-Fuller Aumentada (ADF)
(Dickey & Fuller, 1979), seleccionando el número de rezagos utilizando el criterio de
información de Akaike.
El procedimiento empírico se organizó en tres etapas. En la primera, para extraer las
fluctuaciones de corto plazo y obtener series estacionarias, se aplicó el filtro de banda
de paso asimétrico de longitud finita de Christiano & Fitzgerald (2003), cuya
formulación matemática se expresa en la ecuación (1):
!
!
" #
"
$
!
%
&
#
#
$
!$#
%&!
#'(
%'#
(
%&!
$
%
%'
&
#
#
$
!&#
!&)
#'(
%#
(
!&(*
"
En la ecuación (1), el término
!
!
corresponde al componente cíclico estacionario
extraído para el trimestre t, en tanto que
$
!
es el logaritmo natural de la serie
macroeconómica observada. Los coeficientes
#
#
son las ponderaciones derivadas de
la teoría espectral a partir de las frecuencias de corte que definen la banda de paso.
Los coeficientes
#
(
%&!
y
#
(
!&(
corrigen el sesgo de truncamiento en los extremos de la
muestra
)*' " '+,-,.,/0
.
A partir de los componentes cíclicos extraídos, se calculó el indicador de apertura
comercial sumando los ciclos individuales de las exportaciones e importaciones
reales, según la ecuación (2):
12345647
+
" !
,-!
%!
.
#$
Donde
!
,-!
'
y
!
.
#$
corresponden al ciclo de las exportaciones e importaciones reales
en el trimestre t. La estacionariedad de los seis componentes cíclicos resultantes se
verificó con una segunda aplicación de la prueba ADF con k = 1 rezago, confirmando
la condición de I (0) requerida para estimar el sistema vectorial.
En la segunda fase, se utilizó un Modelo Vectorial Autorregresivo para modelar las
interacciones dinámicas entre las seis variables macroeconómicas del estudio. Para
la selección del número de rezagos se realizó en dos etapas. Primero, se evaluaron
los criterios de información Akaike (AIC), el de Hannan-Quinn (HQ), el de Schwarz
(SC) y el Error Final de predicción (FPE), los cuales señalaron un rezago óptimo de
11 períodos (Tabla 5). Este resultado se atribuye a sobreparametrización, dado que
un VAR de 11 rezagos con seis variables implica la estimación de 66 parámetros
autorregresivos por ecuación, frente a un tamaño muestral de apenas 103
observaciones utilizables, lo que compromete la validez asintótica de los criterios en
ese rango. Segundo, se evaluó la estabilidad del sistema mediante el módulo de las
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Artículo Científico
raíces del polinomio característico (Tabla 6), encontrándose que la especificación con
dos rezagos resulta inestable, mientras que el modelo con un solo rezago la satisface
en la totalidad de sus raíces. En consecuencia, se seleccionó el VAR (1) como
especificación final, priorizando la estabilidad sobre la minimización estricta de los
criterios de información, consistente con el criterio de decisión propuesto por
Lütkepohl (2005), tal como se especifica en la ecuación (3):
$
!
" ! %
&
'8
/
$
!&/
(
/'(
%9
!
'
Donde
$
!
representa el vector de variables endógenas de dimensión
: ;+
(donde k = 6) que integra los componentes cíclicos del producto interno bruto,
el consumo de los hogares, el gasto del gobierno, la formación bruta de capital fijo, las
exportaciones y las importaciones reales para el trimestre
*
. El término
!
denota el
vector de interceptos constantes. Por su parte, la matriz
8
/
representa la matriz de
coeficientes paramétricos autorregresivos de dimensión
: ;:'
asociados al rezago i,
donde
9
!
es el vector de perturbaciones de ruido blanco multivariado con media cero
y matriz de varianzas-covarianzas definida positiva.
Finalmente, en la tercera fase, sobre el modelo VAR (1) estimado se aplicó la prueba
de causalidad de Granger (1969) de forma bivariada, evaluando para cada par de
variables si los rezagos de una aportan información estadísticamente significativa para
predecir el comportamiento de la otra. La hipótesis nula (
<
"
0
de no causalidad,
establecida en la ecuación (4), señala que el coeficiente asociado al rezago de la
variable explicativa es igual a cero.
<
"
=>
(
" >
)
" ? " >
0
" @
El rechazo de esta condición, bajo un nivel de significancia del 5% (α = 0.05), indica
que las variables del sistema proporcionan información estadísticamente significativa
para anticipar el comportamiento de la otra, identificando la dirección de la relación de
precedencia temporal. Esta prueba se aplicó en ambos sentidos para cada par de
variables del sistema, con el fin de determinar la existencia de causalidad
unidireccional o bidireccional.
Todo el procesamiento matemático y la modelización econométrica se realizaron
utilizando el lenguaje de programación en R (R Core Team, 2026), empleando los
paquetes especializados mFilter (Balcilar, 2019) vars (Pfaff, 2008), tseries (Trapletti &
Hornik, 2024), zoo (Zeileis & Grothendieck, 2005) y ggplot2 (Wickham, 2016).
Este estudio se fundamenta exclusivamente en fuentes secundarias disponibles
públicamente, por lo que no fue necesario obtener consentimientos informados, la
aprobación de un comité de ética, ni implementar medidas de protección para seres
humanos o animales. La información estadística proviene de las cuentas nacionales
trimestrales del Banco Central de Ecuador (BCE, 2026), disponibles en bce.fin.ec, y
se utilizaron solo para agregación con el fin de mantener la privacidad de los datos.
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Artículo Científico
La conceptualización teórica, la selección de referencias bibliográficas, el análisis de
datos y la interpretación económica de los resultados son responsabilidad exclusiva
de los autores, quienes asumen plena responsabilidad por el contenido y las
conclusiones presentadas en este artículo.
3. Resultados
Esta Como punto de partida en el estudio empírico, la Tabla (2) muestra las
estadísticas descriptivas de las seis variables del sistema macroeconómico
ecuatoriano para el período 2000-2025, permite caracterizar la magnitud, la
variabilidad y la distribución de cada agregado antes de extraer sus componentes
cíclicos.
Tabla 2
Estadísticas descriptivas de las variables de estudio (2000-2025)
Variable
Observaciones
(N)
Media
Desv.
Estándar
Mínimo
Máximo
PIB
104
21.915.537
5.285.914
12.520.779
29.772.276
C_Hogares
104
14.205.580
3.164.163
8.875.842
19.643.130
C_Gobierno
104
3.046.216
973.471
1.638.496
4.202.805
FBKF
104
4.453.275
1.333.806
1.996.915
6.826.740
X
104
6.048.205
1.072.933
3.884.28
8.763.320
M
104
5.495.207
1.462.894
2.519.090
8.041.563
Nota: Valores expresados de millones de dólares constantes. Elaboración propia a partir de los
resultados obtenidos en el software R (Autores, 2026).
Se evidencia que el producto interno bruto promedió 21.915,54 millones de dólares
por trimestre, registrando una volatilidad histórica reflejada en una desviación estándar
de 5.285,91 millones. Al desagregar los componentes de la absorción interna, el
consumo de los hogares constituye el principal motor de la economía con una media
de 14.205,58 millones, superando ampliamente a la formación bruta de capital fijo
(FBKF) y al gasto del gobierno (C_GOBIERNO), los cuales promediaron 4.453,28 y
3.046,22 millones, respectivamente. Por su parte, los flujos del comercio exterior
integrados por las exportaciones (X) e importaciones (M) muestran niveles medios de
operación de 6.048,21 y 5.495,21 millones, respectivamente. Estos valores evidencian
que el sector externo posee una exposición dinámica importante y una dispersión que
justifica plenamente evaluar el impacto de la integración sobre el ciclo económico
general mediante filtros de banda de paso.
Antes de proceder con la descomposición de las series, la Tabla (3) presenta los
resultados de la prueba de Raíz Unitaria Dickey-Fuller Aumentada (ADF) aplicada a
las series transformadas en logaritmos naturales en niveles.
Tabla 3
Prueba de Raíz Unitaria ADF sobre logaritmos en niveles
Variable
Estadístico ADF
p-valor
Resultado
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Log PIB Real
-1,4606
0,8003
No Estacionaria I (1)
Log Consumo Hogares
-2,5457
0,3504
No Estacionaria I (1)
Log Gasto Gobierno
-0,4228
0,9837
No Estacionaria I (1)
Log Inversión (FBKF)
-1,8915
0,6217
No Estacionaria I (1)
Log Exportaciones
-2,4300
0,3984
No Estacionaria I (1)
Log Importaciones
-2,4558
0,3877
No Estacionaria I (1)
Nota: Elaboración propia a partir de resultados en R. Los p-valores superiores a 0.05 confirman la
incapacidad de rechazar la hipótesis nula de raíz unitaria (Autores, 2026).
La prueba ADF inicial confirmó que las series en niveles son no estacionarias (p >
0.05). clasificándose como integradas de orden uno, I (1). Para aislar las fluctuaciones
de corto plazo de las tendencias de largo plazo, se aplica el filtro de Christiano
Fitzgerald (2003), a las series originales, extrayendo de forma exclusiva los
componentes cíclicos estacionarios, I (0). garantizando la consistencia estadística de
las estimaciones dinámicas posteriores. La Tabla 4 detalla la posterior la Re-aplicación
de la prueba Dickey-Fuller Aumentada (ADF) sobre esta nueva base de ciclos para
verificar la inducción de estacionariedad.
Tabla 4
Prueba de Raíz Unitaria ADF sobre el componente cíclico (Filtro CF)
Variable
Estadístico ADF
p-valor
Resultado
Ciclo PIB Real
-8,0105
0,0100
Estacionaria I (0)
Ciclo Consumo Hogares
-8,0497
0,0100
Estacionaria I (0)
Ciclo Gasto Gobierno
-8,0791
0,0100
Estacionaria I (0)
Ciclo FBKF (Inversión)
-8,0373
0,0100
Estacionaria I (0)
Ciclo Exportaciones
-8,1415
0,0100
Estacionaria I (0)
Ciclo Importaciones
-7,9718
0,0100
Estacionaria I (0)
Nota: La prueba ADF se estima bajo la hipótesis nula de presencia de raíz unitaria. Un p-valor inferior
a 0,05 determina el rechazo de la no estacionariedad con un 95% de confianza. Elaboración propia
mediante los resultados obtenidos en el software R Studio (Autores, 2026).
Los seis componentes cíclicos resultaron ser estacionarios I (0) al 1% de significancia,
lo que indica que el filtro de Christiano-Fitzgerald (2003), excluyó eficientemente las
tendencias a largo plazo en cada serie. Este resultado confirma la condición necesaria
para estimar el VAR sin el riesgo de obtener regresiones espurias. Con la
estacionariedad confirmada, la Figura (1) ilustra el co-movimiento entre la apertura
comercial y el ciclo del PIB en el período 2000-2025.
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Figura 1
Sincronización de la apertura comercial y el ciclo económico en Ecuador, mediante el
filtro de Christiano-Fitzgerald (2000-2025).
Nota: En su forma asimétrica pura, se presentan los componentes cíclicos extraídos mediante el Filtro
Christiano-Fitzgerald (2003). El eje principal que es el izquierdo se ilustran fluctuaciones del ciclo del
del PIB (línea negra). El eje derecho representa el nivel de apertura comercial agregada (línea azul),
calculando como la suma de los ciclos reales de exportación e importación. Las áreas sombreadas
indican los periodos de contracción económica durante la Crisis Global 2009 y la Pandemia del COVID-
19 del 2020 (Autores, 2026).
La trayectoria histórica indica que la apertura del comercio antecede a las
fluctuaciones del ciclo del PIB ecuatoriano. Durante tres eventos severos: la Crisis
Global de 2009, el Shock Petrolero de 2015 y la Pandemia de COVID-19 de 2020, la
tendencia de integración comercial se mantuvo por debajo del rendimiento productivo,
con un desfase de dos trimestres. Se observa un aumento notable en las
exportaciones hacia el final del período de estudio (2024-2025), coincidiendo con la
entrada en vigor del acuerdo comercial con China. Sin embargo, esta coincidencia
temporal no puede atribuirse directamente al acuerdo comercial, ya que la última parte
de la muestra está influenciada por problemas relacionados con los bordes del filtro
de Christiano-Fitzgerald (2003). Por lo tanto, sería necesario implementar un diseño
metodológico específico para analizar adecuadamente esta relación.
El siguiente paso consistió en determinar el número óptimo de rezagos para el VAR.
La Tabla (5) muestra los valores de los cuatro criterios de información (AIC, HQ, SC y
FPE) para rezagos de 1 a 12 períodos.
Tabla 5
Matriz de criterios de información para la selección de rezagos
Rezago
AIC(n)
HQ(n)
SC(n)
FPE(n)
1
-45.15
-44.68
-44.00
2.47 x
10
%&'
2
-55.69
-54.83
-53.56
6.57 x
10
%&(
3
-63.18
-61.92
-60.06
3.77 x
10
%&)
4
-85.19
-83.53
-81.08
1.10 x
10
%*+
5
-122.55
-120.49
-117.45
7.06 x
10
%(,
6
-222.03
-219.57
-215.94
5.01 x
10
%-+
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7
-262.72
-259.86
-255.65
1.28 x
10
%..,
8
-281.71
-278.46
-273.65
9.38 x
10
%.&*
9
-300.93
-297.28
-291.89
6.11 x
10
%.*.
10
-300.15
-296.10
-290.12
2.25 x
10
%.*'
11
-313.42
-308.97
-302.40
8.15 x
10
%.*/
12
-312.63
-307.79
-300.63
5.28 x
10
%.*(
Nota: Los criterios se evaluaron sobre los componentes cíclicos estacionarios extraídos mediante el
filtro Christiano-Fitzgerald (2003). Elaboración propia con R Studio (Autores, 2026).
Los criterios de información analizados (AIC, HQ, SC y FPE) alcanzan su valor mínimo
en el rezago 11. Sin embargo, considerando que el tamaño de la muestra es 104
observaciones y se utilizan 6 variables, un modelo VAR (11) requiere la estimación de
66 parámetros autorregresivos por ecuación. Esto compromete significativamente los
grados de libertad y la validez asintótica de los criterios de información en este rango,
lo que se conoce como sobre parametrización. Para confirmar el cumplimiento de la
suposición de estabilidad del modelo VAR, se evaluaron las especificaciones con uno
y dos rezagos, que se obtienen analizando el módulo de las raíces del polinomio
característico. Los resultados se presentan en la Tabla (6).
Tabla 6
Prueba de estabilidad del modelo VAR: comparación de especificaciones
Especificación
Módulo máximo de raíz
Condición de estabilidad
VAR (1)
0,9100
Estable
VAR (2)
1,0663
Inestable
Nota: Un modelo VAR es estable si todos los módulos de las raíces inversas son menores que 1.
Elaboración propia con R Studio (Autores, 2026).
La Tabla (6) muestra que la especificación VAR (1) satisface la condición de
estabilidad que presenta un valor máximo de raíz inversa menor a la unidad (0.9100).
La especificación VAR (2) tiene un módulo de raíz máximo superior a uno (1.0663), lo
que indica inestabilidad. En consecuencia, se adoptó el modelo VAR con un rezago
para los análisis posteriores, garantizando que se cumplan los supuestos del modelo
y la confiabilidad de las estimaciones. La Tabla (7) muestra los coeficientes estimados
del VAR (1) para la ecuación del ciclo del Producto Interno Bruto.
Tabla 7
Estimación del modelo VAR (1): Ecuación del componente cíclico de la variable PIB
Variable
Coeficiente
Error Estándar
Estadístico t
p-valor
PIB (t-1)
-4,6131
2,9410
-1,569
0,120
C_Hogares (t-1)
4,7734
4,6823
1,019
0,311
C_Gobierno (t-1)
1,7806
2,9681
0,600
0,550
FBKF (t-1)
0,4656
2,1995
0,212
0,833
Exportaciones (t-1)
0,8143
1,8574
0,438
0,662
Importaciones (t-1)
-2,0683
2,2687
-0,912
0,364
Constante
0,0335
0,0710
0,472
0,638
Nota: Ningún coeficiente resultó estadísticamente significativo a niveles convencionales (p > 0.10). R-
cuadrado ajustado: 0.8639; estadístico F: 108.9 en 6 y 96 GL (p < 0.001). Elaboración propia basada
en los resultados obtenidos en el software R Studio (Autores, 2026).
Como se observa los resultados en el modelo VAR (1), ninguno de los coeficientes
individuales alcanzó significancia estadística según los valores convencionales (p >
0.10). El PIB en su propio rezago presenta un coeficiente negativo (β = -4.61), al igual
que las importaciones (β = -2.07), por el contrario, el consumo de los hogares (β =
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Artículo Científico
4.77), el gasto del gobierno (β = 1.78), la inversión fija (β = 0.47) y las exportaciones
(β = 0.81) muestran coeficientes positivos. Esta ausencia de significancia individual es
consistente con el elevado grado de colinealidad entre los componentes cíclicos del
sistema, como se evidencia en la matriz de correlación residual (superior a 0.99), lo
que sugiere que no se trata de una falta de relación dinámica entre las variables. El
poder explicativo combinado del modelo, con un R² de 0.864 y un estadístico F de
108.9 (p < 0,001), indica que el sistema en su conjunto logra explicar con robustez las
fluctuaciones cíclicas del PIB; no obstante, el efecto de cada componente no puede
ser aislado de los demás.
Tomando como referencia los parámetros estimados en la Tabla (7), la ecuación (5)
formaliza la dinámica del ciclo del PIB ecuatoriano:
ABCDEFGHI
!
"
J'KLM+N+'OP#
1!&(2
'%'
KLQQNK'RF<STUVWX
1!&(2
%
+LQY@M'RFZ[#P\]^[
1!&(2
%'
@LKM_M'`#a`
1!&(2
'%'
@LY+KN'b
1!&(2
'J
-L@MYN'c
1!&(2
'%''
@L@NN_'
'%'d
e
!
La ecuación (5) formaliza matemáticamente los resultados descritos, y constituye la
arquitectura dinámica sobre la cual se ejecuta, en la siguiente sección, la prueba
formal de causalidad de Granger para determinar la dirección de las interacciones
identificadas.
Tabla 8
Pruebas de Causalidad de Granger bidireccional
Relación de
Causalidad
F
(Var→PIB)
p-valor
(Var→PIB)
F
(PIB→Var)
p-valor
(PIB→Var)
Decisión
Consumo Hogares ↔
PIB
5,3489
0,0228*
5,1699
0,0251*
Bidireccional
Gasto Gobierno ↔
PIB
6,4781
0,0124*
6,1880
0,0145*
Bidireccional
FBKF ↔ PIB
0,4820
0,4891
0,5533
0,4587
No hay
relación
Exportaciones ↔ PIB
4,3080
0,0405*
4,0980
0,0456*
Bidireccional
Importaciones ↔ PIB
1,7143
0,1934
1,8875
0,1726
No hay
relación
Nota: El símbolo ↔ indica la existencia de causalidad de Granger bidireccional entre cada variable y el
PIB. Cada relación se evaluó mediante una regresión bivariada independiente, con un rezago (p=1),
considerando significativos los valores *p < 0,05. Elaboración propia basada en los resultados obtenidos
en el software R Studio (Autores, 2026).
La Tabla (8) muestra que la relación de causalidad de Granger entre el ciclo del PIB y
sus componentes no es homogénea. El consumo de los hogares, el gasto del gobierno
y las exportaciones presentan una causalidad bidireccional con el PIB, con niveles de
significancia que oscilan entre el 1% y el 5%. Por otro lado, la formación bruta de
capital fijo (FBCF) y las importaciones no presentan causalidad de Granger en ninguna
dirección (p > 0.05), lo que sugiere que su relación con el ciclo del PIB no es
significativa a corto plazo, al menos bajo la especificación de un rezago utilizada en
este estudio. Estos resultados deben interpretarse teniendo en cuenta las limitaciones
inherentes al método: la causalidad de Granger identifica precedencia temporal y
capacidad predictiva, no relaciones causales estructurales. Se observa una relación
bidireccional en tres de las cinco variables analizadas, lo cual es consistente con un
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grado moderado de co-movimiento temporal entre el ciclo del PIB y sus principales
componentes de la demanda interna y externa.
Como paso final en la validación del modelo, la Tabla (9) muestra los resultados de
las pruebas realizadas para comprobar los supuestos econométricos del VAR (1).
Tabla 9
Validación de supuestos econométricos del modelo VAR (1)
Supuesto Evaluado
Prueba
Estadístico
p-valor
Decisión
Econométrica
Estacionariedad
Raíces de polinomio
característico
0,9100
—
Cumple (Sistema Estable)
No autocorrelación
Portmanteau (12)
1474,43
0,0000
No cumple (Hay
autocorrelación)
Normalidad de
residuos
Jarque-Bera
337,12
0,0000
No cumple (No hay
normalidad)
Homocedasticidad
ARCH-LM (12)
2058,00
0,9879
Cumple (Residuos
homocedásticos)
Nota: La estacionariedad se evaluó mediante comparación directa contra el límite de estabilidad (< 1),
por lo que no genera un p-valor. Elaboración propia con base en los resultados obtenidos en el software
R Studio (Autores, 2026).
Este patrón responde a la naturaleza de los datos macroeconómicos trimestrales
analizados, que abarcan períodos de alta volatilidad para la economía ecuatoriana,
incluyendo la crisis financiera internacional de 2008, el colapso del precio del petróleo
en 2015 y la pandemia de COVID-19 en 2020. Estos eventos introdujeron shocks
estructurales que los datos conservan incluso después de la aplicación del filtro
Christiano-Fitzgerald (2003), lo cual contribuye a explicar el incumplimiento de los
supuestos de normalidad y no autocorrelación.
4. Discusión
La presente investigación examinó la relación entre la integración comercial y la
dinámica cíclica del Producto Interno Bruto ecuatoriano durante el período de
dolarización oficial 2000-2025. Los resultados revelan un patrón heterogéneo, ya que
el consumo de los hogares, el gasto de gobierno y las exportaciones presentan
causalidad de Granger bidireccional con el ciclo del PIB, mientras que la formación
bruta de capital fijo y las importaciones no muestran evidencia de precedencia
temporal en ninguna dirección. En una economía que no dispone de moneda propia,
el comercio exterior no es únicamente un componente del gasto nacional, sino
también un canal relevante de transmisión hacia la liquidez y el crédito interno (Bonilla-
Bolaños & Villacreses, 2023). Este hallazgo sugiere que la relación entre el sector
externo y el producto no opera en una sola dirección para todas las variables, sino que
presenta una dinámica recíproca en los componentes con mayor peso en la demanda
agregada.
Sunde et al. (2023) investigaron el impacto de las exportaciones, importaciones y la
apertura comercial en el crecimiento de Namibia utilizando el método ARDL, el cual
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reveló impactos positivos y significativos de las exportaciones en el producto, pero no
encontró evidencia de retroalimentación desde la demanda interna hacia la economía
externa. Molepo & Jordaan (2024) aplicaron la prueba de causalidad de Toda-
Yamamoto a los países del bloque SACU y encontraron bidireccionalidad entre
exportaciones y producto solo para Botsuana. Este resultado está relacionado con el
nivel de apertura comercial de esa economía y no con un mecanismo de transmisión
institucional.
Los resultados de este estudio difieren de esos antecedentes en un punto importante:
en Ecuador la bidireccionalidad no es generalizada sino selectiva, presente en tres de
las cinco variables analizadas (consumo de los hogares, gasto de gobierno y
exportaciones), con niveles de significancia entre el 1% y el 5%. Esta selectividad es
coherente con el régimen de dolarización: al no contar con emisión monetaria propia,
las fluctuaciones del sector externo se transmiten hacia los componentes de la
demanda agregada con distinta intensidad, según su grado de dependencia del
crédito interno (Bonilla-Bolaños & Villacreses, 2023).
En el ámbito ecuatoriano, Díaz-Kovalenko & Torres (2024) analizaron la
sincronización cíclica del país y sus socios de la Comunidad Andina a través de
correlaciones bilaterales hasta 2019 y encontraron una tendencia creciente hacia la
convergencia desde 1994, aunque no lograron validar la existencia de un ciclo
económico regional común. Arévalo (2023) estimó la parte cíclica del PIB de Ecuador
mediante los filtros de Baxter-King y Hodrick-Prescott para el período 2000-2021, pero
no elaboró un sistema multivariado que mostrara la direccionalidad de las
interacciones. Los resultados del presente estudio complementan los antecedentes
en dos sentidos primero: se extiende el marco temporal hasta 2025 e incluyen
episodios que ninguna de las partes pudo detectar, como la pandemia de COVID-19
y los acuerdos comerciales con la Unión Europea y segundo, al estimar un VAR(1)
con prueba de causalidad de Granger, no solo se conoce el co-movimiento entre
variables, sino que se identifica quién predice a quién y con qué rezago, información
que los enfoques de correlación estática no pueden proporcionar.
Los coeficientes específicos del modelo VAR (1) y su interpretación económica se
presentan en la Tabla (7). Cabe resaltar que, aunque los coeficientes individuales no
alcanzan significancia estadística, esto no invalida la relación de causalidad de
Granger identificada en la Tabla (8), dado que ambas pruebas responden a distintos
criterios estadísticos.
Los resultados sugieren posibles implicaciones para la política económica de Ecuador,
en ausencia de un tipo de cambio propio capaz de amortiguar los choques externos,
la evidencia es consistente con un papel relevante del canal comercial en la dinámica
del ciclo del PIB. La implementación del acuerdo con la Unión Europea en 2017 y la
consolidación del tratado con China en 2024 coinciden con episodios de expansión en
la apertura comercial, pero esta coincidencia temporal no puede atribuirse
directamente a estos acuerdos dado que el tramo final de la muestra es
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particularmente sensible a los problemas de borde del filtro Christiano-Fitzgerald
(2003).
Al respecto, Díaz-Kovalenko & Torres (2024) indican que las relaciones comerciales
con grandes socios extrarregionales de gran escala pueden estar asociadas a un
mayor grado de co-movimiento cíclico que los acuerdos regionales, como los
pertenecientes a la Comunidad Andina; de confirmarse en investigaciones futuras con
un diseño metodológico específico, esto sugeriría que la intensidad y diversificación
de los intercambios comerciales, más que la pertenencia a un bloque regional, es lo
relevante para la dinámica cíclica del país.
El presente estudio tiene limitaciones. Ecuador es un caso único de dolarización oficial
completa de larga duración en la región, lo que dificulta extrapolar estos resultados a
otros países con diferentes regímenes cambiarios. Además, las pruebas de
diagnóstico del VAR (1) mostraron que los residuos no siguen una distribución normal
y presentan autocorrelación (Tabla 9), lo cual puede afectar la eficiencia de los
estimadores y la validez de las pruebas de significancia, aunque no invalida la
dirección de las relaciones de causalidad identificadas. El filtro de Christiano-
Fitzgerald (2003), es sensible a los extremos de la muestra, por lo que los resultados
para 2024-2025 deben tomarse con precaución.
En futuras investigaciones podrían aplicarse errores estándar robustos (HAC) para
mitigar el efecto de la autocorrelación residual sobre la precisión de los estimadores.
En esa misma dirección, sería interesante aplicar una metodología similar a Panamá
y El Salvador, para comprobar si los patrones de transmisión identificados en este
estudio son específicos de la dolarización ecuatoriana o si se extienden al marco
general de las economías pequeñas y abiertas de la región. Por otro lado, los modelos
de cambio de régimen permitirían comprobar si la intensidad del canal comercial varía
según la fase del ciclo económico, mientras que la descomposición de varianza
posibilitaría cuantificar la contribución relativa de cada socio comercial a la volatilidad
cíclica del producto ecuatoriano.
5. Conclusiones
En respuesta a la pregunta de investigación planteada, los resultados confirman la
existencia de causalidad de Granger bidireccional entre el consumo de los hogares,
el gasto de gobierno y las exportaciones con las fluctuaciones cíclicas del Producto
Interno Bruto real ecuatoriano durante el período de dolarización oficial 2000-2025,
con niveles de significancia entre el 1% y el 5%. En contraste, la formación bruta de
capital fijo y las importaciones no mostraron evidencia de causalidad de Granger en
ninguna dirección. Estos resultados sugieren que, bajo la dolarización oficial, el
comercio exterior desempeña un papel relevante en la transmisión de perturbaciones
internacionales hacia la economía real, aunque de forma selectiva y no generalizada
entre todos los componentes de la demanda agregada.
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Artículo Científico
El resultado de mayor relevancia es que el canal comercial parece desempeñar un
papel importante en la dinámica cíclica de la economía ecuatoriana: las exportaciones
y las importaciones no son únicamente un componente del gasto nacional, sino
también una fuente relevante de liquidez para el crédito interno, en línea con el marco
de endogeneidad de las áreas monetarias bajo un régimen de tipo de cambio absoluto.
Para los responsables de política económica, esto sugiere que, en ausencia de un tipo
de cambio propio capaz de absorber los impactos externos, el fortalecimiento de las
relaciones comerciales con socios de gran escala podría constituir una vía relevante
de gestión frente a los choques externos; sin embargo, este estudio no estima el efecto
causal directo de acuerdos comerciales específicos como los suscritos con la Unión
Europea o China, por lo que esta implicación debe entenderse como una hipótesis a
explorar, no como una conclusión demostrada.
Los resultados abren una agenda de investigación específica. Una primera línea
consistiría en replicar esta metodología en Panamá y El Salvador, bajo la hipótesis de
que el patrón selectivo de bidireccionalidad aquí encontrado responde a la estructura
productiva de cada economía y no exclusivamente al régimen cambiario. Una segunda
línea debería abordar el problema de autocorrelación residual identificado en este
estudio (Tabla 9) mediante errores estándar robustos (HAC), para establecer si dicho
patrón se mantiene bajo especificaciones más exigentes. Finalmente, los modelos de
cambio de régimen y la descomposición de varianza permitirían evaluar si la
intensidad del canal comercial varía según la fase del ciclo y cuantificar la contribución
relativa de cada componente a la volatilidad cíclica del PIB.
El incumplimiento del supuesto de no autocorrelación residual se asocia a la rigidez
de la estructura trimestral ante shocks históricos severos no lineales (como la crisis
de 2020). Para garantizar la consistencia de la inferencia ante la presencia de
autocorrelación y no normalidad, se recomienda para futuras extensiones la
estimación de matrices de covarianza robustas frente a heterocedasticidad y
autocorrelación (HAC) o el uso de técnicas de Re-muestreo (Bootstrap) para verificar
los intervalos de confianza de la causalidad de Granger.
CONFLICTO DE INTERESES
“Los autores declaran no tener ningún conflicto de intereses”.
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