Análisis de Sostenbilidad de las Finanzas Públicas del Ecuador. Periodo 1994-2014.

II
Dedicatoria
A mis padres y a mis hermanos. A mis t´ıos Pepe y Nelly, quienes siempre me han
brindado su apoyo. A la memoria de mi abuelo Tocho, a quien le quer´ıa mostrar
todos mis logros.
Jack
A mis padres. A todos aquellos economistas que d´ıa a d´ıa se esfuerzan por hacer
de la econom´ıa una ciencia a la altura de los fundamentos de una sociedad libre y
pr´ospera.
Gabriela

III
Tribunal de titulación
Iván Dávila Fadul, M.Sc.
PRESIDENTE DEL TRIBUNAL
Manuel González Astudillo, Ph.D.
DIRECTOR DE TESIS
Gonzalo Villa Cox, M.Sc.
VOCAL PRINCIPAL

IV
Declaraci´on expresa
La responsabilidad del contenido de esta tesis de grado corresponde exclusivamente
a los autores, y el patrimonio intelectual de la misma a la Escuela Superior
Polit´ecnica del Litoral.
Jack Braulio Zambrano Vera
Gabriela Alexandra Franco Garc´ıa

V
Índice general
Dedicatoria . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . II
Tribunal de titulación . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . III
Declaración expresa . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . IV
Índice general . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . V
Resumen . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . VII
Abstract . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . VIII
Lista de Figuras . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . IX
Lista de Tablas . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . X
Introducción . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 1
Cap´ıtulo 1: Marco teórico y revisión de literatura . . . . . . . . . . 4
1.1 Restricción presupuestaria intertemporal del Gobierno . . . . . . . . . 5
1.1.1 Planteamiento . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 5
1.1.2 Implicaciones de pol´ıtica fiscal . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 6
1.2 Enfoques de sostenibilidad fiscal . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 9
1.3 Estudios de sostenibilidad fiscal para el caso ecuatoriano . . . . . . . . 11
Cap´ıtulo 2: Datos . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 14
2.1 Evolución histórica de los ingresos, gastos y PIB nominal . . . . . . . . 14
2.2 Análisis de los principales componentes de los ingresos y gastos . . . . 16
2.2.1 Ingresos . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 16
2.2.2 Gastos . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 17
2.3 Evolución de la deuda pública y los déficits fiscales . . . . . . . . . . . 18
2.3.1 Deuda pública . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 18
2.3.2 Déficit fiscal . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 20
Cap´ıtulo 3: Resultados . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 22
3.1 Propiedades estocásticas de las variables ingresos y gastos . . . . . . . 22

VI
3.2 Modelo sin quiebre . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 25
3.3 Modelo con quiebre . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 27
Conclusiones . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 36
Referencias . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 37
Apéndice A: Tratamiento de datos . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 41
Apéndice B: Análisis de cointegración . . . . . . . . . . . . . . . . . 44
B.1 La prueba de Engle-Granger . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 45
B.2 El estimador máximo-veros´ımil de Johansen . . . . . . . . . . . . . . . 46
Apéndice C: Test de Gregory-Hansen . . . . . . . . . . . . . . . . . 48
Apéndice D: Estimación por FM-OLS . . . . . . . . . . . . . . . . . 50
Apéndice E: Test de Hansen . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 52
Apéndice F: Cambios en el rango de la matriz de cointegración . 54
Anexos . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 57

VII
Resumen
Este documento examina la sostenibilidad fiscal en Ecuador. Para esto se realiza-
ron pruebas de cointegración entre los ingresos y gastos públicos durante el perio-
do 1994-2014, considerando posibles quiebres estructurales determinados de manera
endógena. Dentro de este análisis se le presta particular atención al vector de cointe-
gración. Los resultados emp´ıricos muestran que la pol´ıtica fiscal no se ha mantenido
sostenible a lo largo de la toda la muestra. En los últimos años la relación entre los
ingresos y gastos se debilita y comienza a entrar en una senda de insostenibilidad,
por lo que, de continuar con la pol´ıtica fiscal actual, se necesitar´ıa de una situa-
ción de esquema Ponzi para cumplir con las obligaciones a futuro. La credibilidad
crediticia del gobierno ecuatoriano se puede ver comprometida, por lo que nuevas
emisiones de deuda vendr´ıan acompañadas de altas tasas de interés y las condicio-
nes de financiamiento poco favorables en los mercados internacionales podr´ıan traer
problemas de liquidez al gobierno ecuatoriano.

VIII
Abstract
This paper examines the fiscal sustainability in Ecuador. Cointegration tests between
revenues and expenditures allowing for endogenously determined structural breaks
are performed for the 1994-2014 period. This analysis pays particular attention to the
cointegrating vector. The empirical results show that fiscal policy is not sustainable
throughout the entire sample. In recent years, the relationship between income and
expenses has weakened and begins to enter a path of unsustainability. This means
that, in order to continue running the current fiscal policy, the government would
have to use a Ponzi scheme to face its future liabilities. The creditworthiness of the
Ecuadorian government may be compromised, so new debt would be accompanied
by high interest rates, and unfavorable financing conditions in international markets
could bring liquidity problems to the Ecuadorian government.

IX
Índice de figuras
2.1 Evolución de la deuda pública interna y externa sobre PIB . . . . . 18
2.2 Evolución del déficit del PGC y SPNF (base devengada) . . . . . . 20
3.1 Test de Gregory-Hansen . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 29
3.2 Test de Hansen . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 30

X
Índice de tablas
1.1 Enfoque de Quintos (1995) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 9
3.1 Tests de ra´ız unitaria . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 24
3.2 Pruebas de cointegración - modelo sin quiebres . . . . . . . . . . . . 26
3.3 Pruebas de cointegración - modelo con quiebre (variables reales) . . 31
3.4 Pruebas de cointegración - modelo con quiebre (variables reales sobre
PIB real) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 32
3.5 Prueba t modificada (variables reales) . . . . . . . . . . . . . . . . . 34
3.6 Prueba t modificada (variables reales sobre PIB real) . . . . . . . . 35

Análisis de sostenibilidad de la pol´ıtica fiscal ecuatoriana 1
Introducción
La pol´ıtica fiscal es el conjunto de programas de impuestos y gasto público
que utiliza el poder ejecutivo para la provisión de bienes y servicios, la redistribución
de la riqueza y la estabilización económica. La sostenibilidad de un régimen de
pol´ıtica fiscal hace referencia a la capacidad del gobierno de mantener dicho régimen,
sin alterar sus parámetros fundamentales y sin comprometer el cumplimiento de sus
obligaciones.
En Ecuador, este tipo de pol´ıtica se ha convertido en la principal herramien-
ta de ajuste debido a que se carece de instrumentos de pol´ıtica monetaria al no tener
moneda propia. Durante los últimos años el pa´ıs ha experimentado elevados ingresos
petroleros impulsados por condiciones exógenas, lo cual significó una oportunidad
para mejorar las condiciones fiscales. Sin embargo, sucesos recientes ponen en duda
la sostenibilidad fiscal ecuatoriana, entre ellos: déficits comparables con los de la
última crisis financiera ecuatoriana, el tamaño que ha adquirido el gasto público,
el fin de la época del boom petrolero y nuevas adquisiciones de deuda pública con
condiciones poco favorables.
En el presente trabajo se examina si la pol´ıtica fiscal ecuatoriana es con-
sistente con la restricción presupuestaria intertemporal (RPI). Se consideran los
ingresos y gastos fiscales del presupuesto del gobierno central en términos reales
y normalizados por PIB real. Tomando el periodo de estudio 1994-2014, se aplica
técnicas económetricas para evaluar la sostenibilidad de la pol´ıtica fiscal y cambios
en la estructura del régimen.
Bajo el marco de la RPI, un régimen de pol´ıtica fiscal es sostenible si el
valor actual de deuda es igual al valor presente de los futuros déficits y superávits
primarios. As´ı, el gobierno puede financiar los costos de la deuda corriente y fu-

Introducción 2
tura con ingresos futuros. Este planteamiento ha sido utilizado comúnmente en la
literatura para evaluar sostenibilidad en varios pa´ıses.
Dentro de este contexto, son numerosos los estudios que han evaluado la
sostenibilidad de las finanzas públicas para distintos pa´ıses. En el caso de Estados
Unidos, Hakkio y Rush (1991) examinan si los déficits acumulados violan la RPI
para el periodo correspondiente a 1950-1988. Se enfocaron en dos cuestiones para
que la pol´ıtica fiscal de un gobierno cumpla la RPI. La primera condición, que los
ingresos y gastos (incluyendo el pago de intereses) sean series cointegradas, es decir,
que exista una relación a largo plazo entre las variables. La segunda es que dicha
relación sea 1:1. De cumplirse ambas condiciones, la serie de déficits ser´ıa estacionaria
y, por lo tanto, las finanzas públicas ser´ıan sostenibles. Los resultados indican que
los ingresos y gastos no parec´ıan estar cointegrados desde 1964. Adicional a esto, el
gasto de gobierno crec´ıa por encima de los ingresos y, de continuar con la pol´ıtica
fiscal vigente, habr´ıa problemas de sostenibilidad porque no se cumplir´ıa la RPI.
Para Estados Unidos también, Quintos (1995) evalúa la sostenibilidad de
los déficits del gobierno y considera posibles quiebres estructurales dentro la pol´ıti-
ca fiscal para el periodo de estudio de 1947-1992. A diferencia de Hakkio y Rush
(1991), plantea que la condición de sostenibilidad necesaria y suficiente es que el
crecimiento del stock de deuda sea menor que el de la tasa de interés promedio. La
cointegración es sólo condición suficiente y los gastos pueden estar predominante-
mente por encima de los ingresos. Esto implica que es posible alcanzar sostenibilidad
aún con un proceso de déficits no estacionario. Encuentra evidencia a favor de un
quiebre estructural alrededor de 1980: para el periodo antes del quiebre los ingresos
y gastos (incluyendo pago de interéses) s´ı cointegran pero no luego del quiebre. Los
crecientes déficits son catalogados como débilmente sostenibles, es decir, pueden ser
financiados pero el gobierno tendrá dificultades comercializando su deuda en el largo
plazo.
Álvarez (2006) realiza un estudio sobre la sostenibilidad de pol´ıtica fiscal en
el Ecuador basado en el planteamiento de la RPI para el periodo 1994-2005. Desarro-
lla un análisis de cointegración utilizando el test de la traza de Johansen (1991) con
los ingresos fiscales, gastos (incluyendo el pago de amortizaciones) y PIB, además

Introducción 3
estima el valor del coeficiente de la ecuación cointegradora. Encuentra que existe
dos relaciones de cointegración, y que el gasto público ha crecido más rápidamente
que los ingresos. Bajo el criterio de Quintos (1995), este último resultado da como
conclusión que la pol´ıtica fiscal era débilmente sostenible1
.
Este trabajo sigue el procedimiento planteado por Quintos (1995). Primero
se realiza un análisis sin considerar la posibilidad de quiebre, luego se introducen
elementos adicionales para comprobar su existencia. Para el análisis sin quiebre,
se estima una regresión entre ingresos y gastos, y después se evalúa algunos tests
para probar cointegración. En el análisis considerando quiebre, se utiliza tests que
evalúan cambios en la relación de cointegración.
Los resultados obtenidos muestran que para el modelo sin quiebre, durante
1994-2014 los gastos han crecido por encima de los ingresos y los test de cointegración
no muestran información concluyente sobre la existencia de una relación a largo plazo
entre los ingresos y gastos. En el modelo considerando quiebres estructurales, los
resultados en conjunto apuntan a que hubo un quiebre en la relación de cointegración
en algún momento del periodo 2006 a 2011, y que en los años antes del quiebre la
relación de largo plazo entre ingresos y gastos era cercana a una relación 1:1. En tanto
que para los años luego del quiebre, la relación se debilita de manera significativa.
De igual modo, los test de cointegración sugieren que luego del quiebre se deja de
observar una relación de equilibrio de largo plazo entre las variables.
La tesis está dividida de la siguiente manera: en el Cap´ıtulo 1 se describirán
los fundamentos teóricos en los que se basa este trabajo, se discutirá sobre los enfo-
ques tradicionales de sostenibilidad y se hará una s´ıntesis de los trabajos anteriores
aplicados a Ecuador, en el Cap´ıtulo 2 se realizará un análisis de la evolución de las
variables tomadas a consideración para este estudio, los componentes principales de
los ingresos y gastos, y un pequeño análisis de los déficits y la deuda pública, en
el Cap´ıtulo 3 se analizarán y presentarán los resultados obtenidos de las aplicacio-
nes econométricas. Finalmente, se dará a conocer las conclusiones, además de los
apéndices y anexos que complementan este trabajo.
1
Otros estudios para Ecuador como Astorga (2002), Maldonado y Fernández (2007), Uribe (2007), concluyen
que el caso de Ecuador antes del 2007 es uno de insostenibilidad fiscal.

Cap´ıtulo 1
Marco teórico y revisión de
literatura
Los individuos no planifican su consumo basados solamente en el ingreso
disponible, ya que se dispone de instrumentos de ahorro y deuda que permiten utili-
zar renta de otros per´ıodos para el consumo en un per´ıodo dado. Básicamente, si una
persona prevé que en el futuro tendrá más ingresos, se verá alentada a endeudarse
en el presente; por otro lado, si prevé que en el futuro tendrá menos ingresos, su
consumo se contraerá para ahorrar más en el presente. Sin embargo, los individuos
no pueden consumir sin l´ımite, debido a que enfrentan una restricción presupues-
taria intertemporal, la cual expresa que el valor total de nuestro consumo tra´ıdo
a valor presente deberá ser igual a toda la riqueza que generemos durante nuestra
existencia2
.
Los estados también enfrentan una restricción presupuestaria intertemporal
(RPI). La literatura sobre la RPI plantea que la sostenibilidad fiscal se da cuando
el stock de la deuda iguala al valor presente de los futuros resultados primarios
(superávits o déficits). Esto supone como condición necesaria que los estados no
tengan un comportamiento Ponzi, esto es, que se financie deuda con más deuda. Por
lo tanto, la condición no juego de Ponzi implica que el stock de deuda final deberá
ser extinto descontado a valor presente, en otras palabras, converger hacia 0.
2
Teor´ıas como la del ingreso permanente de Friedman se fundamentan en la restricción presupuestaria inter-
temporal (De Gregorio, 2007, pp68-70).

Cap´ıtulo 1. Marco teórico y revisión de literatura 5
En este cap´ıtulo se discutirá más a fondo estos temas, tomando como refe-
rencias principales los trabajos de Hakkio y Rush (1991), Quintos (1995) y Chalk
y Hemming (2000). En la primera sección se hará referencia a la RPI, la condición
de transversalidad para la sostenibilidad de la deuda pública, las implicaciones que
tienen la RPI y la condición de transversalidad sobre la relación estocástica entre
las series de ingresos y gastos fiscales. En la segunda sección se realizará una breve
descripción de los enfoques tradicionales propuestos por algunos autores para tra-
tar el tema de la sostenibilidad fiscal y las limitaciones de la RPI. En la tercera
sección, se revisarán los estudios previos para el caso ecuatoriano, sus conclusiones
más importantes y qué recomendaciones se hicieron en su momento para corregir la
situación abordada.
1.1 Restricción presupuestaria intertemporal del
Gobierno
1.1.1 Planteamiento
Para cada per´ıodo, el gobierno tiene que tomar decisiones de pol´ıtica fis-
cal que cumplan con la siguiente restricción presupuestaria (suponiendo bonos con
madurez de 1 per´ıodo):
Rt + Bt = Gt + (1 + it) ∗ Bt−1, (1.1)
donde Rt son los ingresos fiscales, Gt son los gastos del gobierno sin incluir los pagos
al servicio de la deuda, Bt son los fondos adquiridos por emisión de deuda, e it es la
tasa de interés.
La restricción presupuestaria se cumple para todos los per´ıodos. Resolviendo
hacia adelante la ecuación (1.1) se logra combinar las restricciones de los periodos
futuros para formar la restricción presupuestaria intertemporal:
Bt =
∞
t=1
rt+j (Rt+j − Gt+j) + l´ım
n→∞
rnBn, (1.2)

donde
rt =
t
s=1
1/(1 + is) (1.3)
Si el término l´ımn→∞ rnBn fuera diferente de cero, implicar´ıa que el gobierno
cubre sus pagos de capital e intereses con más deuda (esquema Ponzi). O’Connell
y Zeldes (1988) demuestran que, para un número finito de agentes, si un gobierno
intenta funcionar bajo este esquema, llegará un momento en que ningún agente
racional querrá poseer sus obligaciones.
Por esto, para que la pol´ıtica fiscal del gobierno sea sostenible se debe im-
poner la condición de transversalidad:
l´ım
n→∞
rnBn = 0 (1.4)
Si se cumple esta condición, la RPI (1.2) queda expresada como
Bt =
∞
j=1
rt+j (Rt+j − Gt+j) (1.5)
A esta expresión se la conoce como la restricción presupuestaria a valor
presente (RPVP, de aqu´ı en adelante) y denota que el monto de la deuda contra´ıda
en un per´ıodo debe ser igual al valor presente de los futuros déficits o superávits
primarios.
1.1.2 Implicaciones de pol´ıtica fiscal
Pol´ıticas de deuda pública
¿Existe algún nivel de deuda sostenible? La condición de transversalidad
expresa que el valor presente de la deuda del “último” per´ıodo debe ser cero. Esto
implica que, en el largo plazo, la deuda no puede crecer más rápido que la tasa de
interés. Bajo este marco, una pol´ıtica de alto endeudamiento se podr´ıa considerar
sostenible, siempre y cuando esté acompañada por altas tasas de interés, siendo
posible un razón deuda/PIB sin l´ımite. Chalk y Hemming (2000) argumentan que
esto no es muy sensato, ya que el gobierno no puede tener recaudaciones de impuestos

más altas que los ingresos que genera la econom´ıa, delimitando los superávits de la
siguiente manera:
Rt − Gt < φYt,
donde Yt es la producción y φ < 1. Entonces, la ecuación (1.5) se puede expresar en
función de los ingresos futuros de la econom´ıa a través de la siguiente desigualdad:
Bt <
∞
j=1
rt+jφYt+j (1.6)
Si la tasa de interés es predominantemente mayor que el crecimiento de la
econom´ıa, el lado derecho de (1.6) converge y la razón deuda/PIB necesitar´ıa estar
acotada.
Existen casos donde, a pesar de que la pol´ıtica fiscal podr´ıa parecer cohe-
rente, ésta no ser´ıa consistente con la RPVP. Chalk y Hemming (2000) argumentan
que si la tasa de interés es lo suficientemente pequeña, la razón deuda/PIB podr´ıa
decrecer asintóticamente hacia cero y al mismo tiempo ser catalogada como insos-
tenible; por ejemplo, en una econom´ıa que experimente altas tasas de crecimiento
de la producción, pero tasas muy bajas de crecimiento de la deuda y una tasa de
interés aún menor.
Relación estocástica entre ingresos y gastos fiscales
Si se asume una tasa de interés estacionaria con media incondicional i la
ecuación (1.1) se puede expresar como
Et + (1 + i)Bt−1 = Rt + Bt, (1.7)
donde Et = Gt + (it − i)Bt−1, esto es, el gasto de gobierno más el pago de intereses
adicionales cuando la tasa de interés está por encima o por debajo de su media
incondicional. Resolviendo (1.7) hacia adelante:
Bt =
∞
t=1
(1 + i)−(j+1)
(Rt+j − Et+j) + l´ım
j→∞
(1 + i)−(j+1)
Bt+j (1.8)

Suponiendo que R y E se comportan como paseos aleatorios con drift:
Rt = α1 + Rt−1 + 1t
Et = α2 + Et−1 + 2t,
la ecuación (1.8) se puede reescribir como:
Gr
t = α + Rt + l´ım
j→∞
(1 + i)−(j+1)
Bt+j + t, (1.9)
donde
Gr
t = Gt + itBt−1
α =
∞
t=1
(1 + i)−(j+1)
(α1 − α2)
=
∞
t=1
(1 + i)−(j+1)
( 1t − 2t)
A partir de (1.9), Hakkio y Rush (1991) eliminan el término de l´ımite y
propone la siguiente ecuación de regresión, la cual permite hacer inferencia sobre la
sostenibilidad fiscal:
Rt = µ + bGr
t + t (1.10)
Hakkio y Rush (1991) indican que si las series {Rt} y {Gt} no son es-
tacionarias, la cointegración es necesaria para que las pol´ıticas del gobierno sean
consistentes con la RPVP. El vector de cointegración debe ser [1, −b] con 0 < b ≤ 1.
Esto coincide con el enfoque de Trehan y Walsh (1988), quienes muestran que si los
ingresos, gastos y deuda (en términos reales) son procesos de ra´ız unitaria, basta con
que el déficit (incluyendo pagos de intereses) sea estacionario para que se cumplan
las ecuaciones (1.5) y (1.4)
Quintos (1995) extiende este análisis y demuestra que la estacionariedad en
diferencias de la deuda es una condición suficiente para que el término l´ımite de la
ecuación (1.4) tienda a cero; no obstante, si el proceso es I(1), el l´ımite aún tiende a

cero, pero a una velocidad de convergencia más lenta3
(versión “débil” de sostenibi-
lidad). Luego, para relacionar estas conclusiones con la ecuación de regresión (1.10),
plantea:
∆Bt = (1 − b)Gr
t − µ − t (1.11)
Suponiendo que Gr
t es I(1), si b = 1, entonces ∆Bt también será I(1), lo
cual se enmarca con la versión débil de sostenibilidad. Por otro lado, ∆Bt sólo es
estacionario si b = 1 y t es estacionario. Con base a lo expuesto, un resumen de las
condiciones de sostenibilidad de Quintos (1995) se puede observar en la Tabla 1.1.
Tabla 1.1: Enfoque de Quintos (1995)
Valores de b y Cointegración en (1.10) provoca ∆Bt ⇒ Conclusión
b = 1 S´ı I(0) Sostenibilidad fuerte
b = 1 No I(1) Sostenibilidad débil
0 < b < 1 No desempeña ningún papel I(1) Sostenibilidad débil
b = 0 No desempeña ningún papel I(1) No sostenibilidad
Fuente: de Castro (2005, p21)
Además de lo discutido, Hakkio y Rush (1991) demuestran que si 0 < b < 1,
el valor de la deuda sin descontar tiende a infinito. Esto significar´ıa que para que se
cumpla la RPVP en (1.5) se requiere tasas de interés que compensen el crecimiento
abrupto de la deuda. Esto podr´ıa significar que el gobierno tendrá problemas para
comercializar su deuda porque se percibir´ıa como muy riesgosa
1.2 Enfoques de sostenibilidad fiscal
Se han realizado varios estudios internacionales bajo el esquema de la res-
tricción presupuestaria intertemporal. Hakkio y Rush (1991) encuentran que, en los
años 1950-1988, los ingresos y gastos fiscales de Estados Unidos cointegraban con
0 < b < 1; as´ı, catalogan al déficit respectivo como “demasiado grande”, esto es, que
se requer´ıa de un esquema Ponzi para financiarlo. Quintos (1995) refuta la necesidad
3
Para más información en detalle ver Quintos (1995, pp410-411).

de que exista cointegración, y al incorporar los conceptos de sostenibilidad débil y
fuerte, argumenta que los hallazgos de Hakkio y Rush (1991) se enmarcan en una
situación de sostenibilidad débil. de Castro (2005) estudia el caso de España antes
de 2005, y encuentra que la pol´ıtica fiscal estaba encaminada hacia la sostenibilidad
fuerte.
Sin embargo, existen otros autores que cuestionan la capacidad de la RPI
para evaluar sostenibilidad y proponen otros enfoques, los más importantes se de-
tallan a continuación.
Chalk y Hemming (2000) examinan la manera en que la sostenibilidad fiscal
se ha evaluado en distintos trabajos del Fondo Monetario Internacional (FMI). La
mayor´ıa de análisis de sostenibilidad parten del enfoque teórico de la restricción
presupuestaria intertemporal, pero este enfoque tiene serias limitaciones siendo la
consecuencia más importante que no limita el tamaño de la deuda o de los déficits,
estos pueden ser grandes y aun as´ı seguir cumpliendo la RPVP con tal que aquello
se compense, en valor presente, con los futuros superávits primarios.
Ellos resaltan los trabajos del FMI cuyo enfoque se basa en la medición
de indicadores de sostenibilidad, donde se presta menos atención a la definición
formal de la RPVP y se centran en las nociones intuitivas de los indicadores. Si bien
la arbitrariedad para definir la sostenibilidad es un limitante, este enfoque tiene
posiciones más prudentes en casos en que la pol´ıtica fiscal se caracteriza por alta
deuda y déficits primarios.
Ante la crisis del enfoque de la Organización para la Cooperación y el Desa-
rrollo Económico (OCDE) que evaluaba la sostenibilidad de sus pa´ıses miembros a
través del déficit ajustado c´ıclicamente (CAB, por sus siglas en inglés), Blanchard
(1990) propone un conjunto de indicadores para responder a cuatro preguntas sobre
la pol´ıtica fiscal, entre ellas su sostenibilidad. Para esta tarea sugiere tres indicadores
con los cuales se conocerá si la pol´ıtica fiscal es viable o tendrá que reajustarse en
el futuro.
El primero es el indicador de brecha primaria que busca el déficit primario
permanente necesario para estabilizar el ratio de deuda. El segundo indicador es
el de brecha fiscal que muestra el incremento en la relación impuestos sobre PIB

(presión fiscal) necesaria para que la deuda sea sostenible dadas las pol´ıticas de
gasto corriente. El tercero es el indicador de brecha fiscal de mediano plazo que
mide la cantidad de presión fiscal que tiene que aumentar en los próximos N años
para estabilizar el ratio de deuda y las expectativas futuras de gasto.
Bohn (2007) discute si las condiciones de estacionariedad y cointegración
utilizadas frecuentemente para evaluar sostenibilidad son necesarias para una pol´ıti-
ca fiscal consistente con la RPI. Afirma que la RPI se puede satisfacer con series de
deuda, ingresos y gastos (incluyendo intereses) con un orden de integración arbitra-
riamente alto4
y no solo con series I(1), a más de esto, la sostenibilidad se puede
dar si los ingresos y gastos no están cointegrados como también menciona Quintos
(1995).
En otras palabras, las pruebas de estacionariedad sobre la deuda no pueden
concluir que la pol´ıtica fiscal no es sostenible, as´ı mismo con las pruebas de coin-
tegración entre ingresos y gastos. Presenta como una alternativa más prometedora
evaluar la situación fiscal a través de un enfoque de funciones de reacción de pol´ıtica
con corrección de errores.
1.3 Estudios de sostenibilidad fiscal para el caso
ecuatoriano
Dentro la de investigación económica se han realizado varios estudios so-
bre la sostenibilidad de la pol´ıtica fiscal en el Ecuador tanto enfoques similares al
planteado en la presente tesis como también desde otras perspectivas metodológicas.
Los dos estudios previos relacionados a las implicaciones testeables de la RPI
fueron realizados por Hidalgo y Villavicencio (2000) y Álvarez (2006). El presente
trabajo viene a ser una actualización de aquellos estudios con el aporte adicional del
análisis de los quiebres en relación de cointegración.
Hidalgo y Villavicencio (2000), analizan la estacionariedad de la deuda (me-
dida en deuda pública externa en manos de los tenedores privados a valor de mer-
4
Esto significar´ıa que habr´ıa que diferenciar las series un número arbitrario de veces para que lleguen a ser
estacionarias.

cado) sobre PIB evaluándola a través del test de ra´ız unitaria de Phillips y Perron,
y determinan si existe cointegración entre las series deuda y PIB. El periodo de
estudio fue de 1994-2000 (28 datos trimestrales).
Se obtuvo que la deuda sobre PIB es estacionaria y que exist´ıa cointegración
entre las series deuda y PIB. La conclusión es que la deuda s´ı es sostenible, los
resultados cumplen con la RPI y por ende la condición de transversalidad. Además
indicaron que el problema no era de solvencia sino de falta de liquidez, por lo que
en aquel momento recomendaron refinanciar la deuda externa ecuatoriana.
Álvarez (2006), prueba la existencia de cointegración con las variables de
ingresos, gastos y PIB a través del test de cointegración de Johansen y estima el valor
del coeficiente de cointegración. Dicho trabajo no solo concluye si la pol´ıtica fiscal
es o no sostenible, añade los conceptos de sostenibilidad fuerte y débil de Quintos
(1995). El periodo de estudio fue de 1994-2005 (48 datos trimestrales).
El test de Johansen determinó que existen dos relaciones de cointegración
entre las variables antes mencionadas y el coeficiente de cointegración b tuvo un
valor entre 0 y 1. Los resultados llevaron a la conclusión de que la pol´ıtica fiscal
es débilmente sostenible, pero que aun cuando los gastos estaban por encima de los
ingresos (0 < b < 1) se pod´ıa cumplir la RPI y la condición de no Ponzi si se utilizaba
una parte de esos gastos para pagar la deuda tal que no creciera por encima de su tasa
de interés. La autora recomendaba crear un fondo de estabilización para neutralizar
la volatilidad del mercado de petróleo y establecer l´ımites al endeudamiento o gastos.
Otros estudios de sostenibilidad como Astorga (2002), Maldonado y Fernández
(2007) y Uribe (2007) plantean escenarios para evaluar cambios en la pol´ıtica fiscal y
en el panorama de los precios del petróleo, y de esta manera analizar la sostenibilidad
de las cuentas fiscales en un horizonte temporal a mediano y largo plazo.
Astorga (2002), analiza la sostenibilidad de la deuda del sector público
(SPNF) mediante la metodolog´ıa de la restricción intertemporal, en la cual el re-
sultado del déficit debe ser igual al financiamiento, y además, se realiza un modelo
dinámico de simulación para estimar de manera numérica la sostenibilidad del en-
deudamiento. Con el fin de desarrollar esta metodolog´ıa, se consideraron seis posibles
escenarios que evalúan las caracter´ısticas históricas de la pol´ıtica fiscal.

Como conclusiones, dice que el sector público requiere emprender un esfuer-
zo fiscal para elevar el superávit primario y fortalecer la solvencia en el largo plazo.
Esto debe llevar a analizar reformas estructurales que mejoren la viabilidad fiscal.
Recomendó crear una Unidad Técnica de Endeudamiento (UTE) para fomentar la
coordinación y cooperación en el proceso de contratación de deuda.
Maldonado y Fernández (2007), parte del trabajo realizado por Astorga
(2002). En este trabajo se evalúa la sostenibilidad a mediano plazo de la pol´ıtica
fiscal a través de simulaciones de Monte Carlo y la optimización del esfuerzo fiscal.
Los resultados concluyeron que la pol´ıtica fiscal no era sostenible, y si se
manten´ıan inalterables los programas de gastos y no exist´ıa un cambio en la nor-
mativa impositiva, la relación deuda/PIB crecer´ıa en un futuro cercano. También
expresaron que la pol´ıtica de incremento salarial del sector público deber´ıa ser mucho
más austera de lo que hab´ıa sido su comportamiento histórico.
Por su parte, Uribe (2007) se basa en el marco teórico propuesto por Chalk
y Hemming (2000) y realiza la medición de los indicadores de sostenibilidad de
Blanchard (1990); la brecha del déficit primario y la brecha en la recaudación de
impuestos. Por medio de ambos indicadores analiza una serie de escenarios para
obtener conclusiones sobre la sostenibilidad fiscal para Ecuador.
Determinó que el nivel de deuda y el nivel de gasto fiscal del Gobierno
Central no son sostenibles en el largo plazo. Esto se debe principalmente a que
Ecuador es altamente dependiente del petróleo y no posee una fuente de ingresos
permanentes para financiar los gastos permanentes que se generan. Añade al igual
que los otros autores, que la estructura del gasto es un problema y ve dif´ıcil revertir
la situación por la rigidez legal y la inflexibilidad social de ciertos gastos como los
subsidios.

Cap´ıtulo 2
Datos
En este cap´ıtulo se consideraron datos del periodo de estudio 1994-2014
del Presupuesto del Gobierno Central (PGC) y del Sector Público No Financiero
(SPNF) obtenidos de las publicaciones disponibles del Banco Central del Ecuador
(BCE). Hay que tomar en cuenta que en el SPNF, los datos no son comparables
antes del 2008 debido a que antes de ese año no se inclu´ıan los rubros por concepto
de subsidios a combustibles.
En la primera sección se hará un análisis de la evolución de las principales
variables de interés para este trabajo: ingresos, gastos y PIB. En la segunda sección
se detallarán más a fondo los ingresos y gastos desagregados por sus componentes
principales, y los déficits que se han ido acumulando. En la tercera sección se anali-
zará la deuda pública y su composición. Las cifras utilizadas dentro de este cap´ıtulo
se presentan en los Anexos.
2.1 Evolución histórica de los ingresos, gastos y
PIB nominal
En la década de los 90s, la econom´ıa ecuatoriana se hab´ıa caracterizado por
desequilibrios macroeconómicos como altas inflaciones y pérdida de poder adquisiti-
vo del sucre frente a otras monedas, sumado a problemas de coyuntura internacional
como el conflicto bélico con Perú en 1995. Durante esta década el PIB nominal ven´ıa

Cap´ıtulo 2. Datos 15
creciendo cada año, pero aquello se revierte en 1998 donde este indicador presentó
tasas de variación negativas hasta el año 2000, producto del fenómeno del niño en
1998 y la última gran crisis financiera que sufrió el pa´ıs que trajo consigo una recesión
productiva.
Luego del proceso de dolarización en el año 2000, corregido el problema
de altas inflaciones y constantes devaluaciones de la anterior moneda, Ecuador ha
logrado mantener una tendencia creciente de su PIB nominal hasta la actualidad,
considerando un leve estancamiento en el 2009 debido a la crisis financiera mundial.
Según el Ministerio de Finanzas, el PGC es la parte que es administrada
directamente por el Gobierno y sus instituciones. En el SPNF se incluyen entidades
que gestionan la prestación de bienes y servicios como ministerios, universidades
públicas, Gobiernos Autónomos Descentralizados y empresas públicas.
Entre los años 1994 a 1999, los gastos del PGC estaban ligeramente por
encima de los ingresos. A partir del 2000 los ingresos y gastos ven´ıan creciendo
prácticamente a la par hasta el año 2008 donde se produce una brecha cada vez
más creciente entre ambas variables, los gastos desde el 2008 a la actualidad han
estado muy por encima de los ingresos recibidos. Una prueba de aquello es que al
2014, los ingresos del PGC representaron 20.13 % en proporción al PIB, mientras
que los gastos 26.65 % sobre PIB, en comparación por ejemplo, al año 2006 que
fueron 14.73 % y 14.98 % o al año 1999 con 13.69 % y 16.11 %, respectivamente.
En los ingresos y gastos del SPNF no ha sido muy distinto el comporta-
miento. Los ingresos para el 2008 fueron de 35.72 % y los gastos 35.24 % y al 2014
los ingresos alcanzaron el 38.87 % y los gastos 44.12 %, datos sobre PIB.
Las tasas de variación porcentual de los ingresos y gastos del PGC y del
SPNF, indican que cuando hubo un incremento significativo en los ingresos como
en el 2008, los gastos también incrementaron su variación a proporciones incluso
mayores, lo que denota un comportamiento de expansión del gasto cuando hay
mayores ingresos en la econom´ıa producidos especialmente por aumentos en el precio
del petróleo.

2.2 Análisis de los principales componentes de los
ingresos y gastos
2.2.1 Ingresos
Los ingresos petroleros han sido parte fundamental de la administración
pública. Si bien los ingresos no petroleros son mayores a los petroleros a lo largo de
la muestra, en el 2008 los ingresos petroleros (en términos nominales) tuvieron un
ascenso de 163 % en comparación al año anterior respectivo, en el 2009 la variación
porcentual se situó en -50.49 %, debido a la crisis financiera mundial que afectó el
precio del petróleo y otros commodities. Sin embargo al año siguiente el petróleo
vuelve a recuperar sus precios, bordeando los 100 dólares por barril, para luego en
el 2014 volver a bajar por razones de oferta y demanda en el contexto internacional.
Aun as´ı, el periodo 2008 al 2014 fue una época donde el PGC recibió por
concepto de petróleo $31,709 millones de dólares, cifra que no es superada ni su-
mando todos los ingresos del resto de la muestra (incluso ajustando por inflación),
lo que indica una mayor relevancia del petróleo en estos últimos años dentro de las
finanzas públicas del gobierno.
Con respecto a los ingresos no petroleros, lo conforman en mayor cantidad
los ingresos tributarios, y una pequeña parte corresponde a los no tributarios y
transferencias. Estos ingresos dentro de la muestra siempre han estado por encima
de los ingresos petroleros.
En 1999, año en que se desató la crisis financiera en Ecuador, los ingresos no
petroleros (en términos nominales) sufrieron una ca´ıda, siendo su variación porcen-
tual de -27.57 %. A partir del 2000 se observan variaciones porcentuales positivas en
todos los años, excepto en el 2003 donde se mantuvo constante. Esto se da no solo
porque la econom´ıa ecuatoriana pudo estabilizarse a partir de la dolarización, sino
también porque la pol´ıtica fiscal tomó mayor importancia dentro de las decisiones a
nivel económica al ya no poder hacer uso de los instrumentos de pol´ıtica monetaria.
La relación sobre PIB de los ingresos petroleros ha oscilado entre el 3 % y
7 % para el PGC, mientras que los ingresos no petroleros que en 1994 llegaban a

6.76 % han ido incrementado su tamaño hasta situarse en 16.53 % al 2014.
En el SPNF, el comportamiento desde el 2008 ha sido similar, los ingresos
no petroleros están por encima de los petroleros, hay un mayor aumento de los no
petroleros en relación al PIB y grandes aumentos de los ingresos petroleros desde el
2008.
2.2.2 Gastos
Continuando con el análisis de los componentes del PGC, los gastos están
divididos en gastos corrientes y gastos de capital. Los gastos corrientes son aquellos
que están destinados al mantenimiento de las operaciones del gobierno, es decir, son
gastos de consumo. Los gastos de capital están destinados a proyectos de inversión
o de adquisición de activos públicos.
Para el periodo 1994-2014, los gastos corrientes son mayores a los gastos de
capital. Ambos gastos han venido creciendo de una forma más acelerada a partir del
año 2008.
La relación con respecto al PIB de los gastos corrientes ha pasado de 9 % en
1994 a 14.90 % en 2014, hubo un incremento de alrededor de 6 puntos porcentuales
en 20 años. Mientras que la relación de los gastos de capital pasó de 2.54 % en
1994 a 11.75 % en 2014, un aumento de 9.21 % en relación al PIB, la mayor parte
de este incremento comenzó a partir del 2008 debido a los proyectos estratégicos
impulsados por el actual gobierno. Sin embargo, no deja de ser preocupante que los
gastos corrientes tengan predominancia.
En los gastos corrientes y de capital del SPNF, se tornan aún más predomi-
nantes los gastos corrientes en comparación a los gastos de capital. Al año 2008 los
gastos corrientes sobre PIB eran de 23.9 % versus los 11.33 % de gastos en capital,
para el año 2014 llegaron a 28.83 % y 15.29 %, respectivamente.

2.3 Evolución de la deuda pública y los déficits
fiscales
2.3.1 Deuda pública
La deuda pública es un problema estructural con el que Ecuador ha tenido
que lidiar desde su inicio como nación. No obstante, desde el boom petrolero en
la década de los 70s, comienza el alto endeudamiento externo. Para 1994 la deuda
pública externa alcanzaba el 60.61 % sobre PIB y la deuda pública total el 68.11 %.
Para el año 1999 donde se agudiza la crisis financiera, la deuda pública total fue
del 87 %. A partir del año 2000, la deuda externa en relación al PIB inicia un
comportamiento decreciente hasta el 2009 llegando a niveles del 11.82 % para luego
volver a ganar peso en los años siguientes. Al 2014 la deuda externa cerró en 17.49 %.
La deuda interna ha ido ganando participación con respecto a la deuda total, en el
2014 la deuda interna sobre PIB fue de 12.49 %, un nivel similar al presentado en el
2001.
Figura 2.1: Evolución de la deuda pública interna y externa sobre PIB
0%
10%
20%
30%
40%
50%
60%
70%
80%
90%
100%
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
2010
2011
2012
2013
2014
Deuda pública total/PIB Deuda pública externa/PIB
Deuda pública interna/PIB
Fuente: Datos obtenidos del Banco Central del Ecuador
Al cierre del 2014, la deuda a valor nominal superaba los $30 mil millones

de dólares (30 % sobre PIB). El l´ımite constitucional de endeudamiento público para
Ecuador es del 40 %5
.
La deuda externa al término del 2014 estaba conformada por deuda bilateral
(45.30 %), multilateral (37.30 %) y los bonos Brady, Global y Soberanos (17.40 %).
La deuda bilateral son préstamos concedidos por otros pa´ıses a Ecuador, all´ı se
encuentra la República Popular de China que consta como el principal acreedor:
el 65 % del total de la deuda bilateral corresponde a préstamos de aquel pa´ıs. La
deuda multilateral es la que conceden organismos financieros internacionales, de
los cuales el BID y la CAF son los mayores acreedores. Y finalmente, los bonos
son instrumentos financieros que se colocan en los mercados internacionales con el
objetivo de buscar financiamiento y diversificar la deuda.
La deuda interna por su parte, está conformada por t´ıtulos y certificados
(93.79 %) y entidades del estado (6.21 %). Dentro de los t´ıtulos y certificados están
los bonos de largo plazo que al 2014 representaban la totalidad de esta deuda. En
las entidades del estado que sirven con financistas del gobierno, están el Banco del
Estado y el Instituto Ecuatoriano de Seguridad Social (IESS), siendo este último el
principal acreedor.
Vale la pena hacer mención a los gastos por amortizaciones y por intereses
del PGC (base caja), es decir los gastos por servicios de la deuda. Las cifras en
año base 2000 para los gastos por amortizaciones muestran que cuando se decidió
reestructurar una parte de la deuda externa en 2008, al siguiente año los gastos por
amortización cayeron en $379 millones de dólares, el segundo año más bajo dentro
de la muestra, en los siguientes años, este gasto fue incrementándose. Para el 2014
se gastaron $1,380 millones de dólares, un gasto mucho mayor que cuando la deuda
pública total llegaba al 90 % sobre PIB. El único año que supera este gasto por
amortización es el 2006 donde se destinaron $1,594 millones de dólares.
Los gastos por intereses también sufrieron una ca´ıda debido a la reestruc-
tración de la deuda: en el 2009 se gastaron $220 millones de dólares, el nivel más
bajo en los últimos 20 años. Al 2014, los pagos por intereses de deuda fueron de
$525 millones de dólares, cifra cercana a lo que se pagaba en algunos años anteriores
5
Art. 124 del Código Orgánico de Planificación y Finanzas Públicas.

al default del 2008. El año donde ocurrió el mayor pago por intereses fue en el 2000,
con $804 millones de dólares.
2.3.2 Déficit fiscal
El déficit o superávit fiscal es la diferencia entre los ingresos y gastos fiscales,
si los gastos son mayores a los ingresos se dice que hay déficit, aquella diferencia
negativa tendrá que ser financiada con deuda.
Figura 2.2: Evolución del déficit del PGC y SPNF (base devengada)
-7%
-6%
-5%
-4%
-3%
-2%
-1%
0%
1%
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
2010
2011
2012
2013
2014
Déficit SPNF/PIB Déficit PGC/PIB
Fuente: Datos obtenidos del Banco Central del Ecuador
El déficit del PGC para el año 2014 fue de 6.38 % como porcentaje del PIB,
es decir, $6,412 millones de dólares, el déficit más alto del periodo 1994-2014. En los
años 1998 y 1999 donde se sintieron los efectos de la crisis financiera del Ecuador, el
déficit fue de 3.43 % y 2.42 %, y en la crisis financiera mundial del 2009 fue de 4.2 %.
Hay que considerar que la baja del precio del petroleo a mediados del 2014 fue un
gran inconveniente para el financiamiento de los gastos que hab´ıan sido planficados
pero ya al 2013 el déficit era de 5.78 %, año en que no se presentaron problemas
externos ni hubo crisis. Desde el 2001 hasta el 2007, el déficit ven´ıa oscilando entre
el 0 % y 1 %.

En el SPNF, se tuvo un pequeño superávit en el 2008 de 0.49 %, luego al
siguiente año existió un déficit de 3.57 % por efecto de la crisis mundial al igual que
en el PGC. Al 2013, el déficit ya era de 4.60 % y al final del 2014, el déficit cerró en
5.25 %, $5,278 millones de dólares.
Las cifras manifiestan que es necesario prestar especial atención al nivel de
déficit que se ha estado acumulando en estos últimos años. Este análisis en cojunto
sirve como motivación para evaluar la sostenibilidad de las finanzas públicas que se
abordará en el siguiente cap´ıtulo.

Cap´ıtulo 3
Resultados
En este cap´ıtulo final se presentará y analizará los resultados de las dis-
tintas técnicas econométricas utilizadas para evaluar la sostenibilidad de la pol´ıtica
fiscal. En la primera sección se hará una breve descripción sobre las propiedades es-
tocásticas de las variables ingresos y gastos en términos reales y normalizadas sobre
PIB real. En la segunda sección se aplicará el procedimiento de Quintos (1995) para
evaluar sostenibilidad, esto es, la estimación del coeficiente b de la ecuación (1.10)
por el método de m´ınimos cuadrados completamente modificados6
(FM-OLS, por
sus siglas en inglés), seguido de un análisis de cointegración entre ingresos y gastos
del gobierno.
Por último, en la tercera sección se evaluará si existió quiebre en la relación
de cointegración, a través de los métodos descritos en los apéndices de este trabajo.
3.1 Propiedades estocásticas de las variables in-
gresos y gastos
El análisis de sostenibilidad planteado en el Cap´ıtulo 1 supone que las va-
riables de ingresos y gastos del gobierno son procesos I(1)7
. Para evaluar qué tan
plausible es este supuesto, se aplicaron las siguientes pruebas a las series: los tests de
6
Para la estimación de la matriz de covarianzas se utilizó el kernel espectral cuadrático con selección automática
para el ancho de banda, procedimiento sugerido por Andrews (1991).
7
Un proceso I(d) es aquel que se vuelve estacionario cuando se diferencia d veces.

Cap´ıtulo 3. Resultados 23
Dickey-Fuller aumentado (ADF) y Phillips-Perron (PP) para ra´ız unitaria, además
del test de KPSS para estacionariedad.
El test de Dickey-Fuller considera un proceso autorregresivo AR(1) para las
series. Su hipótesis nula es que existe ra´ız unitaria, lo cual impide el contraste a
través de una prueba t con las variables en niveles (Dickey & Fuller, 1979, p427).
Para resolver esto, se plantea la regresión entre la primera diferencia de la serie y el
primer rezago.
El estad´ıstico DF se calcula como en la t´ıpica prueba t para la significancia
del coeficiente del término rezagado, pero no sigue una distribución t de Student; su
distribución no es estándar y Dickey y Fuller (1979) simularon los valores cr´ıticos pa-
ra distintos tamaños muestrales, luego MacKinnon (1996) extendió esta simulación.
Un rechazo de la prueba indica que la serie carece de ra´ız unitaria.
La versión aumentada del test contrasta la existencia de ra´ız unitaria para
procesos autorregresivos superiores de tipo AR(p) y no solo en procesos AR(1) como
se plantea en la prueba original. Este test corrige problemas de autocorrelación en
los errores incorporando en la regresión los rezagos de la primera diferencia. Se
plantea la misma hipótesis nula y alternativa que en DF. Para elegir el número
de rezagos óptimos a incluir en la ecuación, en este trabajo se utilizó el criterio
de información Akaike (AIC), Hannan Quinn (HQ) y el Criterio de Información
Bayesiano de Swcharz (BIC).
Phillips y Perron (1988) utilizan una modificación no paramétrica de la
prueba t en el modelo AR(1). Al igual que el ADF también corrige autocorrelación
serial a más de que considera la posibilidad de heterocedasticidad en el término del
error y utiliza el estimador de Newey-West para tratar estos problemas. La hipótesis
nula y la alternativa son las mismas planteadas para los anteriores test.
El test de KPSS formulado por Kwiatkowski, Phillips, Schmidt y Shin
(1992) prueba la existencia de estacionariedad en torno a un nivel constante. Divide
la serie en un componente de paseo aleatorio más un componente estacionario. Se
contrasta la hipótesis nula de estacionariedad haciendo inferencia sobre la varianza
del paseo aleatorio.
Los datos utilizados para la aplicación econométrica son de frecuencia tri-

mestral. Utilizando toda la información trimestral disponible en las bases del BCE,
la muestra comienza en el primer trimestre de 1994 y termina en el último de 2014.
La nomenclatura utilizada para hacer referencia a, por ejemplo, el tercer trimestre
del año 2005 es 2005:3.
Las series de ingresos y gastos (incluyendo pagos de intereses) utilizadas
para la estimación de (1.10), as´ı como para los contrastes de cointegración, están
expresadas en dólares del año 2000 deflactando con el Índice de Precios al Consumi-
dor8
. También se consideran las series reales divididas para el PIB real (ambos con
año base 2000), siguiendo Hakkio y Rush (1991).
Tabla 3.1: Tests de ra´ız unitaria
Niveles Primera diferencia
ADF Zt ADF Zt KPSS
Variables reales
Ingresos -0.523 -1.152 -8.663*** -9.849*** 0.152
Gastos 0.793 -0.215 -4.488*** -26.86*** 0.321
Variables reales sobre PIB real
Ingresos -1.418 -2.197 -8.828*** -10.489*** 0.181
Gastos -0.694 -2.461 -3.601*** -26.488*** 0.162
∗∗∗
p < 0,01; ∗∗
p < 0,05; ∗
p < 0,1
Los resultados obtenidos en la Tabla 3.1 muestran que en las variables reales
de ingresos y gastos los estad´ısticos ADF y PP (Zt) no rechazan la H0 de ra´ız unitaria
al 1 %, 5 % y 10 % de nivel de significancia. En los ingresos y gastos normalizados
por PIB real se observa un comportamiento similar, los estad´ısticos ADF y PP no
rechazan la H0 en todos los niveles de significancia para ambas variables. Se tiene
como conclusión que las variables presentan ra´ız unitaria.
Para determinar qué orden de integración presentan las variables, se eva-
8
La obtención y transformación de datos, incluyendo el tratamiento de los valores en sucres, se detallan en el
Apéndice A.

luaron las primeras diferencias de ingresos y gastos (reales y sobre PIB real). Las
pruebas ADF y PP rechazan la nula de ra´ız unitaria con p < 5 % (incluso menor a
1 %) a favor estacionariedad. Además se computó el test KPSS para estacionarie-
dad, el cual no rechaza la H0 en todos los niveles de significancia. Dichos resultados,
en conjunto con los test ADF y PP, prueban que los ingresos y gastos en términos
reales y normalizados por PIB siguen un proceso I(1).
3.2 Modelo sin quiebre
Quintos (1995) sugiere que primero se debe inferir el valor del coeficiente
b de la ecuación de regresión (1.10). Luego, se realiza un análisis de cointegración
entre las series de ingresos y gastos.
Los ingresos y gastos presentan un problema de endogeneidad. Si existe una
baja de ingresos del gobierno, aquello se traducir´ıa en menor gasto público. Esto
hará que haya menos dinero inyectado en la econom´ıa a través de las pol´ıticas de
gasto y podr´ıa conllevar a un menor dinamismo de la demanda interna, por ende,
habrá menos recaudación de impuestos. Es decir, una baja de ingresos afecta a los
gastos, y un menor gasto afecta a los ingresos fiscales suponiendo un incentivo menor
a la demanda agregada. Debido a esto, se utilizará el método de m´ınimos cuadrados
completamente modificados (FM-OLS) para estimar los paramétros de la ecuación
cointegradora (1.10).
Este método está formulado para regresiones con variables I(1) y aplica co-
rrecciones a los estimadores para endogeneidad y autocorrelación serial (Ver Apéndi-
ce D).
Teniendo esto en cuenta, se realizó la estimación de (1.10) por m´ınimos
cuadrados ordinarios, y FM-OLS. Se utilizaron tanto las variables en términos reales
como normalizadas por PIB real. Luego, se aplicaron pruebas de estacionariedad
sobre los residuos estimados, siguiendo el Apéndice B.1, tomando en cuenta que las
pruebas ADF9
y Zt no utilizan los valores cr´ıticos usuales, sino los propuestos por
9
El número de rezagos en la prueba ADF fue obtenido estimando el modelo incluyendo p = 6 rezagos. Si el
coeficiente del rezago p no es diferente de cero (al 5 % de significancia), se vuelve a estimar el modelo con un rezago
menos, hasta que el coeficiente del último rezago sea estad´ısticamente significativo.

Phillips y Ouliaris (1990)10
.
Tabla 3.2: Pruebas de cointegración - modelo sin quiebres
Modelo: Valores Cr´ıticos
Rt = µ + bGr
t + εt OLS FM-OLS Johansen 1 % 5 %
Variables reales
ˆb+
0.712 0.744 0.776
ADF (3 rezagos) -2.019 -1.943 -3.962 -3.365
Zt -6.855*** -7.093*** -3.962 -3.365
Traza (r = 0) 19.240** 20.04 15.41
Traza (r ≤ 1) 0.050 6.65 3.76
t+
(H0 : b = 0) 20.128 2.326 1.645
t+
(H0 : b = 1) -6.922 -2.326 -1.645
Variables reales sobre PIB real
ˆb+
0.605 0.669 0.725
ADF (3 rezagos) -2.425 -2.409 -3.962 -3.365
Zt -6.469*** -6.972*** -3.962 -3.365
Traza (r = 0) 24.065*** 20.04 15.41
Traza (r ≤ 1) 1.804 6.65 3.76
t+
(H0 : b = 0) 12.708 2.326 1.645
t+
(H0 : b = 1) -6.273 -2.326 -1.645
∗∗∗
p < 0,01; ∗∗
p < 0,05; ∗
p < 0,1
Por último, se estimó un modelo de corrección de errores siguiendo los méto-
dos de Johansen. Bajo este esquema se realizó el test de la traza de Johansen, y se
estimó el vector de cointegración11
.
En la Tabla 3.2 se presentan los resultados obtenidos. Tanto para los residuos
estimados por OLS y FM-OLS, como para las especificaciones de las variables en
10
Las distribuciones de los estad´ısticos dependen del orden polinomial de la tendencia determin´ıstica y del
número de regresores (Phillips & Ouliaris, 1990).
11
Para más información sobre las pruebas de cointegración, ver Apéndice B.

términos reales y sobre PIB, la prueba ADF no rechaza la hipótesis nula de no
cointegración (incluso al 10 % de significancia), mientras que la prueba PP s´ı la
rechaza para todos los niveles de significancia.
El estad´ıstico de la traza de Johansen que evalúa la nula de que no existen
relaciones de cointegración (r = 0) rechaza H0 al 5 % de significancia para ambas
especificaciones. Por otro lado, el estad´ıstico para r ≤ 1 indicar´ıa que existe como
máximo una relación de cointegración.
La prueba de la traza refuerza los resultados de la prueba PP, que indican
existencia de cointegración (al 5 % de significancia, pero no al 1 %). Las pruebas
en conjunto (ADF, PP y traza de Johansen) no muestran información concluyente
sobre la existencia de cointegración, por lo que el análisis de regresión podr´ıa no ser
válido y se podr´ıa estar cayendo en una situación de estimación espuria.
En todos los casos las estimaciones puntuales de b indican que está entre
0 y 1. También se planteó dos pruebas t completamente modificadas12
, la primera
contrasta si b = 0 y la segunda b = 1. Los resultados favorecen 0 < b < 1. Bajo el
enfoque de Quintos (1995), estos resultados se enmarcan en una situación en la que la
pol´ıtica fiscal es sostenible en el sentido débil. Esto significa que los déficits pueden
ser financiados cumpliendo con la RPVP en la ecuación (1.5), sin embargo, las
condiciones de endeudamiento serán menos favorables y será más dif´ıcil comercializar
la deuda pública.
3.3 Modelo con quiebre
Como se mencionó en la sección anterior, los resultados del modelo sin
quiebre no son concluyentes. Los tests de ra´ız unitaria y contrastes de cointegración
como Johansen pierden potencia en presencia de quiebre estructural.
Dada la pol´ıtica de gasto expansivo que el pa´ıs ha tenido en los últimos
años(de 35.24 % al 2008 a 44.12 % del PIB al 2014), además de los precios históricos
de la época del boom petrolero reciente que incentivaron aún más a programas de
12
Se planteó las hipótesis alternativas de tal manera que fueran pruebas de una cola (cola derecha en la primera,
izquierda en la segunda).

gasto público elevado, con énfasis en un nivel de gasto corriente considerable (28.83 %
del PIB al 2014), se torna necesario considerar la posibilidad de quiebre estructural.
Debido a este escenario, se emplearon los test de Gregory y Hansen (1996),
Hansen (2002) y Quintos (1995), descritos en los Apéndices C, E, F del presente
estudio, que evalúan la posibilidad de quiebres en la relación de cointegración.
El test de Gregory-Hansen examina posibles cambios estructurales en el
vector de cointegración en un punto desconocido en la muestra. Considera tres mo-
delos para llevar a cabo esta prueba, cambio de nivel, cambio de nivel con tendencia
y cambio de régimen, este último modelo es utilizado en este trabajo. Propone el
estad´ıstico ADF*, el cual toma el valor del menor estad´ıstico ADF tradicional cal-
culado sobre los residuos del modelo para cada posible quiebre. La fecha asociada
al ADF* indica el posible punto de ruptura. La hipotésis nula para este test es la
ausencia de cointegración versus la hipotésis alternativa de cointegración con cambio
de régimen en un punto desconocido.
El test de Hansen también evalúa la posibilidad de quiebre estructural en el
vector de cointegración en una fecha desconocida. Este test propone tres estad´ısticos
para este fin, el Meanf , Supf y Lc. Para este trabajo, se utilizó el Supf que estudia la
estabilidad de la pendiente a lo largo de la muestra. A diferencia del test de Gregory-
Hansen, este test asume que las variables cointegran y contrasta la hipotésis nula de
existencia de cointegración sin quiebre estructural contra la hipotésis alternativa de
existencia de cointegración con quiebre estrucutral.
Mientras que el test que propone Quintos para cambio estructural, bajo el
marco del modelo de corrección de errores de Johansen, hace inferencia sobre la
estabilidad del rango de la matriz de cointegración, es decir, examina si hubo un
cambio en el número de relaciones de cointegración antes y después del quiebre. La
elección de los posibles quiebres están basados en los tests de Gregory-Hansen y
Hansen.
La Figura 3.1 da a conocer los resultados para el test de Gregory-Hansen.
Se rechaza la H0 de ausencia de cointegración a favor de la alternativa de existencia
de cointegración con cambio de régimen (quiebre en la pendiente y la constante),
para las variables reales y reales sobre PIB real. Hay que recordar que la prueba

Figura 3.1: Test de Gregory-Hansen
2011:1,
ADF*= -7.357489
2011:1,
ADF*= -8.17023
-9
-8
-7
-6
-5
-4
-3
-2
-1
0
1994:1 1999:1 2004:1 2009:1 2014:1
EstadísticoADF
valor crítico al 10% valor crítico al 5%
valor crítico al 1% ADF (variables reales sobre PIB real)
ADF (variables reales)
ADF no rechazó la nula de ausencia de cointegración en el modelo sin quiebre, esto
resalta la importancia del quiebre en la relación.
La fecha asociada al estad´ıstico ADF de menor valor (ADF*) sugiere como
posible quiebre el primer trimestre de 2011 para ambas especificaciones de las va-
riables. Sin embargo, esta fecha suele sobrestimar la verdadera fecha de quiebre13
,
por esto se ha considerado como posibles fechas de quiebre aquellas en las que la
secuencia de estad´ısticos ADF pasa el cr´ıtico de 5 % hacia la zona de rechazo. Estas
fechas son 2008:1 y 2006:3 para las series en términos reales y reales sobre PIB real,
respectivamente.
La Figura 3.2 presenta los resultados para el test de Hansen. La hipótesis
nula de cointegración sin quiebre se rechaza a favor de la alternativa de cointegración
con quiebre. Tanto en términos reales como en reales sobre PIB real, apuntan a que
s´ı existió quiebre estructural.
Con respecto al periodo sugerido de quiebre, en las variables reales sobre
PIB el estad´ıstico SupF indica como posible quiebre el tercer trimestre de 2008. Para
13
Las simulaciones de Gregory y Hansen (1996) indican que la distribución de la fecha de quiebre estimada no
es simétrica alrededor de la fecha real, está sesgada hacia la derecha.

Figura 3.2: Test de Hansen
2006:3,
F=66.13638
2008:3,
F=17.845165
0
10
20
30
40
50
60
70
1994:1 1999:1 2004:1 2009:1 2014:1
F (series reales) F (series sobre PIB)
Crítico al 5% (quiebre conocido) Crítico al 5% (SupF)
las variables reales, la serie de los estad´ısticos F es muy volátil14
en comparación a
la de las variables reales sobre PIB real, por lo que se asume que este comporta-
miento denota una clara evidencia en favor de quiebre, ya que toda la secuencia de
estad´ısticos F se encuentra por encima del valor cr´ıtico y el mayor valor F se halla
en el tercer trimestre del 2006.
Para evaluar la estabilidad del rango de la matriz de cointegración se planteó
el test de la traza y el del máximo valor propio de Johansen, aplicado para los
periodos antes y después de las fechas de quiebre sugeridas. Este procedimiento
indica que las variables en términos reales (Tabla 3.3) rechazan la H0: r = 0 en las
primeras submuestras (antes de los quiebres) y no se rechaza r = 1, mientras que
para las segundas submuestras (luego de los quiebres) no se rechaza la H0: r = 0.
Las variables normalizadas por PIB (ver Tabla 3.4) ofrecen las mismas conclusiones.
Como complemento de estos resultados, se calculó el estad´ıstico LR#
(ver
Apéndice F) para todos los posibles quiebres, con las siguientes hipótesis:
14
Para analizar si la volatilidad de la secuencia de los estad´ısticos F en variables reales se produc´ıa por com-
portamientos estacionales, se ajustaron los ingresos y gastos a través del algoritmo ARIMA X12 (census.gov) y se
comprobó que dicha secuencia era muy similar a la presentada en la figura del test de Hansen.

Tabla 3.3: Pruebas de cointegración entre ingresos y gastos reales - modelo con quiebre
Traza Max λ
r = 0 r ≤ 1 r = 0 r ≤ 1 LR#
Toda la muestra 36.17** 0.05 36.12** 0.05
Quiebre en 2006:3 7.68*
1994:1-2006:3 21.19** 0.57 20.62** 0.57
2006:4-2014:4 12.54 2.51 10.03 2.51
Quiebre en 2008:1 6.94*
1994:1-2008:1 20.37** 0.08 20.29** 0.08
2008:2-2014:4 11.77 2.41 9.36 2.41
Quiebre en 2011:1 5.12
1994:1-2011:1 24.40** 0.08 24.32** 0.08
2011:3-2014:4 8.88 1.06 7.83 1.06
Valores cr´ıticos:
5 % 15.41 3.76 14.07 3.76 5.99
1 % 20.04 6.65 18.63 6.65 9.21
∗∗
p < 0,01; ∗
p < 0,05
H0: Se mantiene una relación de cointegración para toda la muestra.
H1: La relación de cointegración se mantiene sólo para la submuestra antes
del quiebre.
En los casos de quiebre en 2006:3 y 2008:1 para los ingresos y gastos reales,
as´ı como en todos los posibles quiebres sugeridos para las variables sobre PIB, se
rechaza la nula al 5 % de significancia. El único caso en que no se rechaza la nula es
cuando hay quiebre en 2011:1 en la relación de las variables reales. Las Tablas 3.3
y 3.4 muestran los estad´ısticos calculados y sus respectivos valores cr´ıticos.

Tabla 3.4: Pruebas de cointegración entre ingresos y gastos reales sobre PIB real -
modelo con quiebre
Traza Max λ
r = 0 r ≤ 1 r = 0 r ≤ 1 LR#
Toda la muestra 38.10** 2.17 35.93** 2.17
Quiebre en 2006:3 8.37*
1994:1-2006:3 24.03** 4.48* 19.55** 4.48*
2006:4-2014:2 16.92* 5.68* 11.24 5.68*
Quiebre en 2008:3 7.49*
1994:1-2008:3 23.15** 0.31 22.84** 0.31
2008:4-2014:2 17.31* 6.56* 10.75 6.56*
Quiebre en 2011:1 6.26*
1994:1-2011:1 26.44** 1.15 25.29** 1.15
2011:2-2014:2 12.61 1.66 10.96 1.66
5 % 15.41 3.76 14.07 3.76 5.99
1 % 20.04 6.65 18.63 6.65 9.21
∗∗
p < 0,01; ∗
p < 0,05
Estos resultados apuntan a que en los periodos posteriores a los quiebres
sugeridos por los tests de Gregory-Hansen y Hansen, los ingresos y gastos dejan
de estar cointegrados, esto es, se deja de observar una relación de equilibrio de
largo plazo entre las variables. Con esta evidencia se puede descartar que los déficits
recientes sean sostenibles en el sentido fuerte; o son sostenibles en el sentido débil o
no son sostenibles.
Finalmente, se realizó la prueba t modificada mediante la estimación por

FM-OLS con el fin de observar si existen diferencias significativas en el coeficiente b
de la ecuación (1.10) a lo largo de la muestra. Se dividió la muestra con las mismas
fechas de quiebre utilizadas anteriormente. En la Tabla 3.5, para los quiebres en
2006:3 y 2008:1, los ingresos y gastos reales en la primera submuestra no rechazan la
H0 de que el coeficiente sea b = 1 a todos los niveles de significancia, mientras que
en la segunda submuestra se concluye 0 < b < 1. En cambio, en el caso de quiebre
en 2011:1, para la primera submuestra se tiene que 0 < b < 1 y en la segunda b = 0
para todos los niveles de significancia.
Se observa que el estimador puntual ˆb disminuye luego de la fecha de quiebre,
en todos los casos; de hecho, su valor es muy cercano a cero luego de 2011:1. Esto
significar´ıa que el gasto público está perdiendo relevancia en la generación de ingresos
fiscales (ambas variables en términos reales).
Al normalizar las variables con el PIB real se obtienen patrones similares
en la estimación, presentados en la Tabla 3.6. En el primer caso, quiebre en 2006:3,
se tiene que 0 < b < 1. Cuando el quiebre es en 2008:3, no se rechaza b = 1 para la
primera submuestra al 5 % (sin embargo, s´ı al 10 %) y en la segunda no se rechaza
b = 0. Si el quiebre es en 2011:1, se tiene que 0 < b < 1 antes del quiebre y b = 0
después, en todos los niveles de significancia. Al igual que en el caso de las variables
reales, los valores de ˆb disminuyen luego de la fecha de quiebre, lo que reafirma el
debilitamiento del v´ınculo entre los ingresos y gastos del gobierno.
Los resultados de esta sección en conjunto, señalan que existió un quiebre
en la relación de cointegración cercano a los periodos 2006 y 2011. Las submuestras
antes del quiebre ponen de manifiesto que el b era cercano a 1, dejando como con-
clusión que la pol´ıtica fiscal fue sostenible en sentido débil. Esto va de la mano con
los resultados de Álvarez (2006) para el periodo de estudio 1994-2005. Si se modela
el quiebre en fechas alrededor del 2007, para los per´ıodos luego del quiebre, se sue-
le concluir que el déficit es sostenible en el sentido débil. Si el quiebre estructural
ocurre en 2011:1, se tiene que el coeficiente b cambia de forma drástica hacia una
situación de no sostenibilidad.

Tabla 3.5: Prueba t modiﬁcada (variables reales)
ˆb t+
0 (b = 0) t+
1 (b = 1)
Toda la muestra 0.74 20.13*** -6.92***
Quiebre en 2006:3
1994:1-2006:3 0.88 5.43*** -0.72
2006:4-2014:4 0.55 5.21*** -4.31***
Quiebre en 2008:1
1994:1-2008:1 0.88 9.12*** -1.20
2008:2-2014:4 0.30 2.04** -4.76***
Quiebre en 2011:1
1994:1-2011:1 0.85 19.35*** -3.45***
2011:2-2014:4 -0.03 -0.20 -6.24***
Valores cr´ıticos
10 % 1.28 -1.28
5 % 1.64 -1.64
1 % 2.33 -2.33
∗∗∗
p < 0,01; ∗∗
p < 0,05; ∗
p < 0,1

Tabla 3.6: Prueba t modiﬁcada (variables reales sobre PIB real)
ˆb t+
0 (b = 0) t+
1 (b = 1)
Toda la muestra 0.64 9.86*** -5.49***
Quiebre en 2006:3
1994:1-2006:3 0.50 3.33*** -3.40***
2006:4-2014:4 0.40 3.08*** -4.58***
Quiebre en 2008:3
1994:1-2008:3 0.86 9.02*** -1.41*
2008:4-2014:4 -0.06 -0.36 -6.75***
Quiebre en 2011:1
1994:1-2011:1 0.75 13.19*** -4.32***
2011:2-2014:4 -0.26 -1.28 -6.18***
10 % 1.28 -1.28
5 % 1.64 -1.64
1 % 2.33 -2.33
∗∗∗
p < 0,01; ∗∗
p < 0,05; ∗
p < 0,1

Conclusiones
La pol´ıtica fiscal ha pasado de un escenario de sostenibilidad débil a uno de
insostenibilidad en los últimos periodos de la muestra de estudio. Dada la pol´ıtica
vigente, la solvencia de las cuentas fiscales a largo plazo no está asegurada y se podr´ıa
necesitar de un esquema Ponzi para financiar los déficits fiscales, lo que incidir´ıa en
la conducta de los agentes en los mercados internacionales.
En los últimos periodos de estudio el gasto público suele estar por encima de
los ingresos y la relación de largo plazo entre estas variables se debilita. Además, el
gobierno está acumulando déficits fiscales a tasas comparables con las pertenecientes
a la crisis financiera de 1999. Debido a esto, las emisiones de deuda del estado
ecuatoriano serán percibidas como más riesgosas, y esta pérdida de credibilidad
crediticia se reflejará en mayores tasas de interés o plazos de vencimiento más cortos.
Las condiciones de endeudamiento a las que el pa´ıs se ha sometido en es-
tos últimos años han causado que los gastos por servicio de deuda estén a niveles
similares antes del default en 2008. Esto podr´ıa traer problemas de liquidez para el
estado ecuatoriano.
El ritmo acelerado al que viene creciendo la deuda/PIB en estos últimos 2
años, evidencia que de mantenerse este comportamiento es probable que el ratio de
deuda pase el 40 % de la regla macrofiscal de endeudamiento público.
Estudios previos para Ecuador ya mostraban problemas en la sostenibilidad
de la pol´ıtica fiscal. Las recomendaciones de estos estudios no fueron tomadas en
cuenta y más bien se han tomado decisiones en la dirección contraria a éstas.

37
Referencias
Álvarez, S. (2006). Análisis de la sostenibilidad de la pol´ıtica fiscal y el
efecto del gasto público sobre la econom´ıa ecuatoriana. per´ıodo 1994–
2005 (Tesis de Grado, Escuela Superior Politécnica del Litoral).
Andrews, D. W. (1991). Heteroskedasticity and autocorrelation consistent
covariance matrix estimation. Econometrica: Journal of the Econometric So-
ciety, 817-858.
Astorga, A. (2002). La sostenibilidad de la deuda pública: el caso del ecua-
dor. Cuestiones económicas. Banco Central del Ecuador.
Blanchard, O. J. (1990). Suggestions for a new set of fiscal indicators. OECD
Publishing.
Bohn, H. (2007). Are stationarity and cointegration restrictions really ne-
cessary for the intertemporal budget constraint? Journal of monetary Eco-
nomics, 54(7), 1837-1847.
Chalk, N. A. & Hemming, R. (2000). Assessing fiscal sustainability in theory
and practice. International Monetary Fund.
De Gregorio, J. (2007). Macroeconom´ıa. Teor´ıa y Pol´ıticas (1era. Edición).
Pearson Education.
de Castro, F. (2005). Una evaluación macroeconométrica de la pol´ıtica fis-
cal en españa. Estudios económicos. Banco de España.
Dickey, D. A. & Fuller, W. A. (1979). Distribution of the estimators for au-
toregressive time series with a unit root. Journal of the American Statistical
Association, 74, 427-431.
Engle, R. F. & Granger, C. W. (1987). Co-integration and error correction:
representation, estimation, and testing. Econometrica: journal of the Econo-
metric Society, 251-276.
Gregory, A. W. & Hansen, B. E. (1996). Residual-based tests for cointegration
in models with regime shifts. Journal of econometrics, 70(1), 99-126.

Referencias 38
Hakkio, C. S. & Rush, M. (1991). Is the budget deficit “too large?”. Economic
inquiry, 29(3), 429-445.
Hansen, B. E. (2002). Tests for parameter instability in regressions with
I(1) processes. Journal of Business & Economic Statistics, 20(1), 45-59.
Hidalgo, M. & Villavicencio, A. (2000). Deuda pública ecuatoriana: un análi-
sis de sostenibilidad (Tesis de Grado, Escuela Superior Politécnica del Litoral).
Johansen, S. (1991). Estimation and hypothesis testing of cointegration
vectors in gaussian vector autoregressive models. Econometrica: Journal of
the Econometric Society, 1551-1580.
Kwiatkowski, D., Phillips, P. C., Schmidt, P. & Shin, Y. (1992). Testing the null
hypothesis of stationarity against the alternative of a unit root: how
sure are we that economic time series have a unit root? Journal of eco-
nometrics, 54(1), 159-178.
Lopez, J. A. (1996). Exchange rate cointegration across central bank regime
shifts. Federal reserve bank of New York.
MacKinnon, J. G. (1996). Numerical distribution functions for unit root
and cointegration tests. Journal of Applied Econometrics, 11(6), 601-618.
Maldonado, D. & Fernández, G. (2007). La sostenibilidad de la pol´ıtica fiscal:
el caso de ecuador. Cuestiones económicas. Banco Central del Ecuador.
O’Connell, S. A. & Zeldes, S. P. (1988). Rational ponzi games. International
Economic Review, 431-450.
Osterwald-Lenum, M. (1992). A note with quantiles of the asymptotic dis-
tribution of the maximum likelihood cointegration rank test statistics1.
Oxford bulletin of economics and statistics, 54(3), 461-472.
Phillips, P. C. & Hansen, B. E. (1990). Statistical inference in instrumental
variables regression with i (1) processes. The Review of Economic Studies,
57(1), 99-125.
Phillips, P. C. & Ouliaris, S. (1990). Asymptotic properties of residual ba-
sed tests for cointegration. Econometrica: Journal of the Econometric Society,
165-193.
Phillips, P. C. & Perron, P. (1988). Testing for a unit root in time series
regression. Biometrika, 75(2), 335-346.
Quintos, C. E. (1993). Rank constancy tests in cointegrating regressions.
Manuscrito no publicado, John M. Olin School of Business, Washington University.

Referencias 39
Quintos, C. E. (1995). Sustainability of the deficit process with structural
shifts. Journal of Business & Economic Statistics, 13(4), 409-417.
Trehan, B. & Walsh, C. E. (1988). Common trends, the government’s bud-
get constraint, and revenue smoothing. Journal of Economic Dynamics and
Control, 12(2), 425-444.
Uribe, C. A. (2007). La sostenibilidad fiscal en ecuador: un análisis desde
la brecha del déficit fiscal y la brecha de mediano plazo en los ingresos
tributarios. Observatorio de la Econom´ıa Latinoamericana, (80).

Apéndice A
Tratamiento de datos
En este trabajo, se ha delimitado las cuentas fiscales al Presupuesto del
Gobierno Central (PGC). La razón se debe a que a partir del 2008 en las cuentas
del Sector Público No Financiero (SPNF) se incluyó los subsidios correspondientes
a combustibles, por lo tanto las cuentas no son comparables entre periodos antes y
después del cambio.
Para el análisis de sostenibilidad se requirió evaluar cointegración entre las
series de ingresos y gastos de la base caja del PGC. Se prefirió la base caja por encima
de la base devengada debido a que en el componente de servicios de la deuda se
encuentran desagregados los intereses y las amortizaciones tanto para deuda interna
como externa. Esto es relevante debido a que el término Gr
t en la ecuación (1.10)
representa los gastos totales sin incluir amortizaciones de la deuda.
Dentro de la serie gastos están incluidos los gastos totales por sectores (ser-
vicios generales, educación y cultura, salud y desarrollo comunal, desarrollo agro-
pecuario, transporte y telecomunicaciones, otros) más los pagos por intereses de la
deuda. En la serie ingresos están los ingresos fiscales (impuestos a las importaciones,
a la renta, al valor agregado, a los consumos especiales, a la circulación de capital,
otros ingresos) más los ingresos por concepto del petróleo.
Aunque la mayor´ıa de estudios de sostenibilidad se limitan a evaluar los
ingresos por impuestos, para el caso particular de Ecuador que depende en gran
medida de las entradas provenientes de la venta de petróleo, se decidió incluirlos
como parte de los ingresos.

Apéndice A. Tratamiento de datos 42
Se utilizaron el Producto Interno Bruto (PIB) real (base 2000) y el Índice de
Precios al Consumidor (IPC) como variables para normalizar los ingresos y gastos15
.
La información histórica de los ingresos y gastos del PGC (base caja) se la
obtuvo de los boletines de Información Estad´ıstica Mensual del Banco Central del
Ecuador (BCE), el PIB en los boletines de Cuentas Nacionales Trimestrales y el
IPC en la base de datos del Instituto Nacional de Estad´ısticas y Censos (INEC). El
periodo de análisis comprende toda la información disponible a la fecha, esto es desde
el año 1994 al 2014. Cabe mencionar que las cifras del año 2014 son provisionales.
Existen 84 observaciones para el periodo de estudio y su frecuencia es trimes-
tral. Se eligió dicha periodicidad porque la frecuencia m´ınima del PIB es trimestral
y se necesita que todas las variables involucradas estén en la misma frecuencia para
una adecuada ejecución de la metodolog´ıa. EL BCE dispone de datos en cifras de
dólares a partir del año 1999. Para convertir los valores en sucres previos a este
periodo (1994-1999) se realizaron los siguientes pasos:
1. Elección del año base: 2000. Se eligió este año porque fue cuando ocurrió el
cambio de moneda. Además, para años anteriores no se cuenta con los deflac-
tores trimestrales del PIB y esto impide un cambio de año base de los valores
presentados por el BCE (que incluye solamente el PIB real base 2000 para
dicho periodo).
2. Calcular la media geométrica de los IPC trimestrales durante ese año, encon-
trando as´ı el IPC para el año base.
3. Multiplicar el IPC del año base por cada una de las observaciones trimestra-
les y luego dividir para el IPC trimestral de su respectivo periodo (Ejemplo:
Ingresos1997:1 ∗ IPC2000/IPC1997:1). Realizando este paso se obtienen los va-
lores expresados en sucres del año 2000.
4. Convertir a dólares del año 2000 bajo el tipo de cambio 25000 suc/1 USD.
15
Uno de los supuestos iniciales del análisis presentado en este trabajo es que la tasa de interés estacionaria.
Hakkio y Rush (1991) argumenta que las tasas nominales no son estacionarias, mientras que las reales s´ı, lo cual
invalida el análisis con variables nominales.

Apéndice A. Tratamiento de datos 43
Para el año 1999 el BCE presenta los datos convertidos a dólares con el tipo
de cambio corriente. Estos datos fueron devueltos a su unidad original previo a la
aplicación del proceso descrito en los cuatro pasos anteriores.

Apéndice B
Análisis de cointegración
Definición B.1 (Cointegración): Un vector n-dimensional Xt de variables I(1)
se dice estar cointegrado si existe un vector βi tal que βiXt sea estacionario. Si exis-
ten r vectores linealmente indepentes βi que cumplen con dicha condición, entonces
Xt está cointegrada con orden de cointegración r. La matriz β = (β1, . . . , βr) es la
matriz de cointegración.
Para ilustrar la importancia de los conceptos de ra´ız unitaria y cointegración
considere la siguiente regresión:
yt = α0 + α1xt + ut (B.1)
Si xt es un paseo aleatorio y yt un paseo aleatorio independiente, entonces el
verdadero valor de α1 es 0, pero la distribución del estimador de m´ınimos cuadrados
ordinarios, ˆα1, converge una función de movimientos Brownianos. En otras palabras,
el valor de ˆα1 probablemente será diferente de cero (de hecho, el estimador es in-
consistente) aún cuando el valor real lo es. Este es el caso de la regresión espuria.
Bajo este marco se pueden obtener estimadores consistentes planteando la regresión
con las variables en diferencias, de este modo se trabaja con series estacionarias y
es válida la teor´ıa estad´ıstica estándar.
Si xt y yt son series I(1) que están relacionadas de tal modo que α1 = 0,
y el término de error en (B.1) es estacionario, entonces se dice que xt y yt están
cointegradas. El estimador ˆα1 a más de ser consistente, converge al valor verdadero

Apéndice B. Análisis de cointegración 45
a una razón T. Si ut carece de correlación serial, T ∗ (ˆα1 − α1) está asintóticamente
distribuido como (
1
0
B2dB1)/(
1
0
B2dB1), donde B1 y B2 son movimientos Brownia-
nos independientes. Dicha distribución tiene media cero, y causa que el estad´ıstico
t tenga como distribución asintótica la normal.
Se dice que xt y yt están cointegrados de orden CI(d, p) si ambas son I(d) y
existe una combinación lineal de las variables que es I(d − p). Dentro del desarrollo
de este documento, “cointegración” es tratado como sinónimo de CI(1, 1).
B.1 La prueba de Engle-Granger
La prueba sugerida por Engle y Granger (1987) consiste en estimar la regre-
sión (B.1) por OLS, luego de haber verificado que tanto xt como yt son I(1). Luego,
se obtienen los errores estimados
ût = yt − α0 − α1xt,
y se prueba si poseen ra´ız unitaria. Además, se pueden incluir más regresores, in-
cluyendo una tendencia determin´ıstica.
Generalmente las pruebas de ra´ız unitaria tienen como hipótesis nula la
existencia de una ra´ız unitaria. Si el error posee ra´ız unitaria, las variables no coin-
tegran. es decir, el planteamiento de Engle-Granger tiene como hipótesis nula la
ausencia de cointegración.
Como contraste de ra´ız unitaria se suelen utilizar las pruebas ADF y PP.
Phillips y Ouliaris (1990) deriva las distribuciones de los estad´ısticos respectivos, las
cuales dependen del orden polinomial de la tendencia determin´ıstica y el número de
variables explicativas.
Aunque este procedimiento no se limita a una variable explicativa, solo
admite una relación de cointegración. Cuando existen varias relaciones se vuelve
confuso determinar cuál de ellas se está estimando, por lo que se recomienda utilizar
el procedimiento de Johansen.

B.2 El estimador máximo-veros´ımil de Johansen
Johansen (1991) propone una manera de testear cointegración sin limitar-
se a una relación de cointegración. Este método comienza reescribiendo el modelo
VAR(k) de la siguiente manera:
∆Xt = µ +
k−1
i=1
ΓiLi−1
∆Xt−1 + ΠXt−1 + t, (B.2)
donde Xt es un vector n-dimensional de variables I(1), µ es un vector de constantes,
y Γi se define como:
Γi = −
k
j=i+1
Πj
A la ecuación B.2 se la conoce como un modelo de corrección de errores.
Si Π es una matriz nula, no existe cointegración. Mientras que si Π tiene rango
completo, Xt es estacionario. Cuando las variables cointegran, el rango de Π está
dentro del intervalo abierto (0, n) y Π = αβ , donde α y β son matrices n × r. β es
la matriz de cointegración presentada en la Definición B.1 y se puede interpretar α
como la velocidad de ajuste hacia el equilibrio.
Sea Z0t = ∆Xt, Z1t = Xt−1 y Zkt = (∆Xt−1, . . . , ∆Xt−k+1, 1) . Se procede a
regresar Z0t y Z1t sobre Zkt y se calculan los residuos R0t y R1t, respectivamente. Las
sumas de cuadrados de los residuos para las dos regresiones anteriores se expresan
de la siguiente manera:
Sij =
1
T
T
t=1
RitRjt; i, j = 0, 1
El estimador de máxima verosimilitud para α y β se construye a partir
de estos términos residuales. Johansen (1991) muestra que ˆβ se puede encontrar a
partir de ˆV = (ˆv1, . . . , ˆvr), donde ˆV son los autovectores de la ecuación
|λS11 − S10S−1
00 S01| = 0, (B.3)
normalizados tal que ˆV S11
ˆV = I, y ordenados de manera que ˆλ1 > . . . > ˆλn > 0.
As´ı, los estimadores son:
ˆβ = ˆV ,

ˆα = S0k
ˆβ.
Johansen también plantea dos pruebas de razón de verosimilitud para con-
trastar hipótesis sobre el rango de la matriz de cointegración. Éstas se basan en
los autovalores encontrados en (B.3). Intuitivamente, si el rango es r los primeros r
autovalores deber´ıan ser diferentes de cero, mientras que el resto deber´ıa ser igual a
cero.
La primera es conocida como el test de la traza. Es usada para evaluar si
existen r relaciones de cointegración en el sistema contra la hipótesis alternativa de
estacionaridad del sistema. El estad´ıstico de razón de verosimilitud toma la siguiente
forma:
tr(r) = −T
n
i=r+1
ln 1 − ˆλi
.
La segunda prueba es la del máximo autovalor. La hipótesis nula es la mis-
ma, pero la alternativa es que existen r+1 relaciones de cointegración. El estad´ıstico
de prueba es
max(r) = −T ln 1 − ˆλr+1
Las distribuciones de estos estad´ısticos son funciones de movimientos Brow-
nianos multivariados Johansen, 1991, y Osterwald-Lenum (1992) tabulan los valores
cr´ıticos.

Apéndice C
Test de Gregory-Hansen
Gregory y Hansen (1996) muestran que cuando existen quiebres en el vector
de cointegración, el test aumentado de Dickey Fuller (ADF) pierde potencia; esto
implica que en un análisis de cointegración utilizando el test ADF, en caso de quiebre
estructural, se tenderá a no rechazar la hipótesis nula (no hay cointegración). Por
esta razón, desarrollan una serie de pruebas que permiten diferentes tipos de quiebre
estructural en el vector de cointegración.
El procedimiento empieza estimando por M´ınimos Cuadrados Ordinarios
(MCO) los errores (zt) de la siguiente regresión, para cada τ ∈ [0,15 ∗ T; 0,85 ∗ T]:
yt = α1 + α2D(τ) + β1xt + β2xtD(τ) + zt(τ), (C.1)
donde D(τ) es una variable dummy tal que D(τ) = 0 si 0 < t ≤ τ, y D(τ) = 1 si
τ < t ≤ T. Luego, se aplica una prueba ADF sobre los residuos ˆzt para cada valor
posible de τ. Para esto, se regresa ˆzt sobre sus rezagos y ˆzt−1, donde el estad´ıstico
ADF viene dado por el estad´ıstico t del coeficiente de ˆzt−1.
Finalmente, Gregory y Hansen proponen el estad´ıstico de prueba junto con
sus valores cr´ıticos:
ADF∗
= inf (ADF(τ)) (C.2)
Esto permite contrastar las siguientes hipótesis:
H0 : Ausencia de cointegración

Apéndice C. Test de Gregory-Hansen 49
Ha : Cointegración con posible cambio de régimen en fecha desconocida
Tanto el test ADF estándar como el ADF* prueban la hipótesis nula de que
no existe cointegración. Si el ADF no la rechaza, pero el ADF* s´ı, esto implica que
el cambio en el vector de cointegración es relevante. En cambio, en el caso de que
ambos rechacen la nula, la evidencia a favor de un quiebre estructural se vuelve más
débil.
Cabe recalcar, este tipo de pruebas de hipótesis no proveen mucha evidencia
referente a si hubo o no un cambio de régimen, dado que la hipótesis alternativa
también admite un modelo estándar de cointegración sin cambio de régimen.

Apéndice D
Estimación por FM-OLS
Sea el proceso generador de datos:
y1t = βy2t + u1t, (D.1)
y2t = y2t−1 + u2t (D.2)
Para esta prueba se deja de lado la estructura precisa de autocorrelación
de los términos residuales. Asumiendo que ut = [u1t, u2t] es débilmente estacionario
con vector nulo de medias y matriz de covarianzas a largo plazo:
Ω = l´ımT→∞
1
T
T
i=0
T
j=0 E uiuj
=


ω11 ω12
ω21 ω22


La siguiente descomposición de Ω resulta útil para entender mejor su es-
tructura:
Ω = V + Γ + Γ ,
donde:
V = E[u0u0],
Γ =
∞
k=1
E[u0uk]

Apéndice D. Estimación por FM-OLS 51
Por tanto, si el proceso de ut es estacionario y carece de autocorrelación
serial, la matriz Ω es la t´ıpica matriz de varianzas y covarianzas.
Phillips y Hansen (1990) proponen el estimador completamente modificado
de β, el cual toma la siguiente forma:
β+
=
T
t=1
y2
2t
−1 T
t=1
y+
1ty2t − T ˆδ+
, (D.3)
donde:
y+
1t = y1t − ˆω12 ˆω−1
22 ∆y2t, (D.4)
ˆδ+
= ˆΛ


1
−ˆω−1
22 ˆω21

 , (D.5)
Λ =
∞
k=0
E(u20uk ) (D.6)
El estimador completamente modificado en la (D.3) cumple con dos propósi-
tos. Primero, los efectos del sesgo de segundo orden son mitigados por ˆδ+
, el término
de corrección de sesgo. Segundo, las correcciones para simultaneidad de largo plazo,
logradas a través del uso de y+
1t en lugar de y1t, permiten el uso de procedimientos
convencionales (de orden asintótico) para hacer inferencia.
El error estándar de β+
viene dado por:
(s+
)2
= ˆω11,2
T
t=1
y2
2t
−1
,
donde ˆω11,2 es un estimador consistente de ω11,2 = ω11 − ω2
21ω−1
22 , que representa la
varianza de largo plazo de u1 dado u2. El estad´ıstico de prueba sigue una distribución
asintótica normal estándar, y se define como:
t+
=
(β+
− β)
s+
⇒ N(0, 1) (D.7)

Apéndice E
Test de Hansen
Hansen (2002) propone una serie de contrastes que consideran la existencia
de un quiebre estructural en el vector de cointegración, lo cual difiere del test de
Gregory y Hansen descrito en el apéndice C el cual evalúa la posibilidad de ausencia
de cointegración.
El proceso generador de datos es parecido al planteado en las ecuaciones D.1
y D.2, pero con parámetros que dependen del tiempo:
y1t = Atxt + u1t, (E.1)
xt = (1, y2t) ,
y2t = y2t−1 + u2t
Se plantean cuatro estad´ısticos para contrastar la inestabilidad de At: F,
SupF, MeanF y Lc. En todos los tests propuestos la hipótesis nula es la misma: At es
constante para todos los per´ıodos. La elección de la hipótesis alternativa determinará
cuál test es apropiado.
El caso de quiebre único en t = τ es de particular interés para el desarrollo
de este trabajo, por lo que se tratará con los contrastes espec´ıficos para este caso: F
y SupF. Dentro de este planteamiento, At se comporta de la siguiente manera:
At = A1 t ≤ τ
= A2 t > τ

Apéndice E. Test de Hansen 53
El primer contraste asume que el punto de quiebre es conocido y se evalúan
las hipotésis:
H0 : A1 = A2
H1 : A1 = A2, τ conocido
El estad´ıstico de prueba, para quiebre en t = τ, es:
Ft = tr{StV −1
t St ˆω11,2} →d χ2
3, (E.2)
donde
St =
t
i=1

xt û+
1t −


0
ˆδ+



 ,
Vt = Mt − MtM−1
T Mt,
Mt =
t
i=1
xixi
Los residuos estimados û+
1t son los asociados a la estimación por FM-OLS,
ˆδ+
es el término de corrección de sesgo de segundo orden y ˆω11,2 es el estimador de
la varianza de u1 condicional a u2. Estos dos últimos términos son descritos en el
apéndice D.
Para el segundo contraste, la fecha de quiebre se asume desconocida:
H2 : A1 = A2, [t/T] ∈ ξ
El procedimiento consiste en calcular recursivamente los estad´ısticos Ft para
cada [t/T] ∈ ξ. Hansen recomienda definir ξ = [0,15; 0,85] debido a que pueden
existir distorsiones en puntos de ruptura cercanos a los extremos de la muestra.
Luego, el estad´ıstico de prueba es:
SupF = sup
t/T∈ξ
Ft (E.3)
La distribución de este estad´ıstico no es estándar. Los valores cr´ıticos son
presentados por Hansen (2002).

Apéndice F
Cambios en el rango de la matriz
de cointegración
Para esta sección se utilizarán los contrastes de Quintos (1993)16
los cuales
se basan en los métodos de máxima verosimilitud de Johansen (1991) para evaluar
la presencia de cointegración entre variables integradas de primer orden. La metodo-
log´ıa se deriva a partir de la formulación de corrección de errores para Xt, un vector
n-dimensional de variables I(1) presentada en la ecuación (B.2)
La hipótesis de interés es que la matriz Π y su rango (que representa el
número de relaciones de cointegración) se mantienen constantes a lo largo del tiempo:
Hq
0 : ρ(Πt)t = q, Πt = Π,
donde q representa el número de vectores de cointegración durante todo el periodo.
El procedimiento de Quintos admite J quiebres estructurales, pero en este
trabajo se fijará J = 1. Entonces, la hipótesis nula se puede expresar de la siguiente
manera:
Hq
0 : ρ(Π1)1 = ρ(Π2)2 = q, Π1 = Π2 = Π, (F.1)
donde el sub´ındice 1 es usado para denotar que los valores pertenecen a los periodos
antes del quiebre, y el sub´ındice 2, después del quiebre.
16
Cabe mencionar que dicho trabajo no fue publicado, sin embargo existen otros autores, como Lopez (1996),
que describen los tests planteados por Quintos.

Apéndice F. Cambios en el rango de la matriz de cointegración 55
Se utilizarán los valores propios calculados para las pruebas de Johansen
en el planteamiento de estad´ısticos de razón de verosimilitud (LR, por sus siglas
en inglés). Éstos sirven para contrastar diferentes combinaciones de los rangos de
Π durante toda la muestra y los subperiodos. Para el caso de q < q1 y q < q2, el
estad´ıstico LR es:
LR = −p1
q1
i=q+1
ln 1 − ˆλ1i − p2
q2
i=q+1
ln 1 − ˆλ2i ,
donde p1 y p2 representan el número de observaciones en cada subperiodo, ˆλ1i y
ˆλ2i son los valores propios de la respectiva matriz Π estimada. La distribución del
estad´ıstico es función de movimientos Brownianos escalados y n-dimensionales, que
a su vez dependen de n, q, q1 y q2. Si q > q1 y q > q2, el estad´ıstico LR relevante es:
LR#
= p1
q
i=q1+1
ln 1 + ˆλ1i + p2
q
i=q2+1
ln 1 + ˆλ2i ,
cuya distribución χ2
(2q−q1−q2)n. Ambos estad´ısticos pueden ser utilizados en el de caso
de q = qi para un i dado. Para el caso en que q1 < q < q2, el estad´ıstico LR es:
LR∗
1 = −p1
q
i=q1+1
ln ˆλ1i − p2
q2
i=q+1
ln 1 − ˆλ2i ,
y finalmente, para el caso q2 < q < q1:
LR∗
2 = −p1
q1
i=q+1
ln 1 − ˆλ1i − p2
q
i=q2+1
ln ˆλ2i .
Ambos estad´ısticos tienen distribuciones que son mezclas entre una distri-
bución χ2
y una función de movimientos Brownianos escalados.

Anexo A
Evolución de las variables fiscales
Ingresos del Sector Público No Financiero (base devengada)
Ingresos totales Ingresos petroleros Ingresos no petroleros
Años Millones USD ∆ % % PIB Millones USD ∆ % % PIB Millones USD ∆ % % PIB
2008 22,061.75 64.02 % 35.72 % 8,675.27 161.46 % 14.05 % 12,493.83 30.72 % 20.23 %
2009 18,378.41 -16.70 % 29.40 % 5,211.50 -39.93 % 8.34 % 12,372.66 -0.97 % 19.79 %
2010 23,185.67 26.16 % 33.33 % 7,845.03 50.53 % 11.28 % 13,994.31 13.11 % 20.12 %
2011 31,189.77 34.52 % 39.34 % 12,934.60 64.88 % 16.32 % 16,488.91 17.83 % 20.80 %
2012 34,569.59 10.84 % 39.45 % 12,219.71 -5.53 % 13.95 % 19,782.53 19.97 % 22.58 %
2013 37,259.75 7.78 % 39.44 % 11,433.39 -6.43 % 12.10 % 22,630.37 14.40 % 23.95 %
2014 39,076.65 4.88 % 38.87 % 10,905.82 -4.61 % 10.85 % 23,693.65 4.70 % 23.57 %
Gastos del Sector Público No Financiero (base devengada)
Gastos totales Gastos corrientes Gastos de capital
Años Millones USD ∆ % % PIB Millones USD ∆ % % PIB Millones USD ∆ % % PIB
2008 21,762.18 73.35 % 35.24 % 14,761.41 61.36 % 23.90 % 7,000.77 105.54 % 11.33 %
2009 20,610.36 -5.29 % 32.97 % 13,930.21 -5.63 % 22.28 % 6,680.15 -4.58 % 10.68 %
2010 24,122.57 17.04 % 34.68 % 16,905.01 21.35 % 24.30 % 7,217.56 8.04 % 10.38 %
2011 31,290.24 29.71 % 39.47 % 21,942.60 29.80 % 27.68 % 9,347.64 29.51 % 11.79 %
2012 35,393.60 13.11 % 40.39 % 24,431.08 11.34 % 27.88 % 10,962.51 17.28 % 12.51 %
2013 41,607.25 17.56 % 44.04 % 26,976.65 10.42 % 28.55 % 14,630.62 33.46 % 15.49 %
2014 44,358.86 6.61 % 44.12 % 28,990.46 7.47 % 28.83 % 15,368.40 5.04 % 15.29 %

Análisis de Sostenbilidad de las Finanzas Públicas del Ecuador. Periodo 1994-2014.

Análisis de Sostenbilidad de las Finanzas Públicas del Ecuador. Periodo 1994-2014.

Recomendados

Recomendados

Más contenido relacionado

La actualidad más candente

La actualidad más candente (16)

Similar a Análisis de Sostenbilidad de las Finanzas Públicas del Ecuador. Periodo 1994-2014.

Similar a Análisis de Sostenbilidad de las Finanzas Públicas del Ecuador. Periodo 1994-2014. (20)

Más de Economía en Jeep

Más de Economía en Jeep (11)

Último

Último (20)

Análisis de Sostenbilidad de las Finanzas Públicas del Ecuador. Periodo 1994-2014.