Impact of Remittances on the Economic
Growth of Ecuador: Empirical Evidence using an
ARDL-UECM Model
Evelyn Cristel Alcivar Gonzalez
https://orcid.org/0009-0003-4008-5061
Patricio Giovanny Cuesta Cancino
Universidad Laica Eloy Alfaro de Manabí.
https://orcid.org/0009-0000-8487-2364
Juan Carlos Anchundia Rodríguez
Universidad Laica Eloy Alfaro de Manabí.
https://orcid.org/0000-0002-2432-4523
Fernando Alberto Anzules Choez
Universidad Laica Eloy Alfaro de Manabí.
https://orcid.org/0009-0008-7246-8813
RESUMEN
El presente artículo analiza el impacto de las remesas
sobre el crecimiento económico del Ecuador en el periodo comprendido del 2000
al 2023, utilizando datos de series de tiempo trimestrales. Como variable dependiente se tiene el Valor Agregado
Bruto Total (VAB)
como proxy del PIB, mientras que las variables explicativas incluyen las
remesas, el gasto del gobierno, formación bruta
de capital fijo y balanza
comercial. Se utilizaron variables dummy, nn los quiebres estructurales. En otros aspecto
en la metodología se combina
pruebas de raíz unitaria, prueba de cointegración y
modelo de corrección de errores. Los resultados evidencian la relación de
equilibrio de largo plazo entre el valor agregado bruto total y la matriz de
variables explicativas. El cálculo a largo plazo evidencia que las remesas
causan un efecto positivo y estadísticamente significativo sobre el crecimiento
económico, con un coeficiente de 0,129. La formación bruta de capital fijo y el
gasto del gobierno, también evidencian impactos positivos relevantes, mientras que los choques
estructurales capturados por
las variables dummy los cuales evidencia efectos negativos persistentes. El
modelo presenta una bondad de ajuste elevada de un valor de R² = 0,939 y
estabilidad estructural confirmada mediante las pruebas cusum y recusum. Estos
hallazgos constituyen evidencia empírica sólida para el diseño de políticas
públicas orientadas a potenciar el rol de las remesas.
PALABRAS CLAVE: remesas, crecimiento
económico, modelo ARDL, cointegración,, VAB, series de tiempo.
ABSTRACT.
This article analyzes the impact of remittances on Ecuador's
economic growth in the period from 2000 to 2023, using
quarterly time series
data. The dependent variable is the Total Gross Value Added (GVA) as a proxy for
GDP, while the explanatory variables include remittances, government spending, gross fixed
capital formation and trade balance.
Dummy variables were used, nn the structural breaks. In other aspects,
the methodology combines unit root testing,
cointegration testing and error correction model. The results
show the long- term equilibrium relationship
between the total gross value added and the matrix of explanatory variables. The long-term calculation shows that remittances have a positive
and statistically significant effect on economic growth, with a
coefficient of 0.129. Gross fixed capital formation and government spending
also show relevant positive impacts, while structural shocks captured by dummy variables show persistent negative
effects. The model has a high goodness of fit of a value of R2 = 0.939 and
structural stability confirmed by cusum and recusum tests. These findings
constitute solid empirical evidence for the design of public policies aimed at
enhancing the role of remittances.
KEYWORDS: remittances, economic growth, ARDL model, cointegration,, GVA,
time series.
Código JEL: F24 (Remesas), O40 (Crecimiento económico
general), C22 (Series
de tiempo
/ modelos ARDL), E22 (Inversión y formación de capital),
F43 (Crecimiento económico abierto).
1.
Introducción
En el caso particular del Ecuador, la importancia de las
remesas adquiere una dimensión especial dentro del régimen de dolarización
adoptado en el año 2000. Al no tener política monetaria propia, la economía
ecuatoriana depende de los flujos externos de divisas para sostener la liquidez interna,
la estabilidad del sistema de pagos y el dinamismo del consumo
agregado (Edwards, 2001). En este marco, las remesas que actualmente
representan aproximadamente el 4,5% del PIB nacional, se posicionan como la
segunda fuente de ingresos externos del país, después de los ingresos
petroleros.
Las remesas constituyen uno de los flujos financieros internacionales de mayor relevancia en las economías en desarrollo, como
también en la inversión extranjera directa
y el desarrollo en términos de impacto directo
sobre el bienestar de los hogares
(Banco Mundial, 2023).
En el contexto latinoamericano, desempeñan papel fundamental como un
mecanismo de estabilización macroeconómica, muy útiles en períodos de crisis
política y económica.
La
relación entre las remesas y el crecimiento del Producto Interno Bruto (PIB) en Ecuador
no ha sido analizada de manera sistemática con metodologías
econométricas que permitan distinguir efectos de corto y largo plazo. La mayor
parte de los estudios disponibles se concentran en el impacto social y en el
nivel microeconómico de los hogares beneficiarios.
El objetivo principal
es cuantificar el impacto de las remesas
sobre el Valor Agregado Bruto Total en Ecuador, que permitan
establecer por medio de otras variables macroeconómicas determinantes del crecimiento y por choques
estructurales que marcaron
la economía durante el período analizado.
2. Estado
del Arte.
Desde el marco teórico, la investigación se sustenta en
tres enfoques complementarios: la teoría neoclásica del crecimiento (Solow, 1956; Mankiw, Romer y Weil, 1992), que ubica a los
flujos de remesas
como determinantes del ingreso disponible y la acumulación de capital físico y
humano; los modelos de crecimiento endógeno (Lucas, 1988; Romer, 1986), que
destacan el rol de la inversión en capital humano financiada por remesas; y la
perspectiva keynesiana (Keynes, 1936), que subraya el efecto multiplicador del
consumo inducido por estos flujos sobre la demanda agregada y el PIB de corto
plazo.
Por su parte,
Ratha (2003) destacó la estabilidad
relativa de las remesas frente a otros flujos
financieros internacionales, señalando
su comportamiento contracíclico como un mecanismo de amortiguación ante crisis
económicas. Esta característica adquiere especial relevancia para economías dolarizadas como Ecuador-
No obstante, la literatura también documenta efectos
adversos potenciales. Chami, Fullenkamp y Jahjah (2005) argumentaron que las
remesas pueden generar desincentivos laborales
y dependencia en los hogares
receptores, reduciendo la oferta de trabajo y limitando
su contribución al crecimiento en el largo plazo. Acosta, Lartey y Mandelman
(2009) identificaron que en Latinoamérica, el incremento sostenido de remesas puede provocar una apreciación del tipo de cambio real y
una pérdida de competitividad del sector exportador, fenómeno asociado
a la denominada "enfermedad holandesa". Si bien es de mayor
relevancia en economías con tipo de cambio flexible, también tiene
implicaciones en economías dolarizadas a través de sus efectos sobre los
precios relativos.
La relación entre remesas y crecimiento económico, en la
literatura económica, ha sido ampliamente debatida, dando resultados
heterogéneos, que dependen del contexto institucional, el grado de desarrollo financiero
y el período de análisis.
En otra investigación, los autores Giuliano y Ruiz-Arranz
(2009), analizaron un panel de países
en desarrollo y encontraron que las remesas contribuyen de manera significativa
al crecimiento económico. En una investigación similar, Mundaca (2009)
identificó que las remesas tienen un impacto positivo sobre el crecimiento y la
inversión, que condicionan la existencia de políticas institucionales
adecuadas, que favorezcan a actividades productivas.
Por otro lado,
en Ecuador específicamente, el Banco Central
del Ecuador (2022)
documento, el papel estabilizador de las remesas en el consumo de los
hogares, especialmente durante crisis económicas. Sin embargo, los estudios
econométricos formales con metodologías de series de tiempo que permitan distinguir dinámica de corto
y largo plazo son escasos, lo que
justifica el enfoque metodológico adoptado en el presente trabajo.
3. Metodología
3.1 Datos y Variables.
El análisis utiliza datos de series de tiempo trimestrales
para Ecuador, con período de estimación del 2000 hasta el 2023, obtenidos
exclusivamente del Banco Central del Ecuador
(BCE). Las variables consideradas son:
– VAB Total (ln_vab_total): valor agregado bruto total
a precios constantes, utilizado como proxy del PIB real.
Se prefiere el valor agrgado
bruto sobre el PIB directo
dado que el Banco
Central del Ecuador publica esta variable con mayor desagregación trimestral y consistencia metodológica para el período
analizado; además, el valor agragado bruto, excluye los impuestos netos sobre
productos, lo que permite capturar con mayor precisión la dinámica productiva
interna de la economía.
–
Remesas (ln_re):
Flujos trimestrales de remesas recibidas, expresados en miles de dólares.
– Gasto del Gobierno
(ln_gast_gob): Gasto del gobierno general, en miles de dólares constantes.
– Formación Bruta de Capital
Fijo (ln_fbkf): Inversión bruta en capital
físico, en miles de
dólares constantes.
– Balanza Comercial (bc): Es la diferencia entre exportaciones e importaciones,
en miles de dólares.
Las variables con valores positivos se convirtiron mediante
logaritmo natural para obtener elasticidades
e interpretar los coeficientes como cambios porcentuales. La balanza comercial, evidencia valores negativos en
varios períodos, se incluyó en niveles.
Adicionalmente, se incorporaron cuatro variables dummy que
permiten capturar quiebres estructurales. Los periodos de quiebre fueron
seleccionados con base en la cronología histórica de eventos macroeconómicos
documentados que afectaron significativamente a la economía ecuatoriana, y su inclusión fue validada mediante
la inspección visual
de las series y la revisión
de literatura especializada, siguiendo la práctica
habitual en modelos
ARDL con datos de países en
desarrollo:
– dummy_dol: Proceso de dolarización, valor 1 en los cuatro trimestres del año 2000,
0 en el resto.
–
dummy_crisis: Crisis financiera internacional, valor 1 en
2008Q4 y en los cuatro trimestres de 2009, 0 en el resto.
– dummy_terre: Terremoto de abril de 2016, valor 1 en el segundo
trimestre de 2016 (2016Q2), 0 en el resto.
–
dummy_pand: Pandemia COVID-19, valor 1 en el primer y
segundo trimestre de 2020 (2020Q1–Q2), 0 en el resto.
3.2 Especificación del Modelo Econométrico
La forma funcional general del modelo
es:
ln(VABt) = β₀ + β₁ln(remt) + β₂ln(gasto_gobt) + β₃ln(fbkft) + β₄BCt + β₅dummy_dolt + β₆dummy_crisist +
β₇dummy_terret + β₈dummy_pandt + εt
donde εt es el término de error aleatorio y los
parámetros βᵢ representan las elasticidades o impactos marginales de
cada variable sobre el VAB Total.
3.3 Procedimiento Econométrico
El procedimiento econométrico se desarrolló en cuatro etapas:
Etapa 1 – Análisis de estacionariedad: Se aplicaron las pruebas de raíz unitaria Dickey- Fuller Aumentado
(ADF), Phillips-Perron (PP) y Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin (KPSS) para
determinar el orden de integración de cada serie. Los resultados indicaron que
las variables presentan distintos órdenes
de integración —I(0) e I(1)—, lo que justifica el uso
del enfoque ARDL.
Etapa 2 – Estimación OLS en primeras
diferencias: Como referencia inicial,
se estimó un modelo MCO en primeras diferencias que
arrojó un R² ajustado de 0,883 y confirmó la significancia estadística de las
remesas con el valor d β = 0,216; p < 0,001, la FBKF con el valor de
β = 0,307; p < 0,00, el gasto del gobierno y la balanza comercial.
Etapa 3 – Selección y estimación del modelo ARDL: Para seleccionar
El modelo ARDL óptimo, se hizo mediante
el criterio de información de Akaike (AIC), se utilizó
el algoritmo auto_ardl en R, con un máximo de tres rezagos para las variables
continuas. Este límite responde a dos criterios complementarios: la
periodicidad trimestral de los datos, que hace que tres rezagos correspondan a
nueve meses de memoria dinámica —suficiente para capturar ajustes de corto
plazo en el contexto ecuatoriano—, y la necesidad de mantener la parsimonia del
modelo para preservar grados de libertad dado el tamaño muestral de 96
observaciones. Con el modelo UECM resultante se procedío a estimar mediante la
función uecm() del paquete ARDL.
Etapa 4 – Prueba de cointegración y diagnóstico:
Para evaluar la cointegración se realizo
mediante la Prueba de Límites (Bounds F-test) de Pesaran, Shin y Smith (2001).
El diagnóstico del modelo incluyó pruebas de normalidad (Jarque-Bera),
autocorrelación residual (Breusch-Godfrey) y homocedasticidad (Breusch-Pagan), así como la evaluación de estabilidad estructural mediante las
pruebas CUSUM y RECUSUM.
Todo el análisis fue realizado en el software R, versión
4.x, utilizando los paquetes dynlm, ARDL, tseries, lmtest y strucchange.
4. Resultados
4.1 Estadísticos Descriptivos
Las series de tiempo presentan patrones coherentes con la
evolución de la economía ecuatoriana durante el período analizado. El valor
agregado bruto total, muestra una tendencia creciente y sostenida a lo largo
del período, con interrupciones visibles en 2009 (crisis financiera
internacional), 2016 (terremoto) y 2020 (pandemia). En las remesas se
evidencia, una tendencia creciente de largo
plazo, con una caída pronunciada en 2009 seguida de una recuperación gradual y una aceleración notable
a partir de 2016, alcanzando
niveles
históricos en el período
2020–2022.
4.2 Prueba de Cointegración: Bounds
F-test
La Prueba de Límites arrojó un estadístico F = 9,906 con un
valor p = 1×10⁻⁶ (k = 8 regresores). Este valor supera ampliamente
los valores críticos superiores establecidos por Pesaran, Shin y Smith (2001)
para todos los niveles de significancia convencionales, lo que lleva a rechazar
la hipótesis nula de no cointegración. Se confirma, por tanto, la existencia de
una relación de equilibrio de largo plazo entre el VAB Total y la matriz de
variables explicativas del modelo.
Tabla 1. Estadísticos descriptivos de las series
de tiempo.
|
Variable
|
Media
|
Mín.
|
Mediana
|
Máx.
|
|
ln_vab_total
|
16,59
|
14,99
|
16,86
|
17,25
|
|
ln_re
|
13,46
|
12,58
|
13,42
|
14,51
|
|
ln_gast_gob
|
14,60
|
12,04
|
14,99
|
15,26
|
|
ln_fbkf
|
14,96
|
13,04
|
15,25
|
15,88
|
|
bc (miles USD)
|
256.001
|
-766.947
|
208.348
|
1.889.168
|
Fuente: Banco Central del Ecuador (BCE).
Elaboración: propia.
4.3 Estimación de Largo Plazo
(Modelo UECM)
Los coeficientes de largo plazo derivados del modelo UECM
se presentan en la Tabla 2. La variable de interés
principal, las remesas,
muestra un coeficiente positivo y estadísticamente significativo con el
valor de β = 0,129; p < 0,001. Este resultado indica que,
ceteris paribus, un incremento del 1% en los flujos de remesas se asocia con un
aumento promedio del 0,129% en el VAB Total de manera inmediata y persistente
en el largo plazo.
Tabla 2. Estimadores
de largo plazo del Modelo UECM.
|
Variable
|
Estimador
|
Error Estándar
|
t- estadístico
|
p-valor
|
|
Intercepto
|
2,714
|
0,369
|
7,360
|
< 0,001
altamente significativo
|
|
L(ln_vab_total, 1)
|
-0,798
|
0,104
|
-7,678
|
< 0,001
altamente significativo
|
|
ln_re
|
0,129
|
0,017
|
7,156
|
< 0,001
altamente significativo
|
|
L(ln_gast_gob, 1)
|
0,375
|
0,047
|
8,042
|
< 0,001
altamente significativo
|
|
L(ln_fbkf,
1)
|
0,225
|
0,047
|
4,782
|
< 0,001
altamente significativo
|
|
L(bc, 1)
|
2,85×10⁻⁸
|
6,89×10⁻⁹
|
4,135
|
< 0,001
altamente significativo
|
|
L(dummy_dol, 1)
|
-0,110
|
0,025
|
-4,301
|
< 0,001
altamente significativo
|
|
L(dummy_crisis, 1)
|
-0,052
|
0,015
|
-3,407
|
< 0,001
altamente significativo
|
|
L(dummy_terre, 1)
|
-0,008
|
0,013
|
-0,639
|
0,525 no significativo
|
|
L(dummy_pand, 1)
|
-0,059
|
0,016
|
-3,768
|
< 0,001
altamente significativo
|
Fuente: Elaborador por los autores
Nivel de significancia: altamente significativo p < 0,001; muy significativo p < 0,01; significativo p < 0,05.
Nota: El coeficiente
de la Balanza Comercial (L(bc,1) = 2,85×10⁻⁸) no es directamente
comparable con las elasticidades de las demás variables, ya que esta variable se incluye en niveles (miles de USD) y no
en logaritmos. Su interpretación es
la siguiente: un incremento de un millón de dólares
en la balanza comercial se asocia con un aumento
de 0,0285% en el
VAB Total, lo que refleja un impacto pequeño pero estadísticamente
significativo de las exportaciones netas sobre el crecimiento económico.
El gasto del gobierno presenta
el mayor coeficiente entre las variables
macroeconómicas con β = 0,375, que confirma el rol protagónico para impulsar la demanda agregada
en el país; por otro lado,
la FBKF tiene un efecto positivo significativo con un valor de β = 0,225,que
es coherente con la teoría neoclásica; adicionalmente la balanza comercial
tiene un impacto positivo reducido, pero estadísticamente significativo, lo
cual resalta la importancia de las exportaciones netas para la generación de
divisas.
En relación con las variables dummy utilizadas en el
cálculo, se evidencian coeficientes negativos
estadísticamente significativos, evidenciando efectos adversos y persistentes sobre el crecimiento económico. La
variable dummy, correspondiente al terremoto de 2016 no resulta
estadísticamente significativa en el largo plazo, lo que sugiere que su impacto
fue transitorio y absorbido por el ajuste
de la economía en el mediano plazo;
el signo negativo
y significativo del coeficiente del rezago del valor agregado
bruto total [L(ln_vab_total, 1) = - 0,798], confirma la existencia del mecanismo de corrección de errores
hacia el equilibrio de largo plazo.
4.4 Dinámica de Corto Plazo
En el corto plazo, los términos en primeras diferencias del
modelo UECM revelan que el gasto del gobierno da un resultado de
Δln_gast_gob; β = 0,540; p < 0,001 y la FBKF con el valor d Δln_fbkf; β = 0,296;
p < 0,001, son los determinantes más inmediatos del crecimiento
trimestral del VAB. La balanza comercial también muestra un efecto positivo significativo
en el corto plazo. Los cambios en las variables dummy de dolarización y crisis
financiera internacional muestran efectos negativos inmediatos estadísticamente
significativos, mientras que las variaciones asociadas al terremoto y la
pandemia no resultan significativas en el período contemporáneo.
4.5 Bondad de Ajuste y Diagnóstico del Modelo
El modelo ARDL-UECM presenta un coeficiente de
determinación R² = 0,939 y un R² ajustado = 0,928, lo que indica que el modelo
explica aproximadamente el 93,9% de la variabilidad del VAB Total. El
estadístico F global es de 81,73; p < 0,001, confirma la significancia conjunta de todos los coeficientes.
Respecto a los supuestos
residuales, en la prueba
de Jarque-Bera, que dio un resultado de X²
= 74,016; p < 0,001,se
rechaza la hipótesis de normalidad. En la prueba
de Breusch-Godfrey, se obtuvo el valor de LM = 10,412;
p = 0,034, lo cual, indica la presencia de autocorrelación
serial de orden 4, y en la prueba de Breusch-Pagan con el valor de BP = 39,88; p < 0,001, se evidencia heterocedasticidad. Estos
hallazgos son muy comunes en modelos de series de tiempo con datos trimestrales
y choques estructurales. Sin embargo, es importante señalar que el modelo
supera satisfactoriamente las pruebas de estabilidad estructural CUSUM y
RECUSUM, lo que confirma, que los coeficientes son estables en el tiempo.
5.
Discusión
Los resultados obtenidos confirman la hipótesis central del
estudio: las remesas ejercen un impacto positivo y estadísticamente
significativo sobre el crecimiento económico del Ecuador en el largo plazo.
Este hallazgo es congruente con la evidencia internacional documentada por
Giuliano y Ruiz-Arranz (2009) y Mundaca (2009), quienes identificaron efectos
similares para paneles de países en desarrollo.
El coeficiente estimado de 0,129 para las remesas en el
largo plazo, aunque moderado en comparación con el gasto del gobierno (0,375) y
la FBKF (0,225), refleja un canal de transmisión estable y consistente, este
resultado adquiere particular relevancia: los flujos de remesas constituyen una
inyección directa de divisas que fortalece la base monetaria, que impulsa el
consumo de los hogares y contribuye a la estabilidad de la balanza de pagos, lo
cual compensa parcialmente los déficits comerciales.
La ausencia de un efecto
significativo de las remesas en el corto plazo, a diferencia del gasto
del gobierno y la FBKF, lo que nos quiere decir que su mecanismo de transmisión
opera fundamentalmente a través de canales de largo plazo como es la
acumulación de capital humano, mejora sostenida del consumo de los hogares
y, potencialmente, financiamiento de pequeños emprendimientos. Este resultado es consistente con los planteamientos teóricos de Lucas
(1988) y Romer (1986), que señala la importancia de la inversión en capital
humano para el crecimiento sostenido.
Por otro lado, el impacto negativo y persistente de la
dolarización sobre el valor agregado bruto en el largo plazo, el cual es
controlado por todas las demás variables, se captura la pérdida de instrumentos
de política monetaria contracíclica, que caracterizó el período de transición y
estabilización. Lo que evidencia que la restricción al manejo discrecional del
tipo de cambio y de la oferta monetaria limita la capacidad de respuesta ante
choques externos, lo que a su vez incrementa, la dependencia de flujos como las remesas
para sostener la liquidez
interna.
Los efectos negativos de la crisis financiera internacional
de 2009 y de la pandemia, redujeron transitoriamente las remesas y contrajeron
simultáneamente la demanda interna, generando efectos negativos sinérgicos
sobre el valor bruto agregado.
En relación, a las limitaciones del estudio, la presencia
de autocorrelación y heterocedasticidad residual, aunque frecuente en modelos
con datos trimestrales y quiebres estructurales, puede afectar la precisión de
los errores estándar. Se recomienda en estudios futuros la aplicación de estimadores robustos
tipo HAC (Newey-West). Adicionalmente, la
agregación macroeconómica de las remesas impide distinguir
entre su uso en consumo, ahorro o inversión
productiva, lo que constituye una limitación inherente
al análisis de series
de tiempo agregadas.
6.
Conclusiones
El presente estudio
aporta evidencia econométrica sobre la existencia de una relación
de largo plazo entre las
remesas y el crecimiento económico del Ecuador. Los principales hallazgos se
sintetizan a continuación:
Las remesas constituyen un determinante positivo y estadísticamente significativo del VAB Total en el largo
plazo, con una elasticidad estimada de 0,129. Este resultado confirma que los flujos de remesas
no solo estabilizan el consumo de los hogares,
sino que contribuyen de manera sostenida al crecimiento de la economía ecuatoriana.
Los resultados del estudio, indican que para este enfoque,
la inversión medida por la FBKF y el gasto del gobierno son los determinantes
más poderosos del crecimiento económico, tanto en el corto como en el largo plazo.
La inversión presenta un impacto inmediato y robusto, confirmando su rol como motor principal del crecimiento, mientras
que el gasto del gobierno
actúa como instrumento de política fiscal contra cíclica.
Los choques estructurales especialmente la crisis
financiera internacional de 2009 y la pandemia
de COVID-19, generaron
efectos adversos negativos
y persistentes sobre el VAB, evidenciando la alta vulnerabilidad de la economía
ecuatoriana ante perturbaciones externas en el contexto de la dolarización.
La estructura del modelo, se confirmó, con las pruebas
cusum y rcusum, lo que valida la consistencia
de las relaciones económicas estimadas a lo largo
del período que se analizó.
A partir de estos resultados, se formulan las siguientes recomendaciones:
que se diseñen instrumentos que favorezcan la canalización de las remesas hacia
el ahorro y la inversión productiva, mediante incentivos fiscales y acceso a
productos financieros específicos para las familias; como también se debe
fortalecer la educación financiera para maximizar el impacto productivo de estos flujos;
y continuar priorizando la formación bruta de capital
fijo como palanca principal del crecimiento, con especial atención a la
inversión en infraestructura y capital humano.
7.
Referencias Bibliográficas
Acosta, P., Lartey,
E. K. K., & Mandelman, F. S. (2009).
Remittances and the Dutch disease. Journal of International Economics, 79(1), 102–116. https://doi.org/10.1016/j.jinteco.2009.06.007
Adams, R. H., & Page, J. (2005).
Do international migration
and remittances reduce
poverty in developing countries? World Development,
33(10), 1645–1669. https://doi.org/10.1016/j.worlddev.2005.05.004
Banco Central
del Ecuador. (2022).
Boletín de estadísticas macroeconómicas. BCE.
Banco Mundial. (2023).
Migration and development brief. World Bank.
Barro, R. J., & Sala-i-Martin, X. (2004). Economic
growth (2nd ed.).
MIT Press.
Chami, R., Fullenkamp, C., & Jahjah,
S. (2005). Are immigrant remittance flows a source of
capital for development? IMF Staff Papers, 52(1), 55–81.
Dornbusch, R., Fischer, S., & Startz, R. (2018).
Macroeconomics (13th ed.). McGraw-Hill Education.
Edwards, S. (2001). Dollarization and economic
performance: An empirical investigation (NBER Working Paper No. 8274). National
Bureau of Economic Research.
Fondo Monetario Internacional. (2009). Balance of
payments and international investment position manual (6th ed.). FMI.
Giuliano, P., & Ruiz-Arranz, M. (2009).
Remittances, financial development, and growth. Journal of Development Economics, 90(1), 144–152. https://doi.org/10.1016/j.jdeveco.2008.10.005
Gujarati, D. N., & Porter, D. C. (2009). Basic
econometrics (5th ed.). McGraw-Hill. Keynes,
J. M. (1936). The general theory of employment, interest and money.
Macmillan.
Lucas, R. E. (1988). On the mechanics of economic
development. Journal of Monetary Economics, 22(1), 3–42.
https://doi.org/10.1016/0304-3932(88)90168-7
Mankiw, N. G., Romer, D., & Weil,
D. N. (1992). A contribution to the empirics
of economic growth. The
Quarterly Journal of Economics, 107(2), 407–437. https://doi.org/10.2307/2118477
Mundaca, G. (2009). Remittances, financial market
development, and economic growth. Review of Development Economics, 13(2), 288–303.
https://doi.org/10.1111/j.1467- 9361.2008.00487.x
Pesaran, M. H., Shin, Y., & Smith,
R. J. (2001). Bounds testing
approaches to the analysis of level relationships. Journal of
Applied Econometrics, 16(3), 289–326. https://doi.org/10.1002/jae.616
Ratha, D. (2003). Workers' remittances: An important
and stable source of external development finance. En Global development
finance (pp. 157–175). World Bank.
Romer, P. M. (1986). Increasing returns and long-run
growth. Journal of Political Economy, 94(5), 1002–1037. https://doi.org/10.1086/261420
Solow, R. M. (1956). A contribution to the theory
of economic growth.
The Quarterly Journal of Economics, 70(1), 65–94.
https://doi.org/10.2307/1884513
Swan, T. W. (1956). Economic growth and capital accumulation.
Economic Record, 32(2), 334–361.
https://doi.org/10.1111/j.1475-4932.1956.tb00434.x