Revista Científica Ciencia y Método | Vol.04 | Núm.03 | Jul–Sep | 2026 | www.revistacym.com pág. 403
Impacto de las Remesas de los Migrantes en el
Crecimiento Económico del Ecuador
Impact of Migrant Remittances on Ecuador’s Economic Growth
Oto-Sigcha, Yajaira Gissela
1
Pilalumbo-Cuzco, Nina Paulette
2
https://orcid.org/0009-0004-5578-3740
https://orcid.org/0009-0009-1758-8414
yajaira.oto2150@utc.edu.ec
nina.pilalumbo0249@utc.edu.ec
Universidad Técnica de Cotopaxi, Ecuador,
Latacunga.
Universidad Técnica de Cotopaxi, Ecuador,
Latacunga.
Sangurima-Pacheco, Miguel Efraín
3
https://orcid.org/0000-0003-2974-1307
miguel.sangurima9868@utc.edu.ec
Universidad Técnica de Cotopaxi, Ecuador,
Latacunga.
Autor de correspondencia
1
DOI / URL: https://doi.org/10.55813/gaea/rcym/v4/n3/245
Resumen: El propósito que guió esta investigación consistió
en examinar cómo incidieron las remesas en el crecimiento
económico del Ecuador entre 2000 y 2025. Para ello, se
estimó un modelo Autorregresivo de Rezagos Distribuidos
(ARDL), incorporando como variables de control las
exportaciones de bienes, la inversión extranjera directa (IED)
y el precio del petróleo crudo. Los hallazgos evidenciaron que
las remesas ejercieron un efecto negativo y significativo sobre
el PIB tanto en el corto como en el largo plazo. Por su parte,
las exportaciones de bienes sí mostraron una incidencia
positiva y significativa, en tanto que la IED no influyó de
manera relevante. La consistencia de estos resultados se
comprobó mediante errores estándar robustos de Newey-
West. Asimismo, la capacidad del modelo se evaluó a través
de pruebas de raíz unitaria y de cointegración con datos
trimestrales provenientes del Banco Central del Ecuador. La
prueba de cointegración confirmó la existencia de una relación
de equilibrio de largo plazo entre las variables. Se concluye
que las remesas, aunque sostienen el ingreso de los hogares,
aportan de forma limitada al crecimiento económico agregado
del país.
Palabras clave: remesas, migración, crecimiento,
cointegración, Ecuador.
Artículo Científico
Received: 24/Jun/2026
Accepted: 21/Jul/2026
Published: 08/Ago/2026
Cita: Oto-Sigcha, Y. G., Pilalumbo-Cuzco, N.
P., & Sangurima-Pacheco, M. E. (2026).
Impacto de las Remesas de los Migrantes en
el Crecimiento Económico del
Ecuador. Revista Científica Ciencia Y
Método, 4(3), 403-
422. https://doi.org/10.55813/gaea/rcym/v4/n3
/245
Revista Científica Ciencia y Método (RCyM)
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Artículo Científico
Abstract:
The purpose that guided this research consisted in examining how remittances
affected the economic growth of Ecuador between 2000 and 2025, For this, an
Autoregressive Distributed Lag (ARDL) model was estimated, incorporating as control
variables the exports of goods, foreign direct investment (FDI) and the price of crude
oil. The findings evidenced that remittances exerted a negative and significant effect
on GDP both in the short and long term. On the other hand, exports of goods showed
a positive and significant incidence, while FDI did not significantly influence the model.
The consistency of these results was verified using Newey-West robust standard
errors. Furthermore, the capacity of the model was evaluated through unit root and
cointegration tests based on quarterly data from the Central Bank of Ecuador. The
cointegration test confirmed the existence of a long-term equilibrium relationship
among the variables. In conclusion, remittances, although sustaining household
income, contributed in a limited way to the country's economic growth.
Keywords: remittances, migration, growth, cointegration, Ecuador.
1. Introducción
El crecimiento económico ha sido uno de los principales objetivos de la política
económica, y lo fue debido a su estrecha relación con la generación de empleo, la
reducción de la pobreza y la mejora del bienestar social (Cárdenas et al. ,2025).Una
economía pequeña, abierta y dolarizada como la ecuatoriana sostiene el desempeño
de su actividad tanto en diversos factores internos como en los flujos externos de
recursos, entre los que destacan las remesas enviadas por los migrantes (Miranda-
Peña & Tonon-Ordóñez, 2024).
El incremento de los procesos migratorios registrados en los últimos años, impulsado
principalmente por las crisis económicas, la inestabilidad política y la búsqueda de
mejores oportunidades laborales en el exterior, otorgó relevancia a las remesas dentro
del Ecuador (Acosta et al., 2006; Ponce et al., 2008). Estos flujos constituyen una de
las principales fuentes de ingreso de divisas para los países en desarrollo. La
información del Banco Central del Ecuador (BCE) muestra que las remesas
representan una importante fuente de financiamiento para los hogares, al llegar
incluso a superar, en varios periodos, a otros flujos como la inversión extranjera directa
(Banco Central del Ecuador, 2026).
La limitada disponibilidad de estudios econométricos recientes que evalúen el impacto
específico de las remesas sobre el crecimiento del Producto Interno Bruto (PIB)
persiste en el contexto ecuatoriano, especialmente si se buscan metodologías de
series temporales que permitan diferenciar los efectos de corto y largo plazo
(Cárdenas et al., 2025). El Ecuador presenta características estructurales singulares,
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Artículo Científico
como la dolarización de su economía, la alta dependencia del sector petrolero y la
elevada vulnerabilidad a choques externos, que justifican un análisis específico y
actualizado del comportamiento de estos flujos.
El objetivo principal de esta investigación fue analizar el impacto de las remesas de
los migrantes sobre el crecimiento económico del Ecuador durante el periodo 2000-
2025, mediante la aplicación de un modelo Autorregresivo de Rezagos Distribuidos
(ARDL). Con este propósito, se planteó la siguiente pregunta de investigación: ¿Cuál
es el impacto de las remesas de los migrantes sobre el crecimiento económico del
Ecuador? Esta interrogante resulta fundamental para comprender si los flujos de
remesas constituyen un motor de crecimiento sostenible o, por el contrario, refuerzan
patrones de dependencia económica y consumo no productivo en una economía
altamente vulnerable a fluctuaciones externas. La respuesta a esta pregunta permitirá
identificar las limitaciones estructurales que impiden que las remesas se conviertan
en un factor dinamizador del crecimiento económico ecuatoriano y orientará la
formulación de políticas públicas orientadas a canalizar estos recursos hacia
actividades productivas.
El presente artículo se organiza de la siguiente manera. En primer lugar, se revisa la
literatura teórica y empírica relevante y se divide en seis sub-secciones, desde los
fundamentos conceptuales hasta la brecha de investigación existente que este estudio
pretende abordar. Después, se presenta la metodología y el modelo econométrico que
se aplicarán a la investigación. A continuación, se presentan los resultados de la
investigación y las discusiones relacionadas, y finalmente se presentan las
conclusiones y las recomendaciones.
Teoría sobre remesas y crecimiento económico
El crecimiento económico depende de numerosos factores, incluyendo los efectos que
las remesas tienen en la economía. Los efectos positivos utilizan las remesas para
mejorar la balanza de pagos y el consumo privado de un país, y lo más importante
desde un punto de vista económico, reducir los niveles generales de pobreza de los
hogares que reciben remesas (Adams y Page, 2005; González-Bautista et al., 2025).
Dentro del paradigma keynesiano, el efecto positivo del aumento del consumo
desencadena efectos multiplicadores que elevan el PIB real a corto plazo,
especialmente en países con bajo PIB real y pequeños mercados internos. Desde el
paradigma neoclásico, el efecto que las remesas tienen sobre el PIB real es solo
positivo si las remesas se invierten en ahorros e inversiones productivas. Si los fondos
se utilizan principalmente para el consumo, el efecto de las remesas sobre el PIB real
y la productividad es mínimo (Meyer & Shera, 2017). Desde el paradigma de choques
externos, las remesas son más beneficiosas como una fuerza estabilizadora que
contrarresta el efecto negativo en el PIB real de una recesión económica. Esto es
respaldado por el trabajo de Martinez (2023) y Barajas et al. (2009).
Evidencia internacional
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Artículo Científico
Los estudios globales revelan muchas variables respecto al impacto de las remesas
en el crecimiento económico. Barajas et al. (2009) estudiaron 84 países en vías de
desarrollo entre 1970 y 2004 y reportaron que el efecto de las remesas en el
crecimiento del PIB per cápita no es estadísticamente significativo, al considerar las
variables macroeconómicas estándar. Este resultado desafía la visión
mayoritariamente positiva sobre el impacto de las remesas en el crecimiento
económico, que actualmente domina en las políticas de desarrollo internacional. Azizi
(2021) informó que las remesas tienden a reducir la pobreza y la desigualdad, sin
embargo, en su estudio de países de ingresos bajos y medianos, el efecto general de
las remesas en el crecimiento económico es débil y depende del nivel de desarrollo
financiero del país receptor. Guha (2013) y Qutb (2022) han mostrado que en
economías financieras más desarrolladas, el efecto de las remesas en el crecimiento
económico es más significativo. En economías financieras menos desarrolladas, el
efecto de las remesas en el crecimiento económico es negativo; las remesas son
consumidas en bienes importados y, en ausencia de crédito, son perjudiciales para la
balanza comercial y el crecimiento económico.
Evidencia latinoamericana
Los datos de remesas del Banco Mundial muestran que América Latina recibió más
de 155 mil millones de dólares en remesas en 2023. Las economías latinoamericanas
han sido objeto de múltiples estudios empíricos contradictorios. Meyer y Shera (2017)
encontraron que las remesas impactaron positivamente en el PIB a corto plazo en su
análisis de seis países latinoamericanos utilizando modelos de datos de panel. Sin
embargo, descubrieron que a largo plazo, si los flujos de remesas no estaban
alineados con un canal productivo, el impacto positivo de las remesas en el PIB se
debilitaba o se volvía negativo. Lartey et al. (2012) encontró que para las economías
receptoras de remesas en América Latina que exportan principalmente materias
primas, existía un mecanismo similar a la enfermedad holandesa, donde la tasa de
cambio real se alteraba y afectaba negativamente la competitividad de los sectores
comerciales no relacionados con las materias primas. González-Bautista et al. (2025)
aportaron evidencia más reciente para el caso ecuatoriano y países vecinos,
señalando que, aunque las remesas sostienen el ingreso de los hogares, su
contribución al crecimiento agregado es limitada porque la mayor parte se destina al
consumo corriente antes que a la formación bruta de capital. En contraste, Dash
(2020) documentó para Asia del Sur una complementariedad entre remesas e
inversión doméstica que no parece replicarse en el contexto latinoamericano, lo que
sugiere que los efectos de las remesas son altamente dependientes de las
instituciones y estructuras productivas locales.
Evidencia para Ecuador
La trayectoria de las remesas en Ecuador está profundamente ligada a las crisis
económicas y a los procesos migratorios que estas desencadenaron. Acosta et al.
(2006) y Ponce et al. (2008) documentaron cómo las oleadas migratorias posteriores
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Artículo Científico
a la crisis de 1999 convirtieron a las remesas en un flujo estructural del que dependen
miles de hogares ecuatorianos, con una presencia que supera en varios períodos a la
inversión extranjera directa como fuente de divisas. Miranda-Peña y Tonon-Ordóñez
(2024) analizaron los efectos de los flujos monetarios internacionales sobre la
economía ecuatoriana entre 2002 y 2021 y encontraron que las remesas tienen una
incidencia principalmente sobre el consumo privado, con escaso impacto sobre la
inversión productiva. Martinez (2023) examinó el impacto de las remesas procedentes
de Estados Unidos sobre el crecimiento del PIB ecuatoriano entre 2005 y 2022,
identificando una función estabilizadora anticíclica: los flujos crecen cuando la
economía se contrae y se moderan cuando se expande, comportamiento que refleja
la lógica de solidaridad familiar antes que la de rentabilidad económica. En la
terminología de los economistas, “dolarización” se refiere al uso del dólar
estadounidense como la moneda oficial de un país. Debido a que Ecuador dolarizó su
economía, significa que la falta de ajuste en la tasa de cambio nominal dolarizada lleva
a una apreciación real. Los impactos de los flujos externos en la economía de Ecuador
resultan en una disminución de la competitividad en sus industrias no petroleras.
Además, ralentiza los posibles impactos positivos que las remesas de los flujos
externos podrían proporcionar a la economía (Cárdenas et al., 2025; Banco Central
del Ecuador, 2026).
Contradicciones en la literatura
La revisión de la evidencia empírica identifica inconsistencias de una naturaleza
sustancial. Algunas de estas inconsistencias no pueden ser resultado de diferencias
en los métodos de investigación. Primero, se han observado contradicciones entre
estudios que identifican efectos positivos a corto plazo y estudios que identifican
efectos negativos o neutrales a largo plazo. Ejemplos de estas contradicciones se
pueden ver en los estudios de Meyer y Shera (2017) y Azizi (2021). En estos estudios,
el autor afirma que las conclusiones que se derivan son un resultado directo del
período de tiempo en el que se enfoca el estudio. En segundo lugar, los resultados
varían según el grado de desarrollo financiero del país destinatario. Según Batool et
al. (2022), el papel de la intermediación financiera, en una economía en desarrollo,
puede conducir a un efecto positivo de las remesas en el crecimiento económico,
mientras que, en una economía en desarrollo con un bajo nivel de intermediación
financiera, el efecto negativo de las remesas puede ser mitigado mediante la
importación de bienes. En tercer lugar, la investigación de Barajas et al. (2009) y Su
et al. (2021) demuestra que los estudios realizados en formato transversal o
longitudinal tienden a contradecir los estudios realizados en formato de series
temporales. Los últimos estudios definen las heterogeneidades estructurales con
mayor precisión. Para el caso ecuatoriano, estas contradicciones son especialmente
relevantes dado que la dolarización elimina el canal cambiario como mecanismo de
ajuste, alterando la transmisión macroeconómica de los flujos externos de un modo
que los modelos de panel no siempre recogen adecuadamente.
Vacío de investigación
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Artículo Científico
La revisión de la literatura permite identificar un vacío de investigación específico que
esta investigación aspira a cubrir. Aunque existen estudios sobre las remesas en
Ecuador, como los de Acosta et al. (2006), Ponce et al. (2008), Martinez (2023) y
Miranda-Peña y Tonon-Ordóñez (2024), ninguno de ellos aplica una metodología de
series temporales que permita diferenciar con precisión los efectos de corto y largo
plazo sobre el PIB para el período 2000–2025, que incorpora los impactos de la
pandemia de COVID-19, las reformas tributarias del ciclo 2020–2022 y la fase más
reciente de la migración ecuatoriana hacia destinos no tradicionales. Los estudios
disponibles utilizan en su mayoría análisis descriptivos, modelos de regresión
estáticos o datos de panel que no capturan las dinámicas de ajuste propias de una
economía dolarizada. Adicionalmente, ningún trabajo previo para Ecuador ha
empleado el enfoque ARDL con prueba de cointegración por límites (bounds testing)
combinado con la corrección de Newey-West para heteroscedasticidad y
autocorrelación, procedimiento que resulta especialmente adecuado para series
temporales de longitud moderada con órdenes de integración mixtos. Esta brecha
metodológica y temporal justifica el presente estudio y le otorga relevancia tanto
académica como para el diseño de políticas públicas orientadas a potenciar el impacto
de las remesas sobre el crecimiento económico sostenido del Ecuador.
2. Materiales y métodos
La investigación se desarrolló bajo un enfoque cuantitativo, con un diseño no
experimental y longitudinal (Pesaran et al., 2001), lo que permitió examinar el
comportamiento y la evolución de las variables macroeconómicas a través del tiempo,
sin intervenir ni modificar los datos observados. El análisis de las relaciones dinámicas
de corto plazo y la identificación de los mecanismos de equilibrio de largo plazo se
realizó mediante series de tiempo trimestrales. El periodo de estudio comprende
desde 2000-2025.
Las remesas de los migrantes, las exportaciones de bienes, la inversión extranjera
directa (IED) y el precio del petróleo crudo ecuatoriano se consideraron como
variables explicativas, porque constituyen importantes fuentes de ingreso de divisas,
financiamiento externo y transferencia de tecnología (Suanes & Roca-Sagalés, 2015).
El Producto Interno Bruto (PIB), por su parte, se estableció como la variable
dependiente, en concordancia con la práctica metodológica comúnmente empleada
en los estudios macroeconómicos para medir el desempeño y crecimiento de una
economía (Suanes & Roca-Sagalés, 2015).
La variable dummy se incluyó como variable de control con el propósito de aislar el
efecto significativo que la pandemia de COVID-19 provocó sobre el crecimiento
económico (Cárdenas et al., 2025). Las relaciones de corto y largo plazo entre las
variables de estudio se analizaron con el modelo Autorregresivo de Rezagos
Distribuidos (ARDL), basado en la metodología propuesta por Pesaran et al. (2001),
donde a diferencia del modelo VAR o del método de cointegración de Johansen, este
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Artículo Científico
modelo no requiere que todas las variables tengan el mismo orden de integración, ya
que permite trabajar con variables integradas de orden 0 y 1, lo que lo hace adecuado
para series temporales, asimismo, reduce los problemas de especificación del modelo
aprovechando mejor la información disponible en muestras pequeñas (McNown et al.,
2018).
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Representa la variable dependiente que mide el crecimiento económico del
país.
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Constante del modelo.
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Efecto de las remesas sobre el crecimiento económico (elasticidad).
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Efecto de las exportaciones de bienes sobre el crecimiento económico.
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Impacto de la Inversión Extranjera Directa (IED) sobre el crecimiento.
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Controla el impacto del precio del petróleo crudo ecuatoriano.
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Variable de control que captura el efecto de la pandemia.
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Término de error, que recoge los factores no incluidos en el modelo.
La prueba de normalidad de Jarque-Bera (asimetría y curtosis), la prueba de
autocorrelación serial de Breusch-Godfrey y la prueba de heterocedasticidad de
Breusch-Pagan se aplicaron sobre los residuos para evaluar la veracidad del modelo.
Estas pruebas son ampliamente recomendadas en distintas investigaciones para
modelos ARDL, ya que permiten verificar el cumplimiento de los supuestos clásicos y
la solidez de las estimaciones (McNown et al., 2018; Pesaran et al., 2001).
El software Stata Versión 18 sirvió para desarrollar de manera complementaria el
análisis econométrico, pues es una herramienta ampliamente utilizada en la
investigación económica por su capacidad para realizar estimaciones precisas y
robustas. Su aplicación permitió ejecutar pruebas de raíces unitarias, estimar el
modelo ARDL y realizar pruebas diagnósticas, y esto facilitó el desarrollo integral del
estudio, desde el análisis descriptivo hasta la evaluación de la estabilidad del modelo
(Pesaran et al., 2001).
3. Resultados
Los resultados obtenidos se presentan siguiendo un orden lógico que marcó el
procedimiento econométrico. La ilustración 1 complementa el análisis con la evolución
gráfica de las series durante el periodo 2000-2025, Por su parte, la tabla 2 recoge los
coeficientes estimados del modelo ARDL y del Modelo de Corrección de Errores
(ECM), detallando efectos de corto y largo plazo. Finalmente, la tabla 3 resume la
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prueba de cointegración junto a los diagnósticos del modelo, mientras que la tabla 4
cierra el apartado con la estimación robusta mediante errores estándar de Newey-
West, aplicada para validar la consistencia de los hallazgos frente a los problemas
detectados en los residuos.
Tabla 1
Pruebas de Raíz Unitaria (ADF, PP y KPSS)
Variable
ADF
Nivel
ADF 1ª
Dif.
PP
Nivel
PP 1ª
Dif.
KPSS
Nivel
KPSS 1ª
Dif.
Orden
Ln(PIB)
-2.845
-5.927***
-2.901
-6.012***
234**
0.089
I(1)
Ln(REM)
-1.932
-6.234***
-2.015
-6.341***
0.312***
0.076
I(1)
Ln(EXB)
-2.156
-5.678***
-2.234
-5.789***
0.278**
0.095
I(1)
IED
-3.456**
—
-3.512**
—
0.156
—
I(0)
Ln(PETRO)
-1.678
-5.891***
-1.745
-5.967***
0.345***
0.082
I(1)
Dummy
COVID
-4.234***
—
-
4.312***
—
0.098
—
I(0)
Nota: Valores críticos al 1%: ADF/PP = -3.51; KPSS = 0.216. Al 5%: ADF/PP = -2.89; KPSS = 0.146.
Al 10%: ADF/PP = -2.58; KPSS = 0.119. ***p<0.01, **p<0.05, p<0.10. (Autores, 2026).
Las pruebas ADF Y PP contrastan la hipótesis nula de raíz unitaria, partiendo de que
la serie no es estacionaria salvo evidencia en contrario, lo cual, al ser integrado con la
prueba KPSS invierte el punto de partida y contrasta la nula de estacionariedad. Estas
tres pruebas aplicadas constituyen el primer filtro del análisis. Por lo tanto, una serie
solo se considera integrada cuando ambas lógicas coincidieron, incrementando la
solidez del diagnóstico.
La lectura variable por variable mostró un patrón uniforme con una excepción
instructiva, Las series Ln(PIB), Ln(REM), Ln(EXB) y Ln(PETRO) no rechazaron la raíz
unitaria en nivel según ADF y PP, mientras que la KPSS rechazó su estacionariedad.
En primera diferencia, los estadísticos cayeron muy por debajo del valor crítico del 1%
y la KPSS dejó de rechazar, combinación que las clasificó como I(1) sin ambigüedad.
El caso de la IED ilustró la utilidad de triangular las pruebas, pues ADF (-3.456) y PP
(-3.512) rechazaron la raíz unitaria al 5%, mientras que la KPSS (0.156) quedó en una
zona limítrofe que no supera el valor crítico al 1% (0.216). Esto llevó a adoptar el
criterio mayoritario de dos pruebas contra una para clasificarla como I(0), mismo
tratamiento que recibió la dummy COVID-19, lo cual es estacionaria en nivel por su
propia construcción binaria.
La coexistencia de variables I(0) e I(1) es el escenario preciso para el que Pesaran et
al. (2001) diseñaron el enfoque ARDL de bounds Testing, este comportamiento
coincide con lo reportado por Batool et al. (2022), quienes también trabajaron con
órdenes de integración mixtos al modelar remesas y crecimiento, mientras que difiere
de los paneles de Dash (2020) y Su et al. (2021), donde la estacionariedad se trata
con técnicas de datos de panel y no de series temporales puras. No corregir esto
habría sometido el estudio a la amenaza de falsas regresiones, haciendo que
cualquier conclusión sobre el largo plazo McNown et al. (2018) fuera imposible.
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Artículo Científico
Tabla 2
Estimación del modelo ARDL y ECM
Variables
Modelo ARDL
(Coeficiente)
Modelo ECM (Coeficiente largo
plazo)
PIB real (rezago 1)
0.641***(0.082)
-0.167***(0.034)
PIB real (rezago 2)
0.192**(0.078)
-0.192**(0.078)
Inversión Extranjera Directa
0.0004 (0.001)
0.0024 (0.003)
Remesas de los migrantes
-0.049***(0.011)
-0.292***(0.057)
Exportaciones de Bienes
0.141***(0.027)
0.844***(0.065)
Precio del petróleo
-0.018**(0.009)
-0.415***(0.053)
Dummy COVID-19
-0.103***(0.013)
-0.103***(0.013)
Constante
2.739***(0.521)
-2.739***(0.521)
Indicadores del modelo: Número de observaciones = 99; R² = 0.9961; R² ajustado = 0.9955; AIC = -
5.549; BIC = -4.763; Log likelihood = 275.11.
Nota: El ARDL muestra los efectos de corto plazo y el ECM muestra los efectos de largo plazo. El error
estándar se presenta entre paréntesis. ***p<0.001, **p<0.05, p<0.10. (Autores, 2026).
La presencia de efectos negativos significativos de estos flujos migratorios a corto y
largo plazo indica que un aumento del 1% en los flujos de remesas se correlaciona
con una caída a largo plazo del PIB real de aproximadamente 0,29%. En ausencia de
estos flujos migratorios, los flujos de remesas reducirían el PIB real a largo plazo en
un 0,29% debido a los efectos negativos que estos flujos tendrían en el corto y largo
plazo. Este resultado está en línea con los hallazgos que muestran que la mayoría de
las remesas se utilizan para el consumo en lugar de para gastos que conducirían a un
aumento de la capacidad productiva (Miranda-Peña & Tonon-Ordóñez, 2024).
En el contexto del corto plazo, el parámetro es -0,049, lo que significa que un aumento
del 1% en los flujos de remesas hace que el PIB caiga un 0,049%. El parámetro -0,292
de la correlación negativa es importante para los efectos estructurales y muestra que
los efectos negativos de las remesas son importantes para la política económica. La
velocidad de ajuste en el modelo ECM muestra que el 35,9% de los efectos de las
desviaciones se corrigen en el próximo trimestre. El parámetro significativo indica que
existe un mecanismo fuerte para la relación de las variables y que facilita la corrección
de las desviaciones.
A partir de esta magnitud, podemos suponer que la economía ecuatoriana tarda
aproximadamente tres trimestres, o nueve meses, en ajustarse completamente y
recuperarse de pequeñas perturbaciones. Este resultado coincide con las
características de una economía pequeña y muy abierta externamente,
particularmente donde las correcciones a los desequilibrios macroeconómicos son
predominantemente rápidas y están influenciadas por una dependencia pronunciada
de los flujos de capital externos y la ausencia de control de política monetaria y
dolarización.El coeficiente de 0.844 evidencia una elasticidad mayor a la unidad, lo
que implica que las exportaciones generan efectos multiplicadores sobre la actividad
económica, probablemente a través de encadenamientos productivos hacia sectores
vinculados al comercio exterior, como el transporte, logística y servicios financieros.
Un aumento del 1% en las exportaciones está relacionado con un incremento de
0.84% en el PIB real con respecto al largo plazo. Las exportaciones de bienes
presentaron un efecto positivo y estadísticamente significativo, lo cual, confirma la
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Artículo Científico
relevancia que Vásquez-Benavidez et al. (2024) habían establecido para este factor
como uno de los principales motores del crecimiento económico en economías
abiertas.
La inversión extranjera directa no evidenció un efecto significativo en ninguno de los
dos horizontes temporales. Los coeficientes de corto plazo (0.0004) y de largo plazo
(0.0024) son numéricamente cercanos a cero y carecen de significancia estadística,
resultado que coincide con estudios que destacan la baja magnitud y la concentración
sectorial de estos flujos en el país (Cárdenas et al., 2025). La ausencia de efecto
significativo de la IED puede explicarse por varios factores estructurales: la
concentración de la IED en sectores extractivos (principalmente petrolero y minero),
la baja generación de encadenamientos productivos con el resto de la economía, y la
incertidumbre regulatoria que ha caracterizado al ambiente de negocios ecuatoriano
durante el periodo de estudio. Estos hallazgos sugieren que la IED en el Ecuador no
ha cumplido el rol de motor del crecimiento que teóricamente se le atribuye en la
literatura económica internacional.
El precio del petróleo crudo registró un resultado negativo en el largo plazo (coeficiente
= -0.415), lo que evidencia la dependencia de la economía ecuatoriana de las
variaciones en el precio internacional del petróleo (Banco Central del Ecuador, 2026).
El signo negativo del coeficiente, aunque aparentemente contraintuitivo, puede
interpretarse como una manifestación del "síndrome holandés" o "enfermedad
holandesa", donde un aumento sostenido en los precios del petróleo genera
apreciación del tipo de cambio real, deterioro de la competitividad de los sectores no
petroleros y, en última instancia, contracción del PIB no petrolero que no es
compensada por el incremento del sector extractivo.
La variable dummy asociada a la pandemia de COVID-19 presentó un resultado
negativo y con significancia estadística (coeficiente = -0.103). Este evento ocasionó
una contracción importante del crecimiento económico ecuatoriano durante el periodo
de estudio. La magnitud del coeficiente que sugiere que la pandemia redujo el PIB real
en aproximadamente 10.3% durante los trimestres afectados. Este hallazgo está en
línea con las cifras oficiales del BCE, que documentaron una contracción aproximada
del 7,8 % en el PIB para 2020.
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Artículo Científico
Figura 1
Series macroeconómicas en logaritmos.
Nota: (Autores, 2026).
La evaluación visual de la figura 1 proporciona tres ideas que los coeficientes no
pueden ofrecer. Comenzando con la primera, está la diferencia creciente entre las
líneas de remesas y PIB. Desde mediados de los 2000, las primeras crecieron con
una línea casi recta, mientras que las segundas experimentaron pausas y retrocesos.
Este comportamiento delimita la anticipación del valor negativo de la estimación que
siguió.
La segunda idea es que el flujo que fue más estable fue el menos productivo. La
volatilidad del petróleo juxtapuesta con la relativa estabilidad de las remesas expresa
la principal paradoja del estudio. Esto muestra que la estabilidad de las remesas
durante las caídas de la economía nacional no puede interpretarse como una virtud
macroeconómica. Las remesas aumentaron durante las recesiones de la economía
nacional porque la lógica de solidaridad familiar fue mayor que la de rentabilidad
financiera.
La tercera evidencia muestra la sincronía del colapso de 2020 en todas las series, lo
que validó de manera anticipada la inclusión de la variable dummy antes de cualquier
contraste formal. Finalmente, la trayectoria ecuatoriana no exhibe la
complementariedad que Dash (2020) describió para Asia del Sur, donde las remesas
y la inversión doméstica crecieron de manera conjunta, evidencia una asimetría que
la trayectoria ecuatoriana no exhibe, y esto intensificó la paradoja central del estudio
que el flujo más estable resultó ser el menos productivo, pues las remesas que
crecieron incluso cuando la economía se contraía, respondieron a lógicas familiares
de solidaridad y no a lógicas de rentabilidad, y esta estabilidad, lejos de interpretarse
como virtud, confirma que la función estabilizadora que Martinez (2023) les asigna
frente a los choques externos, coincide con la descripción de Acosta et al. (2006) y
Ponce et al. (2008) sobre las oleadas migratorias posteriores a las crisis ecuatorianas,
que convirtieron a las remesas en un flujo estructural y no coyuntural.
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Artículo Científico
Tabla 3
Prueba de cointegración y diagnósticos
Prueba
Estadístico
Decisión
Pruebas de Raíz Unitaria (ADF)
Variables I(0) e I(1)
Mixtas (apto para ARDL)
Criterio de Selección de Rezagos
Lag óptimo = 1 (AIC)
Seleccionado
automáticamente
Bounds Test (F)
F = 5.947
Existe cointegración
Normalidad (Jarque-Bera)
χ² = 22.38
Rechazo de normalidad
Autocorrelación (Breusch-Godfrey)
Significativa
Presencia de autocorrelación
Heterocedasticidad (Breusch-Pagan)
Significativa
Presencia de
heterocedasticidad
Pruebas de estabilidad
(CUSUM/CUSUMSQ)
Dentro de bandas
críticas
Modelo estable
Nota: (Autores, 2026).
El valor del estadístico F (5.947), al superar el límite superior crítico (4.85) al 5%, ubicó
al modelo en la región de cointegración inequívoca de la clasificación de Pesaran et
al. (2001), donde no quedan dudas sobre la existencia de una relación de nivel entre
las variables. La notable ECT en la Tabla 2 justifica que McNown et al. (2018) declaren
una cointegración genuina. Esto también protege el estudio de falsos positivos
causados por la prueba de límites donde el término de corrección no es significativo.
Los residuos presentados en el análisis diagnóstico revelaron problemas que deben
abordarse. La prueba de Jarque-Bera (χ² = 22.38) indica la violación de la suposición
de normalidad. Esto es esperado cuando se utilizan datos trimestrales que contienen
una ruptura de la magnitud que ocurrió en 2020. Esto no afecta la estimación de los
parámetros. La presencia de autocorrelación de Breusch-Godfrey y
heterocedasticidad de Breusch-Pagan requirió la corrección de Newey-West por
definición del método, ya que distorsionó las medidas de precisión. El hecho de que
estos problemas hayan sido reportados abiertamente añade una fortaleza
considerable al trabajo empírico y justifica los ajustes inevitables.
El estar dentro de los límites críticos de las pruebas CUSUM y CUSUMSQ indicó que
no hubo cambios estructurales en los coeficientes desde antes hasta durante la
pandemia. Esto es importante para interpretar los parámetros como relaciones a largo
plazo en lugar de promedios a corto plazo de diferentes regímenes (Pesaran et al.,
2001).
Tabla 4
Estimación robusta (Newey-West)
Variable
Coef.
SE
t
p-valor
PIB real (rezago1)
-0.04
0.019
-2.2
0.026
Remesas de los migrantes
-0.01
0.006
-2.3
0.021
Exportaciones de bienes
0.024
0.008
3.02
0.003
Dummy COVID-19
-0.08
0.026
-3.2
0.002
Nota: (Autores, 2026).
La principal estructura del estudio se construyó sobre los principales coeficientes
encontrados utilizando los errores estándar de Newey-West, que fue el hallazgo
principal articulado por este estudio. Bajo condiciones que consideran la
autocorrelación y la heterocedasticidad, las remesas (-0.01, p = 0.021) y las
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Artículo Científico
exportaciones (0.024, p = 0.003) mantuvieron sus signos y fueron estadísticamente
significativas. Esto negó las preocupaciones sobre el sesgo optimista en los hallazgos
originales. La disminución en el tamaño del coeficiente fue anticipada y, dado que las
técnicas de corrección de sesgos asignan la varianza residual de manera más
conservadora, la caída no fue una indicación de un debilitamiento de la relación.
Lo que importa es que el impacto general no cambió bajo esta prueba. La carga, las
remesas, la crisis, el COVID-19 (-0.08, p = 0.002), y la fuerza motriz, las exportaciones,
fueron todos confirmados como carga en esta prueba. Esta presentación de
resultados fue consistente con los hallazgos de Batool et al. (2022) al validar los
modelos de remesas con correcciones de sesgos. Esta presentación y
establecimiento de correcciones también confirma los hallazgos de estudios previos
de macroeconomía y aumenta la legitimidad de los estudios presentados para
Ecuador (McNown et al., 2018; Pesaran et al., 2001).
Tabla 5
Interpretación de las pruebas de raíz unitaria (ADF, PP y KPSS) y comparación I(0)
frente a I(1)
Variable
ADF y
PP en
nivel
frente a
VC 5%
(-2.89)
KPSS en
nivel frente a
VC 5%
(0.146)
Decisión
en nivel
ADF y
PP en 1ª
diferenci
a
KPSS en
1ª
diferenci
a
Decisión
en 1ª
diferencia
OOrde
n
Ln(PIB)
-2.845 y
-2.901:
no
rechaza
n H0 de
raíz
unitaria
0.234 > VC:
rechaza H0
de
estacionaried
ad
No
estacionari
a
-5.927 y
-6.012:
rechazan
H0 al 1%
0.076 <
VC: no
rechaza
H0
Estacionari
a
(1)
Ln(REM)
-1.932 y
-2.015:
no
rechaza
n H0
0.312 > VC:
rechaza H0
No
estacionari
a
-6.234 y
-6.341:
rechazan
H0 al 1%
0.076 <
VC: no
rechaza
H0
Estacionari
a
(1)
Ln(EXB)
-2.156 y
-2.234:
no
rechaza
n H0
0.278 > VC:
rechaza H0
No
estacionari
a
-5.678 y
-5.789:
rechazan
H0 al 1%
0.095 <
VC: no
rechaza
H0
Estacionari
a
(1)
IED
-3.456 y
-3.512:
rechaza
n H0 al
5%
0.156: supera
el VC al 5%
pero no al 1%
(0.216),
resultado
limítrofe
Estacionar
ia por
criterio
mayoritari
o
—
—
No requiere
diferenciaci
ón
(0)
Ln(PETR
O)
-1.678 y
-1.745:
no
rechaza
n H0
0.345 > VC:
rechaza H0
No
estacionari
a
-5.891 y
-5.967:
rechazan
H0 al 1%
0.082 <
VC: no
rechaza
H0
Estacionari
a
(1)
Dummy
COVID-19
-4.234 y
-4.312:
rechaza
0.098 < VC:
no rechaza
H0
Estacionar
ia
—
—
No requiere
diferenciaci
ón
(0)
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Artículo Científico
n H0 al
1%
Nota: En las pruebas ADF y PP la hipótesis nula (H0) es la existencia de raíz unitaria (no
estacionariedad), y se rechaza cuando el estadístico es más negativo que el valor crítico; en la prueba
KPSS la hipótesis nula es la estacionariedad, y se rechaza cuando el estadístico supera el valor crítico.
Valores críticos: al 5% ADF/PP = -2.89 y KPSS = 0.146; al 1% ADF/PP = -3.51 y KPSS = 0.216.
(Autores, 2026).
El patrón cruzado observado identifica la firma empírica de un proceso integrado de
primer orden para el cual se mantiene la hipótesis nula, pero se asigna un margen al
diferenciar. Las cuatro series logarítmicas macroeconómicas fueron confirmadas
como I(1) tras no rechazar la raíz unitaria en nivel bajo las pruebas ADF y PP, y la
prueba KPSS confirmó la raíz. En primera diferencia, ocurrió lo contrario. Las
estadísticas estaban muy por debajo del valor crítico (-3.51) al nivel del 1%, y los
valores KPSS estaban por debajo del nivel del 10%. Este patrón es coherente con la
literatura sobre remesas y crecimiento para series macroeconómicas trimestrales
(Batool et al., 2022; Meyer & Shera, 2017).
La mezcla resultante apoyó nuevamente la selección del modelo ARDL en
contraposición a los métodos de Johansen o Engle-Granger, que requieren
homogeneidad en el orden de integración no presente en el caso actual. La
coexistencia de cuatro variables I(1) y dos variables I(0) hizo que la Tabla 5 fuera más
que una simple formalidad estadística, sino una justificación para el modelo estimado
(McNown et al., 2018; Pesaran et al., 2001). Mientras tanto, el ingreso directo de
inversión extranjera (FDI) y la variable dummy de COVID-19, siendo I(0), confirmaron
que no requerían diferenciación. Esto está en línea con la naturaleza
macroeconómica, en la que la IED absorbe shocks dentro del trimestre, y la dummy
de COVID-19, al ser un pulso binario por construcción.
4. Discusión
Los resultados muestran que las remesas mantienen una relación negativa y
estadísticamente significativa con el PIB real del Ecuador tanto en el corto como en el
largo plazo. Este hallazgo coincide con la perspectiva neoclásica, según la cual las
remesas generan un efecto limitado sobre el crecimiento cuando se destinan
principalmente al consumo y no a la inversión productiva (Meyer & Shera, 2017). En
el contexto ecuatoriano, esta interpretación también concuerda con Miranda-Peña y
Tonon-Ordóñez (2024), quienes señalan que las remesas inciden principalmente en
el consumo privado y presentan un efecto reducido sobre la inversión. Por tanto, los
resultados no implican que las remesas carezcan de importancia para los hogares,
sino que su contribución al bienestar familiar no se traduce necesariamente en una
expansión de la capacidad productiva nacional.
La asociación negativa identificada también puede interpretarse a partir del carácter
anticíclico de las remesas. Martinez (2023) sostiene que estos flujos aumentan cuando
la economía ecuatoriana se contrae, debido a la solidaridad de los migrantes con sus
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Artículo Científico
familias. Desde esta perspectiva, el signo negativo no demuestra por sí solo que las
remesas provoquen una reducción del PIB; también puede reflejar que los migrantes
envían más recursos precisamente durante los periodos de menor actividad
económica. Esta posibilidad introduce un problema de causalidad inversa que debe
considerarse al interpretar los coeficientes estimados. En consecuencia, los
resultados expresan una relación dinámica entre las variables, pero no permiten
establecer de manera definitiva una relación causal unidireccional.
Los hallazgos son consistentes con la evidencia internacional que cuestiona la
existencia de un efecto positivo generalizado de las remesas sobre el crecimiento.
Barajas et al. (2009) encuentran que las remesas no presentan un efecto significativo
sobre el crecimiento del PIB per cápita cuando se incorporan variables
macroeconómicas de control. De manera similar, Azizi (2021) sostiene que estos
recursos contribuyen a reducir la pobreza y la desigualdad, aunque su incidencia
sobre el crecimiento depende de las condiciones económicas y financieras del país
receptor. En el caso ecuatoriano, el resultado negativo puede estar relacionado con
las limitaciones del sistema financiero para canalizar los ingresos provenientes del
exterior hacia actividades productivas, así como con la elevada proporción destinada
al consumo corriente.
La interpretación anterior también guarda relación con Batool et al. (2022), Guha
(2013) y Qutb (2022), quienes destacan que el desarrollo financiero condiciona el
efecto de las remesas sobre la actividad económica. Cuando existen mecanismos
adecuados de intermediación, estos recursos pueden transformarse en ahorro, crédito
e inversión; en cambio, cuando dichos mecanismos son insuficientes, una parte
importante se dirige al consumo de bienes, incluidos productos importados. Esto
reduce su capacidad para generar encadenamientos productivos internos. Los
resultados obtenidos para Ecuador contrastan con la complementariedad entre
remesas e inversión doméstica documentada por Dash (2020) para Asia del Sur, lo
cual confirma que el impacto de estos flujos depende de las instituciones y de la
estructura productiva de cada economía.
Las exportaciones de bienes presentan una relación positiva y significativa con el PIB
real, lo que confirma su importancia para una economía pequeña, abierta y dolarizada.
Este resultado coincide con Vásquez-Benavidez et al. (2024), quienes reconocen al
sector exportador como uno de los principales motores del crecimiento económico. La
ausencia de una política monetaria propia incrementa la relevancia de las
exportaciones como fuente de divisas y como mecanismo de expansión de la actividad
productiva. No obstante, el coeficiente estimado debe interpretarse como una
elasticidad positiva inferior a la unidad y no como una elasticidad mayor que uno.
Además, el resultado agregado no permite determinar si los beneficios se concentran
en determinados productos o sectores exportadores.
La inversión extranjera directa no presenta una relación estadísticamente significativa
con el PIB en ninguno de los horizontes analizados. Este resultado coincide con
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Artículo Científico
Cárdenas et al. (2025), quienes destacan la reducida magnitud y la concentración
sectorial de la IED recibida por Ecuador. La falta de significancia puede relacionarse
con su concentración en actividades extractivas y con la limitada generación de
vínculos con otros sectores de la economía. Este hallazgo no significa que toda
inversión extranjera sea irrelevante, sino que, durante el periodo estudiado, los flujos
agregados de IED no muestran un efecto suficientemente estable sobre el
crecimiento. Futuras investigaciones pueden diferenciar la inversión por sector de
destino y modalidad de ingreso para determinar si sus efectos varían entre actividades
extractivas, industriales y de servicios.
El precio del petróleo presenta una relación negativa en el largo plazo. Aunque este
signo parece contrario a la importancia fiscal y exportadora del petróleo, puede
interpretarse desde el mecanismo de la enfermedad holandesa descrito por Lartey et
al. (2012). En una economía dolarizada, el aumento de los ingresos externos puede
contribuir a una apreciación del tipo de cambio real y afectar la competitividad de las
actividades no petroleras. Sin embargo, esta explicación debe asumirse con cautela,
porque el modelo no incorpora directamente indicadores del tipo de cambio real,
competitividad, producción petrolera o gasto público. En consecuencia, el coeficiente
negativo es compatible con la hipótesis de enfermedad holandesa, pero no constituye
una prueba suficiente de este mecanismo.
La variable asociada con la pandemia presenta un efecto negativo y significativo, en
concordancia con la contracción económica registrada durante 2020 por el Banco
Central del Ecuador (2026). La inclusión de esta variable permite controlar
parcialmente un choque extraordinario que afecta simultáneamente la producción, el
comercio exterior, el precio del petróleo y los movimientos de capital. Sin embargo,
una variable dicotómica no captura toda la intensidad ni la duración de los efectos de
la crisis sanitaria. Tampoco controla de forma independiente las medidas de
confinamiento, la recuperación posterior o los cambios estructurales producidos en los
flujos migratorios. Por ello, su coeficiente representa una aproximación general al
efecto de la pandemia.
La prueba de límites confirma la existencia de cointegración, mientras que el término
de corrección del error indica que una parte del desequilibrio se ajusta durante cada
trimestre. Estos resultados respaldan el uso del enfoque ARDL propuesto por Pesaran
et al. (2001), especialmente porque las variables presentan órdenes de integración
I(0) e I(1). Asimismo, la corrección de Newey-West permite obtener medidas de
inferencia más robustas frente a la autocorrelación y la heterocedasticidad detectadas.
No obstante, esta corrección modifica principalmente los errores estándar y los niveles
de significancia, pero no resuelve posibles problemas de endogeneidad, causalidad
inversa, variables omitidas o errores de medición. Por esta razón, la robustez
estadística no debe interpretarse como evidencia definitiva de causalidad.
El alcance de los resultados se limita al comportamiento agregado de la economía
ecuatoriana durante el periodo 2000-2025. La investigación no diferencia las remesas
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según país de origen, características de los hogares receptores, destino del gasto o
territorio de recepción. Tampoco incorpora variables como desarrollo financiero,
calidad institucional, inversión doméstica, tipo de cambio real o distribución sectorial
de la producción. Estas limitaciones impiden determinar los canales específicos
mediante los cuales las remesas se relacionan con el crecimiento. Además, los
resultados corresponden a una economía dolarizada y dependiente de exportaciones
primarias, por lo que no se generalizan automáticamente a países con estructuras
productivas y regímenes monetarios diferentes.
En investigaciones futuras resulta pertinente examinar el posible papel moderador del
desarrollo financiero, la calidad regulatoria y la gobernanza, factores que la literatura
identifica como determinantes de la capacidad productiva de las remesas (Azizi, 2021;
Batool et al., 2022). También se recomienda incorporar pruebas de causalidad,
modelos con rupturas estructurales y especificaciones que permitan abordar la
endogeneidad. La desagregación de las remesas por destino productivo o de
consumo permitiría establecer si determinados usos contribuyen al crecimiento, aun
cuando el efecto agregado sea negativo. Estas extensiones ayudarían a diseñar
políticas que conserven la función protectora de las remesas para los hogares y, al
mismo tiempo, faciliten su canalización voluntaria hacia el ahorro, el emprendimiento
y la inversión productiva.
5. Conclusiones
Este estudio se centró en el efecto que las remesas tienen en la economía de Ecuador
entre los años 2000 y 2025. La aplicación de un modelo de Autorregresión con
Rezagos Distribuidos (ARDL) permitió el análisis del efecto temporal y el efecto
persistente. Además, se observa que las remesas tienen un efecto negativo y
significativo en el PIB real a corto y largo plazo. Un aumento en las remesas está
asociado con una reducción del PIB real del 0,49 % a corto plazo y del 0,29 % a largo
plazo. Esto se interpreta como que un aumento en las remesas mejora los ingresos
de los hogares, sin embargo, el aumento en los ingresos se utiliza principalmente en
el consumo del hogar y, por lo tanto, no tiene efecto en la productividad del hogar ni,
en consecuencia, en el crecimiento económico.
La vulnerabilidad estructural de una economía dependiente de recursos naturales y
sujeta al "síndrome holandés" que el precio del petróleo crudo muestra con un impacto
negativo de -0.415. La IED no presenta significancia estadística, lo que sugiere que
los flujos de capital extranjero no han logrado generar los encadenamientos
productivos esperados. En la economía ecuatoriana, mientras que las exportaciones
de bienes se mantuvieron como el principal impulsor del crecimiento económico entre
las variables de control, al registrar un coeficiente positivo de 0.844 en el largo plazo,
lo que evidencia una elasticidad mayor a la unidad y confirma la existencia de efectos
multiplicadores sobre la actividad económica, y esto intensificó la contracción
económica significativa (-0.103) que la pandemia provocó, validando la inclusión de la
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Artículo Científico
variable dummy como control del shock exógeno, pues el conjunto de estos resultados
permitió cumplir el objetivo de la investigación al analizar el impacto de las remesas
sobre el crecimiento económico, evidenciando la vulnerabilidad estructural de la
economía del Ecuador.
La naturaleza de una economía pequeña, abierta y dolarizada que es consistente con
la velocidad de ajuste del modelo ECM (-0.359), el sistema requiere aproximadamente
tres trimestres para absorber shocks transitorios y retornar al equilibrio de largo plazo,
lo cual, al ser el resultado que la aplicación de un modelo ARDL permitió a este estudio
presentar evidencia actualizada y diferenciar efectos de corto y largo plazo,
contribuyendo a una mejor comprensión de la influencia de estos flujos en una
economía dolarizada y con alta dependencia del sector externo. Los resultados
robustos obtenidos mediante errores estándar de Newey-West confirman que las
relaciones identificadas no son artefactos de problemas de especificación, sino que
reflejan patrones estructurales genuinos de la economía ecuatoriana.
La importancia de generar políticas públicas orientadas a canalizar las remesas hacia
la inversión productiva, educación y diversificación económica quedó de manifiesto,
recomendaciones de política incluyen: el desarrollo de instrumentos financieros
específicos para la inversión productiva de remesas, programas de educación
financiera para hogares receptores, incentivos fiscales para la inversión en sectores
estratégicos, y el fortalecimiento de encadenamientos productivos que permitan
maximizar el impacto multiplicador de estos flujos externos. Si bien las remesas de los
migrantes desempeñan un papel importante en el bienestar de los hogares, no
constituyen un factor determinante del crecimiento económico del Ecuador durante el
periodo analizado.
Esta investigación plantea nuevas líneas de estudio orientadas al diseño de
mecanismos institucionales que fortalezcan el aporte de los flujos externos al
crecimiento económico del país. Especialmente, se sugiere analizar el papel
moderador de variables institucionales, como la calidad regulatoria, el desarrollo
financiero y la gobernanza, en la relación entre remesas y crecimiento económico,
esta investigación plantea, y esto intensificó cualquier intento de cierre definitivo, pues
la conclusión final que establece que, si bien las remesas de los migrantes
desempeñan un papel importante en el bienestar de los hogares, no constituyen un
factor determinante del crecimiento económico del Ecuador durante el periodo
analizado, quedó de manifiesto con ello.
CONFLICTO DE INTERESES
“Los autores declaran no tener ningún conflicto de intereses”.
Revista Científica Ciencia y Método | Vol.04 | Núm.03 | Jul–Sep | 2026 | www.revistacym.com pág. 421
Artículo Científico
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