la relación de largo plazo entre el ahorro y la inversión en la

LA RELACIÓN DE LARGO PLAZO
ENTRE EL AHORRO Y LA INVERSIÓN
EN LA AMÉRICA LATINA
Luis Rene Cáceres*
RESUMEN
La movilidad iiileniacioiial di-l capital es un lema que ha recibido coosiderable
atención en la bibliografía de las ciencias económicas. En un estudio reciente
publicado en EL TRIMESTRE ECONÓMICO J. F. Bellod Redondo empleó el método
de Engle-Cranger [)ara estimar la relación de cointegración entre el aboiTO y la
inversión en un grupo de [jaíses de la América Eatina. El autor no encontró
evidencia de cointegración en la mayoría de los países, por lo c]ue concluyó c]ue
no existe una relación de largo plazo entre el ahorro y la inversión. Una limitante
de este enfo(]ue es (jue el autor puede hab<?r omitido variables fine son necesarias
para detectar uno o varios vectores de coint(ígrac¡ón.
En este trabajo la existencia de coint(!gración se analiza [)or medio del método de Johansen aplicado a un vector compuesto por las variables inversión
privada y pública, ahorro nacional, oferta monetaria y entrada de recursos extemos. Los resultados indican que en los ocho países de la muestra existe una
relación de largo plazo entre estas varialiles. Asimismo, para los casos de Guatemala y El Salvador se estimaron modelos de corrección de enores y se encontró
que en ambos países la inversión privada es exógena, mientras que los recursos
extemos des|)lazan la oferta monetaria y el abono nacional. FJ residtado de (|ue
la entrada de recursos externos es causada, en el sentido de Oranger, [)or la inversión no permite cotichiir (|ue cu estos países existe movilidad internacional
del (-aijital, sino que los recursos externos son resultado úc negociaciones del
sector |)úblico para financiar los programas de inversión.
AI3STÍÍACT
Inleniational ca|)ital mobiiity is a topic tliat has received considerable attention
in recent years. In a receiit study publislietl in El, TRIMESTRE EcONÓMICf), J. F.
Bellod í?edondo ap()lietl the Engle-Granger niethod to test for the exislence of
coititegralion between savings and investment rates for a saitii)le of I^tin
American countiies. The aulhor (lid not find evidence of coinl<'grat¡on in the
niajorily of cases, wliich was itiler|)reteil as (ívidence that the región is open to
* [{anco Iiilcraiiit'iicaiK) ilf Dtsanollo.
305
306
EI.TIUMESTHE ECONÓMICO
capital niol)¡l¡ly. Ilowover, givotí llie bivariate iiatiire of liis analysis, tlie autlior
niay have oniitleii var¡al)les tliat aie iiecessary- lo dotect oiie or more cointcgratioii
vectors.
Iii tliis paper, coiiitogratioii is aiialyzcd hy Joliaiiseii's imillivariale a[)proacli
applied toa vector cotnposcíi of prívate aiul puhlic iiivestinent, national saviiigs,
money supply and iiiflow of extemal resoiirces. Rcsults indícate tlial iii tfie eight
connlries iinder stiidy, tliere exisls a long-tcmi association among tliese variables. Moreover, error correctioii models were estiiiiated for tlie cases of El Salvador and Guatemala and it was foiind lliat privale investmenl is exogenons,
while external resoiirces crowd out money and national savings. Tlie resiilt tliat
net capital inflows are Craiiger caused by investment does not permit inaking
any inference about ca|)ilal rnobility, biit iridicates tlial tlie inflows of external
resources are deterinined by llie ¡iiiblic sector's negotiations wilh foreign cred¡tors to finance ¡ts jiublic investment [)rograms willi external savings.
INTRODUCCIóN
Eti un estudio reciente, publicado en EL TRIMESTRE ECONóMICO, Bellod
Hedondo (1996) presentó resultados empíricos que indican que en los
países latinoamericanos no existe una relación de largo plazo entre sus
tasas de ahorro y de inversión. En esta nota queremos set'ialar algunas
debilidades del mélotlo de análisis de ese autor y presentar evidencia de
que en una muestra de ocho países de la región sí existe una relación
de largo plazo entre el ahorro, la inversión y otras variables. Cellod
Redondo siguió la propuesta de Fclsdlein y llorioka (1980) de que la
correlación entre las tasas de ahorro e inversión pueden servir de indicador de la movilidad de capital.' Así, efectuó un análisis de coinlegración entre las series de tasas de ahorro S/Y, y de tasa de inversión,
¡/Y, de cada uno de una mu(íslra de 16 países de la América Latina.
Primero, constató que tanto S/Y como I/Y eran integradas de orden
cero, y luego eslimó la ecuación:
(//y-), = // + « {S/Yl, + E,
Con base en pruebas de cslacionariedad del error A', el autor infirió
que no existía cointegraeión en la mayoría de los países, l'cro hay razones para dudar de sus resultados. Se debe seiíalar que resultados
similares se encontraron en otros estudios que han analizado la cointegración entre S/Y' e ¡/Y. Así, Miller (1988) encontró que en los Es' Los piiiiifios aiuíüíis <lr la iiun ¡lldad di'! capital en ios países de la regiói 1 con liase en la
liii>ólcsis de Keldslein y I loiioka se eiieiieritiaii en ("áeeres (19fi5a, 198.31)).
LA RELACIÓN ENTRE EL AHORRO Y LA INVERSIÓN
307
lados Unidos estas variables están eointegradas durante el periodo
de tasa de eambio fijo, pero en el periodo de tipo de cambio variable
no se detectó cointegración. Gulley (1992) rexaminó los resultados de
Miller y concluyó que no existía cointegración durante ninguno de los
periodos analizados. Leachman (1991) no encontró evidencia de cointegración en una muestra de países de la OCDE, infiriendo que los mercados financieros internos son susceptibles a los movimientos de capital
extranjero. En el caso de los países centroamericanos, Cáceres y Núñez-Sandoval (1993) concluyeron que; no existe cointegración entre sus
tasas de ahorro e inversión. De la misma manera, Mamingi (1993) no
encontró evidencia de cointegración en la mayoría de una muestra de
30 países en desarrollo.
Resultados similares encontró Bodman (1995) para una muestra de
países de la OCDE. Sin embargo, cuando este autor incluyó las variables
ingreso nacional y déficit fiscal en el vector de eointegraeión y estimó
la ecuación por el método de Johanscn (1988), sí obtuvo resultados c|ue
denotaban la existencia de cointegración. Kste autor concluyó que la
ausencia de coinltígración confirmada en los estudios anteriores podría
explicarse por la omisión de variables cuya presencia es necesaria para
detectar una relación de largo plazo. Este es el problema presente en
los resultados de Hellod Hedondo como analizamos a continuación.
1.
OTRO MODELO DE COINTEGRACIóN
Otro análisis parte del hecho de que (;n un año dado la acumulación de
activos se establece por la suma de la inversión privada //;, más la inversión pública Ig, la fuga de capital K, el aumento de reservas AJÍ, el
aumento de dinero intínno AM y el aumento de dinero extranjero A/l/'.
Esta acumulación de activos es financiada por la suma del ahorro nacional S, los ingresos netos de recursos externos F y el crédito a los sectores
públicos y privados />. Se supone que (ístas variables intenietúan d(;
acuerdo con ecuaciones de comportamiento y, por tanto, f|u(! existe una
forma reducida para la inversión privada, dada por:
Ip =f{l¿i, K, AJ{, A.1/, MI\ S, F, I,)
A fin de estimar esta ecuación se toma en cu(;nta que los datos respecto a fuga de capital y acumulación de monedas extranjeras no están
308
EL TRIMESTRE ECONÓMICO
disponibles para la mayoría de los países de la región; asimismo, los
dalos de crédito no son homogéneos ya que incorporan en algunos años
partidas de transferencias externas al sector público, por lo que esta
variable se puede representar por la masa monetaria. Los valores de
la variación de reservas son muy bajos en la mayoría de los países, por
lo que también se pueden omitir. Por tanto, la forma reducida se torna
una ecuación de cointegración expresando la inversión privada en
función de la inversión pública, el ahorro nacional, la oferta de dinero
interno y la entrada neta de recursos externos:
I^=zi¡^,S,M,F)
Esto permite formular una representación más completa de las
interacciones de largo plazo entre estas variables y evitar inferir erróneamente que no existe una relación de largo plazo al examinar la cointegración sólo entre el ahorro y la inversión.
La expresión anterior fue objeto de un análisis de cointegración por
el método de máxima verosimilitud de Johansen (1988). Este método
permite contrastar la existencia de varios vectores de cointegración y
ofrece estimaciones de los coeficienles de los distintos vectores. Los
datos de inversión privada y pública se obtuvieron de la Corporación
F'inanciera Internacional (1994); las fuentes de los datos de ahorro
nacional y dinero son la publicación Internacional Financial StalLstics,
del Fondo Monetario Internacional, mientras que los datos de las entradas netas de capital fueron tomadas del Banco Mundial (1995).
Todos los datos son expresados en los logaritmos de la variable respectiva expresada como porcentaje del producto nacional bruto. Las estimaciones se efectuaron con datos anuales del periodo 1970-1994. Se
llevaron a cabo pruebas de raíces unitarias para determinar el orden
de integración de las variables y en cada caso se encontró que las variables eran integradas de ordc-n 1, yaque el estadístico Dickey-FuUer
aumentado no rechazó la presencia de una raíz unitaria en los valores
en niveles de las series cronológicas, pero sí la rechazó en sus primeras dif(!rcncias. El análisis se realizó para ocho países, para los cuales los datos necesarios están disponibles. En dos de estos países. El
Salvador y Guatemala, se estimaron también modelos de corrección de
errores.
309
LA RELACIÓN ENTRE EL AHORRO Y LA INVERSIÓN
II. RESULTADOS DE COINTEGRACIÓN PARA EL SALVADOR
Las estimaciones de cointegración se realizaron con un vector autorregresivode dos rezagos. Los estadísticos de cointegración se presentan en los cuadros 1 y 2 y los vectores de cointegración en el cuadro 3.
Se puede inferir con base en las pruebas del maximal eigenvalue (cuadro 1) y del trazo de la matriz estocástica (cuadro 2) la existencia de
un vector de cointegración, lo que indica que existe una relación de largo plazo entre estas variables. En el cuadro 3 se aprecia que la inversión
pública ejerce un efecto positivo en la inversión privada, de tal manera
que si la primera aumentara en 1%, la segunda aumentaría en L05%.
En efecto, la influencia propulsiva de la inversión pública en la privada
ha sido reconocida en varios estudios (Cardoso, 1993; Cáceres, 1995;
Ramírez, 1995; Moguillansky, 1996). L>os recursos extemos ejercen un
efecto positivo en la inversión privada, pero su elasticidad es pequeña
(0.19109). Se debe notar que el ahorro nacional y la cuantía de dinero
CUADRO
1. El Salvador: Prueba basada en maximal eigenvalue
Eigernalue en orden descendiente
0.85987
0.51795
0.40953
0.12018
0.000
Hipótesis
Sula
r = 0
r <= 1
r <=2
r <=3
r <=1
CUADRO
Alternativa
r=
r =
r=
r=
r =
1
2
3
1
5
Estadístico
Valor critico (95'y<)
43.2337
16.0537
11.5903
7.4129
2.81 «5
34.4(X)0
28.1380
22.0020
15.6720
9.2430
2. El Salvador: Prueba de cointegración basada
en el trazo de la matriz estocástica
Hipótesis
.\u!a
Alleriitiliía
í-^staJistico
\ iilor crítico (95''/<)
r = 0
r <= 1
r <=2
r <=3
r <= 4
r> = 1
r> =2
81.1074
37.8737
21.8200
10.2297
2.81WÍ2
76.0690
53.1160
34.9100
19.96-W
9.2430
r> = 3
r> =4
r> = 5
310
EL TRIMESTRE ECONÓMICO
CUADRO
3. El Salvador: Vector de cointegración
(\ alores normalizados en paréntesis)
. ,,
Variables
Vector de coinlegración
_
f P vector)
SI^
0.40932
(-1.0000)
SI
-0.43091
(1.0528)
SS
0.46049
(-1.1250)
SM
3.3882
(^.2777)
SF
-0.0782
(0.19109)
Intercepto
-1.3183
(3.2208)
tienen una influencia negativa en la inversión privada. Esto puede ser
una necesidad a fin de crear los espacios para la entrada de recursos
externos. En efecto, el desplazamiento del ahorro nacional por el externo fue encontrado por varios autores (Masson et al., 1995; SehmidlHabbel, Serven y Solimano, 1994).
III.
RKSUI.TADOSDECOINTEGHACIóNPARA GUATEMALA
Las pruebas de cointegración para el caso de Guatemala indican la existencia de tres vectores de cointegración (cuadros 4 y 5). Los vectores
de cointegración se presentan en el cuadro 6. El primer vector indica
que la inversión piíblica ejerce un efecto positivo en la inversión privada, como también lo tienen el ahorro nacional y el dinero. Sin embargo,
los recursos externos ejercen un efecto negativo en la inversión privada, resultado que se ha encontrado en otros estudios (Iladjimichael
y Ghura, 1995). Esto indicaría que el financiamiento proporcionado a
la inversión por el ahorro nacional debe contrarrestar al desfinanciamiento causado por los recursos externos. En el segundo vector todas
las variables ejercen efectos negativos en la inversión privada, excepto
la inversión ptjblica. En el tercer vector la ijnica variable que tiene un
signo positivo es el ahorro nacional.
311
LA RELACIÓN ENTRE EL AHORRO Y LA INVERSIÓN
CUADRO
4. Guatemala: Prueba de coiiUegración basada
en maximal eigenvalue
Eigenvalue en orden descendiente
0.83248
0.76071
0.64039
0.41309
0.061193
0.0000
Hipótesis
Nula
r =
r=
r =
r =
r =
Alternativa
0
1
2
3
4
r=
r =
r=
r=
r =
1
2
3
4
5
Esladíslico
Valor crítico (95%)
39.3066
31.4617
22.4999
11.7235
1.3892
34.4000
28.1380
22.0020
15.6720
9.2430
CuADlíO 5. Guatemala: Prueba de cointegración basada
en el trazo de la matriz estocástica
Hipótesis
Nula
Altematiía
Estadístico
Valor crítico (95%)
r = 0
r<= 1
r<=2
r<=3
r<=4
r >= 1
r>=2
r>=3
r >=4
r >=5
106.3809
67.0744
35.6126
13.1127
1.3892
76.0690
53.1160
34.9100
19.9640
9.2430
CUADRO
6. Guatemala: Vectores de cointegración
(Valores nornializados en paréntesis)
VíiricMe
C'r
^^.
Vector 1
Vector 2
Vector 3
1.45558
(-1.0(KX))
-0.88888
(-l.OÍXX))
0.78557
(-l.(XXX))
-0.18333
(0.12596)
0.88101
(0.99124)
0.27378
(-0.34850)
GS
-1.6215
(1.1141)
-0.48621
(-0.54704)
-0.20113
(-0.25603)
GM
^.5097
(3.0984)
-2.7494
(-3.0933)
2.2390
(-2.8501)
GF
0.68849
(-0.47302)
-0.036082
(-0.0405)
0.00359
(-0.00457)
Inlen?C|)IO
0.89215
( 0.6129)
2.4706
(2.7797)
-2.0198
(2.5711)
312
EL TRIMESTRE ECONÓMICO
IV.
MODELO DE CORRECCIóN DE ERRORES PARA EL SALVADOR
A fin de investigar la dirección de causalidad entre las variables fueron estimados modelos de corrección de errores usando los términos de
error de los vectores de cointegración. La forma general del modelo
estimado, usando el prefijo S para denotar el caso de El Salvador, es la
siguiente:
4
1
.:>
1
6
1
en la que C y V denotan respectivamente la constante y el término
de error de la ecuación, y SFJR es el error estimado por la ecuación de
cointegración. Las variables que no resultaron significativas en la estimación de la ecuación de corrección de errores fueron omitidas en
estimaciones subsecuentes hasta que se obtuvo la estimación más significativa. Un resultado que debe destacarse es que en las ecuaciones
para la inversión pública y privada ninguna de las variables independientes rezagadas ni el término de error rezagado fueron significativos,
lo que indicó que la inversión privada y pública son variables cxógenas.
Ix)s resultados para las otras variables se presentan en el cuadro 7.
Se destaca en el cuadro 7 que en las ecuaciones para el ahorro nacional, dinero y recursos externos el termino de error rezagado [SER-])
resultó significativo, lo que indica que cada una de estas variables es
influida por todas las otras variables por medio del término dt; error.
Además, en la ecuación del ahorro nacional su valor rezagado resultó negativo y significativo, denotando la existencia de un proceso d(;
inventario en la acumulación de ahorro. Se puede notar, además, c\uc
el dinero ejerce un efecto positivo en el ahorro, tal como fue afirmado
por Edwards (1995) para una muestra de países desarrollados y en
desarrollo, aunque Schmidt-1 labbel, Webb y Corsetti (1992) encontraron efectos negativos del dinero en el ahorro en el caso de países en
desarrollo.
F'or otra parte, la inversión privada mu(;slra un efecto negativo en
el dinero indicando que, contrario al postulado del Mckinnon-Shaw, el
dinero y el capital físico son sustituios. El ahorro mu(;slra un cíccU)
positivo en el dinero de manera que existe una causalidad recíproca
entre estas variables. Se debe notar que la inversión pública ejerce un
313
LA RELACIÓN ENTRE EL AHORRO Y LA INVERSIÓN
CUADRO
Variables
independie rúes
c
7. El Salvador: Modelo de corrección de errores^
Variables dependientes
AS
-0.0856
(0.86)
A5/p-i
A5,M
ASF
0.0005
(0.08)
0.1,523
(0.29)
0.0558
(2.00)
-5.4708
(2.21)
ASIg-,
5.5368
(2.06)
ASS-i
-0.5481
(2.14)
0.0570
(3.74)
M.W- 1
5.7604
(2.78)
-0.0104
(4.23)
ASF-i
0.0723
(1.59)
-0.0 U)4
(4.23)
SER- 1
0.4465
(2.38)
-0.0762
(7.57)
^.5040
(3.96)
2.0887
(3.23)
le
0.44
0.81
0.62
F
3.16
17.20
6.56
" Los esladíslicos/ .se muestran entre paréntesis debajo de los correspondientes eoeficiontes.
efecto positivo en los recursos externos, lo que indica que la entrada
de recursos externos está determinada por los programas de inversión del sector público. Además, la inversión privada y el ahorro ejercen
efectos negativos en la entrada de recursos externos. El carácter endógeno mostrado por los recursos externos podría interpretarse como
evidencia de la movibilidad internacional del capital, como ha sido
propuesto por Schmidl-Hcbbel, Serven y Solimano (1994). Sin embargo, esta "movilidad" es resultado de la negociación por parte del sector
público de préstamos de fuenl(;s multilaterales y bilaterales para sustentar los programas de inversión pública. Este es un resultado que no
puede serdetemiinado por la aplicación del análisis bivariadode F'eldstein y I loriokia (1980) al estudio de la movilidad del capital en países
en desarrollo.
V. MuDKi.ODKCOlíüKCClÓN I)K ERRORES PARA Gl ATKMALA
En el caso de Guatemala los modelos de corrección de errores fueron
estimados usando valores rezagados de los errores del primer y según-
EL TRIMESTRE ECONÓMICO
314
CUADRO
Variables
irudependientes
8. Guatemala: Modelo de corrección de errores
Variables dependientes
AGS
£^CS
AGM
AGF
AGF
AC/,
C
-0.0212
(0.76)
-0.0227
(0.87)
-0.0085
(0.59)
0.0208
(0.11)
0.0111
(0.10)
0.0080
(0.17)
^GI,.,
0.4104
(2.02)
0.4539
(2.17)
4.6191
(2.23)
0.4247
(2.18)
-1.3681
(1.64)
AGf^.,
AGS.'«■-1
-1.7096
(2.80)
AGM_,
GER1_
0.1418
(2.67)
0.0506
(3.14)
-0.0616
(1.99)
-1.5582
(2.50)
-0.1921
(1.91)
-0.1040
(2.73)
GER2_
-1..5935
(2.23)
0.2205
(1.82)
R^
0.31
0.43
0.45
0.26
0.25
0.49
F
4.27
6.82
7.39
2.03
3.05
3.92
do vectores de cointegración, denotados respectivamente por GERl y
GER2. En este caso la inversión privada fue exógena como en F^l Salvador. Los resultados para las otras variables están en el cuadro 8.
Se puede notar en el cuadro 8 que el coericiente de GERl rezagado
es significativo en las ecuaciones para el ahorro nacional y los recursos extemos, mientras que el segundo término de error es significativo
en las ecuaciones del dinero, de los recursos externos y, a un nivel de
10%, de la inversión pública. Asimismo, el ahorro nacional es influido
de manera positiva por la inversión privada y negativamente por los
recursos externos; éstos, a su vez, son afectados por la inversión pública
y privada. Por su parte, la inversión pública recibe un efecto positivo
de la entrada de recursos externos y negativo del dinero, a la vez que
su valor rezagado muestra un valor positivo, indicando que la inversión
pública está sujeta a un efecto de "formación de hábito"
LA RELACIÓN ENTRE EL AHORRO Y LA LNVERSION
315
VI. CAUSALIDAD ENTRE PAÍSES
Dada la fuerte interdependencia económica entre El Salvador y Guatemala, se investigó si "choques" económicos que ocurren en Guatemala
tienen repercusiones en El Salvador y viceversa. Así, se estimaron modelos de corrección de errores para las variables de El Salvador, incluyendo entre las variables independientes los términos de error de los
vectores de cointegración de Guatemala. Los resultados fueron significativos sólo en el caso de la ecuación del ahorro nacional de El Salvador, en cuyo caso el error rezagado del segundo vector de cointegración
de Guatemala resultó significativo. La ecuación es la siguiente:
A.SS = -í).1905 + 5.0808 Ai'.W. j -0.3450 ASS. , + 0.6709 (C£/?2. ,)
(2.01)
(2.75)
(1.70)
(2.61)
(2.96)
R^ = 0.45
F = 4.78
Este resultado indica que la tasa de ahorro en El Salvador es causada, en parte, por variables macrocconómicas de Guatemala.
VIL
RESULTADOS PARA OTROS PAíSES
Fueron estimadas ecuaciones de cointegración para otros países para
los cuales se pudo obtener los datos requeridos. Los resultados de las
pruebas de maximal eigenvalue y trazo de la matriz estocástica permitieron inferir la existencia de un vector de cointegración en cada país.
Estos resultados indican la existencia de relaciones de largo plazo entre
estas variables. Estos son países en los cuales, con excepción de Guatemala, Bellod Redondo (1996) infirió que no existía cointegración.
9. Cointegración de la inversión privada con la inversión
pública, el dinero, el ahorro nacional y la entrada de recursos
externos. 1970-1994
CUADRO
Variables
ip
¡g
M
S
F
Arfieiilina
-l.OÍXX)
L7507
-0.0079
-0.4551
1.6001
Colítinbia
-I.ÍKKX)
2.861
0.0013
0.3161
0.3825
F.iltiuhir
México
-I.ÍKXX)
2.(KJ29
0.0570
0.1026
-0.9008
-1.0000
0..Í026
-0.0725
-0.1017
1.3715
Farafííuiy
-1.0(KX)
1.806,3
0.2144
0.2633
0.8,502
Vniguay
1.0(_MX)
0.6123
0.01.39
0.3156
-0.0016
316
EL TRIMESTRE ECONÓMICO
Se puede apreciar que en todos los países la inversión pública tiene
un efecto positivo en la inversión privada. El dinero afecta de manera
positiva a la inversión privada en todos los países, excepto Argentina
y México. Con excepción del caso de Colombia, el ahorro nacional y el
dinero muestran signos contrarios al de los recursos externos, indicando una relación de sustitución entre las variables de acumulación
interna y el ahorro externo.
CONSIDERACIONES FINALES
En este trabajo se ha presentado evidencia de que en ocho países de
la región existen relaciones de largo plazo entre inversión pública y
privada, la oferta monetaria, el ahorro nacional y la entrada neta de
recursos externos. Asimismo, en el modelo de corrección de errores
estimado para El Salvador se encontró que la inversión privada y pública son exógenas y ambas causan la entrada de recursos externos. A
la vez, esta variable es desplazada por el ahorro nacional. Por su parte,
el dinero es aumentado por el ahorro nacional y desplazado por los
recursos externos. En Guatemala se encontró que la inversión privada
es exógena mientras que la inversión pública es causada por los recursos externos. Estos resultados señalan que las entradas de recursos
externos obedecen a negociaciones del sector público para financiar
los programas de inversión. Por tanto, del análisis de cointegración no
se pueden deducir conclusiones categóricas de la movilidad de capital. Un resultado que merece mayor estudio es el efecto de causalidad
de país a país que puede existir en la América l>atina, comose ha encontrado para el caso de El Salvador y Guatemala. Esto indica que el estudio de la movilidad de capital y de la existencia de relación de largo
plazo entre variables macroeconómicas internas tendría que efectuarse
sobre una base multinacional.
Diciembre de 1996
REFERENCIAS
I5IBLI0CRÁFICAS
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