LAS ELASTICIDADES INGRESO CÍCLICAS Y SECULARES DE LA

LAS ELASTICIDADES INGRESO CÍCLICAS Y SECULARES
DE LA DEMANDA DE IMPORTACIONES EN LOS PAÍSES
EN DESARROLLO *
Fernando Clavijo y Riccardo Faini **
I.
INTRODUCCIóN
Determinar cómo reaccionan las importaciones a los factores cíclicos (de
corto plazo) y seculares (de largo plazo) ha sido un tema recurrente en
la bibliografía empírica del comercio internacional. La experiencia de varios países demuestra en general que las elasticidades-ingreso cíclicas de
la demanda de importaciones son generalmente mayores que las elasticidades seculares (véase Khan y Ross, 1975). Esta diferencia es particularmente marcada en el caso de las materias primas y los bienes
intermedios (véase Marston, 1971, y Deepler y Ripley, 1978). Más recientemente, usando el análisis espectral Haynes y Stone (1983) proporcionaron otras evidencias de que las elasticidades-ingreso cíclicas de la
demanda exceden generalmente a las elasticidades seculares. Estos hallazgos implican que la elasticidad-ingreso de la demanda de importaciones
no es constante sino que variará a lo largo del ciclo económico. Como
sostiene Magee (1975), las especificaciones tradicionales de las ecuaciones de importación que suponen constante la elasticidad-ingreso de la demanda de importaciones producirán en general estimaciones sesgadas de
las elasticidades cíclicas y seculares.
Gran parte de la evidencia obtenida hasta ahora se aplica sólo a
los países desarrollados. Se sabe poco acerca de la respuesta de los flujos
de importación a los factores cíclicos y seculares de los países en desarrollo. Sin embargo, las características de la estructura de la producción de
estos países hacen probable que las elasticidades-ingreso cíclicas sean
relativamente mayores que las de los países desarrollados. Estas características incluyen en general una estructura industrial menos integrada,
una menor respuesta de la oferta —incluso en presencia de capacidad
ociosa debido a las rigideces y distorsiones prevalecientes en estos paí* LoB resultados, interpretaciones y conclusiones no representan necesariamente la política
oficial del Banco Mundial, institución en la cual los autores trabajaban cuando escribieron
este articulo [traducción del inglés de Eduardo L. Suárez].
•• Los autores están muy agradecidos con John Holsen por señalar la importancia de diferenciar las elasticidades ingreso cíclicas y seculares de la demanda de importaciones y por recomendar el análisis de este trabajo para el caso de los países en desarrollo. También le agradecemos a P. de Meló y B. Balassa sus atinados comentarios.
89
90
EL TRIMESTRE ECONÓMICO
ses— y la presencia de estrangulamientos en sectores o etapas clave del
proceso de producción. Otros factores que también hacen probable la
reacción rápida de las importaciones en el corto plazo a los incrementos
de la demanda comprenden: la composición de las importaciones —fuertemente inclinada hacia los bienes de capital e intermedios—, y la posibilidad de que los precios no se ajusten por completo a los desequilibrios
del mercado.
Este trabajo se basa en Khan y Ross (1975) para estimar una ecuación de demanda de importaciones en que las elasticidades-ingreso de la
demanda de importaciones, cíclicas y seculares, no se limitan a ser iguales. Las estimaciones se realizaron para una muestra de 43 países en desarrollo. La sección ii presenta el modelo y analiza la técnica de estimación. Los resultados econométricos se presentan en la sección iii seguidos
de algunas conclusiones que se basan en las pruebas empíricas presentadas aquí.
11.
EL MODELO Y LA TéCNICA DE ESTIMACIóN
Según Khan y Ross (1975) se supone que la demanda secular de importaciones es una función del ingreso de tendencia y de los precios relativos,
mientras que la demanda cíclica de bienes extranjeros depende también
del ingreso presente. Si también se postula un mecanismo de ajuste parcial para la demanda de importaciones de corto plazo, se obtiene un sistema de dos ecuaciones:
M{t)= «o + «1 YC{t)+a,[Yit)-YCit)] + a,[P^[t) - P^(t) ] +
+ a,M(í-l)+8(í)
(1)
Y{t)=YHt)+rx{t) = X{t)^ + y\(t),
(2)
donde todas las variables aparecen en logaritmos, M denota las importaciones, Y yY° denotan respectivamente el producto corriente y de tendencia, y P" Y P^ representan respectivamente los precios de las importaciones y de los sucedáneos nacionales. La ecuación (1) determina las
importaciones, mientras que la ecuación (2) describe el producto como
una desviación de su tendencia, de modo que la tendencia depende a su
vez de un conjunto de variables explicativas (que se detallarán más adelante) x{t)y
Surge un problema de estimación porque F" no se observa. Un procedimiento comúnmente usado para resolver este problema (Barro, 1977,
^ Este es el enfoque adoptado por Artus (1973) y más tarde por Khan y Ross (1975).
LAS ELASTICIDADES INGRESO CÍCLICAS
91
1978) y adoptado por Khan y Ross (1975) consiste en estimar en primer término la ecuación (2), usando los valores ajustados y los residuos
de la regresión de F en X como un sustituto de Y" y Y — Y° respectivamente. Un problema con este procedimiento de dos pasos es que no generará una estimación congruente de la matriz de varianza-covarianza de
los coeficientes (Pagan, 1984, cap. 3).' El procedimiento de dos pasos
toma en cuenta la recuperación de una estimación correcta de su error
estándar sólo para el coeficiente del residuo estimado, 02 (Pagan, 1984,
cap. 7).
Para los otros coeficientes se requiere un enfoque diferente. Sustituyendo Y°{t)^ F(í)— f]{t) en la ecuación (1) obtenemos:
M{t)=ao + adY(t)-i]it)]+a,y]{t)+a,[P''{t)-P'>(t)] +
+ a,M(í-l)+E(í) =
r= oo + ai Y{t) + a,[P^(t)-P'>{t)] + aJUd - 1) +
+ {a,-a,)r]{t)+s{t)
(3)
La ecuación (3) se asemeja a una ecuación de demanda de importaciones bastante tradicional. Sin embargo, a menos que Oi = 0-2,
plim — Y{t)'']{t)¥=0 y la ecuación (3) no pueden estimarse por métodos de mínimos cuadrados ordinarios. Deberá usarse en su lugar un
procedimiento de mínimos cuadrados de dos etapas con X{t), M{t — 1)
y P''{t)—P^{t) como instrumentos. Este procedimiento conduce obviamente a una estimación congruente de la matriz de varianza-covarianza
de los coeficientes. Sin embargo, debe señalarse que la elasticidad-ingreso
cíclica de la demanda de importaciones (oa) no aparece en la parte no
estocástica de la ecuación (3), de modo que no puede estimarse allí.
Pero como antes vimos, puede estimarse el coeficiente 02, junto con una
estimación congruente de su error estándar, con el procedimiento de dos
pasos arriba descrito. La aplicación de procedimientos de estimación separados para Ci y 02 no impide la posibilidad de verificar si son iguales las elasticidades-ingreso cíclicas y seculares. Un examen más minucioso de la ecuación (3) revela que una prueba de a^ = 02, según el
supuesto mantenido de que COV[^{t), ^{t)] = O, equivale a una prueba
' De igual modo, el procedimiento de dos etapas no es siempre totalmente eficiente puesto
que no impone las restricciones que surgirían de la estimación conjunta de las ecuaciones
(1) y( 2).
92
EL TRIMESTRE ECONÓMICO
de independencia entre Y{t) y el término de error. Puede usarse para
este propósito un procedimiento estándar de Hausman-Wu, que es el enfoque seguido aquí/
Todavía hay necesidad de especificar los determinantes X de Y". Se
ha supuesto que el PIB secular sigue una tendencia segmentada, con rompimientos estructurales en 1974 y 1981/ La incorrecta especificación de
esta ecuación de tendencia generará estimaciones incongruentes del coeficiente «2, pero no afectará la estimación de la ecuación (3) por mínimos
cuadrados de dos etapas, excepto por una pérdida de eficiencia derivada
de la elección de los instrumentos.
Los errores de medición podrían ser otra fuente de incongruencia en
nuestras estimaciones. En particular la proliferación de las restricciones
cuantitativas y de otras barreras a las importaciones en los países en desarrollo implica la necesidad de una distinción entre los precios internos
de las importaciones y los precios en la frontera. Sólo el precio interno representa una medida correcta de los costos de las importaciones
para los agentes nacionales, pero las fuentes de las cuentas nacionales
suelen utilizar la información de los precios fronterizos. Esta discrepancia entre los precios introduce un término adicional en el error en la
ecuación (3) que, en un sistema con restricción por cuotas, se correlacionaría con todas las variables explicativas Y{t) y con los precios relativos (fronterizos), lo que de nuevo generaría estimaciones incongruentes." A fin de evaluar la importancia de este factor se usaron dos pruebas
de especificación incorrecta para los modelos dinámicos de ecuaciones
simultáneas: las pruebas de Sargan (1964) y de Godfrey (1976). La
prueba de Sargan aporta una verificación estadística sobre la independencia de los errores y los instrumentos, mientras que la prueba de Godfrey verifica la correlación serial del término de error, en presencia de
la variable dependiente rezagada.
3 Nuestro enfoque se basa en Khan y Ross (1975), pero permite la recuperación de una
estimación congruente de la matriz de varianza-covarianza de los coeficientes. Un arreglo dis
tinto, como el de Haynes y Stone (1983) utilizaría el análisis espectral, pero el tamaño relativamente pequeño de nuestra muestra impide el uso de esta técnica.
■' Se usó una función logarítmica simple para generar variables del ingreso de tendencia.
Sin embargo, a fin de considerar el efecto de los choques externos que más afectaron a los
países en desarrollo durante el periodo de la estimación se distinguieron tres subperiodos,
cada uno de los cuales corresponde tentativamente a una tasa de crecimiento relativamente
constante. Se tomó el primer choque petrolero (1974) como el comienzo del segundo periodo,
y el año siguiente, al incremento de dos y media veces en los precios del petróleo (1981),
como el comienzo del tercer periodo. Los rompimientos estructurales en 1981 y 1974 resultaron estadlslicaraente significativos en 90 y 50 % de los países de nuestra muestra.
' Esto puede verse fácilmente como sigue. Supongamos que la oferta de divisas no es infi-
LAS ELASTICIDADES INGRESO CÍCLICAS
93
III. Los RESULTADOS
Se utilizó el modelo presentado en la sección anterior a un conjunto de
países en desarrollo usando datos anuales para el PIB, las importaciones
de bienes y de servicios no factoriales, y los precios implícitos para el
periodo 1967-1987. Los resultados aparecen en el cuadro 1. La elasticidad cíclica del ingreso, a^, se estimó separadamente mediante el procedimiento de mínimos cuadrados de dos etapas. Todos los demás coeficientes
provienen de la estimación por mínimos cuadrados de dos etapas de la
ecuación (3).
Un resultado interesante es que, incluso después de una corrección
por la pequenez de la muestra, para 27 de los 43 países se aceptó la prueba de la incorrecta especificación, aunque en los países en desarrollo son
muy abundantes las restricciones cuantitativas a las importaciones. Para
los 16 países restantes la presencia de errores serialraente correlacionados
(aunados a una variable dependiente retrasada) y/o la endogeneidad de
algunos de los instrumentos constituyen una fuente de estimaciones incongruentes, lo que quizá sugiera un efecto significativo de las políticas restrictivas de las importaciones. En lo que sigue sólo se consignarán los
resultados para los países que aprobaron ambas pruebas de incorrecta
especificación.
Los resultados del cuadro 1 señalan algunas conclusiones importantes. El ingreso secular parece ser uno de los principales determinantes
de los flujos de importación. Su coeficiente es estadísticamente distinto de cero en 22 de los 27 países. Excluyendo los valores insignificantes el coeficiente fluctúa entre 0.33 (para El Salvador) y 1.3 (para
Uruguay). La media para los 27 países es 0.74, significativamente menor
que las medias citadas en Bahmani-Oskooee (1986) y en Pritchett (1987),
quienes no distinguen entre las respuestas seculares y las respuestas cíclicas. Pero esa distinción es muy importante. Entre los países que aprobaron las pruebas de incorrecta especificación los valores de los coeficientes del ingreso cíclico tienen un promedio más de dos veces mayor que
el de los valores de los coeficientes del ingreso secular cuando ambas elasticidades son significamente diferentes de cero. Los coeficientes del ingreso cíclico fueron mayores que los coeficientes del ingreso secular en
18 de los 27 países. Formalmente, la prueba de Hausman indica que las
elasticidades del ingreso secular difieren de manera significativa de
las elasticidades del ingreso cíclico en 13 países, 11 de los cuales exhinitamente elástica. Entonces un aomento en Y^ generará un precio interno mayor para las
importaciones aunque los precios fronterizos permanezcan constantes.
o
co
en
ro
I—i
o
c-
CO
00
CO
0\
lO
co
eo
ON
CO
t-
l-H
p
00
o»
o
eo
t^
eí
00
0\
o\
in
r<N
e^
(N
vo
co
<N
co
S?
CTi
co
o»
00
co
5
a
es
o
^
^0
?J
0\
co
co
1—1
co
o
o
o,
6
m
ON
00
lOÍ
os
3e
-^
t-
t—1
o\
ON
I—I ^
o co
co o
es ^
vo -H
vo
O?
«i
CO
co
o\
Í8
O '-^
m
Oi
rH
Ov ^■^ «3
co —V
eo
Oi
es
o fO
co c^
cv) es
OV rH
eo co
co ^
co o
■—-
es
rH Tt
es ^
co r~
I
m ^
s I
r- S
Q.
■a
a
-o
tío ^
o
tí
a
<
03 ^v
PO O
vo 00
l-H CN
^i^
§^
es rH
VO
rH OV
l/S O
0^ ^
•>#■>*
rH LO
LO rH
\ cA
i' vd
es iN
o o l.
es 00
es r-l
.-H CO
i^
es
a
■a .
8 S.
rl vO
t- CO
rH
CO r-
es ^rH co
1 ^
es .-V
co Ov
es LO
co ^rH ,—1
es in
irs Ov
VO Ov
rH [^
r^ VO
rH
r-^
•—•
rH ca
co o
'3' O
p vO
•^ co
vo O
co ^
t- o
rt co
vo --^
co co
es o
1/5
r-i t--
es
u
o,
Cu
ce
rJ
VI
vo ^
co es
co rH
es co
l-H o
I'
es —~
es o
\0 ^-
r co
3
03
•1.2
S
<
Ü
rj
O
u
Oí
u
a
S
s
CO
VO
§
OÍ
m
VO
00
<N
\o
LO
O
CO
rH
O
^
l-H
05
0
m
?
^
^
§?
1—1 —«
^-v
0 ^-v
Ser
CO r-
r^
oq
w
VO
t-^
f-i
8; e^
\o
eq
Irt
co co
00 vO
sg
l-H i-J
0
t^
0?
t^.
co
'*
^
CO
^
l-H
P
t^
co
g
0
iri
co
e4
VO
Ov
t^
OV
1-1
Ov
00
01
o ^~
VO -^^
^ ro
VO r-
10 ^v
1—1 ^->
Sp
' --^
o
<Ñ
co
0\ -—^
Ov 00
=i 0
CO ^"^
o
o
1—
1
in
IM
l-H
CO .—.
Tf ^^
in rH
Tf
^ t^
I—I rH
00 ^
rH VO
in Ov
(M
03 ^
o Cvj
■ co
C^ rH
co^^
VOlO
OrH
r~-^
■^t—
OVQV
■<*--^
COrH
pc^
IM-—N
OOOV
Cvj(N
' ^
1' 'í
rH CO
r >-H
co
TP
TÍ
O
-*
i-i
CV¡
co (N
Ov t^
co t--;
(NO
I—t co
I" -^
■-H
'S' Ov
t~- ^
00 ^
1—I evi
co ^--
00 ^-v
^^
rH i-H
Tf ,-^
03 ^-.
co VO
VO in
co <N
VO 10
0\
00
VO r-
-^
co
Ov
—'
3 ^C? VO
o Cvl
l-H in
o ^-v
rH cvj
LO .—I
rH
O rH
LO ^
OV LO
rH 03
1 —'
Tf --^
Ov rrH Tj"
rH ov
vO CO
CM Ov
I —
o Ov
es ■*
o
V
ti
V
S
^
-o
u
Ui
>H
0
u
u
es
0
C5
P3
rJ
es
<
esi
Q
o
í3
00
^
V£3
eo
eo
1—1
o
^
^
1—1
I
CO
00
CO
5§
^
^
eo
es
I—1
i—t
00
O
e
lOÍ
CO
esi
CO
g
<N
§
es
lO
es
CO
ON
o
I-I
es
lO
es
eo
es
(—1
es
e>)
CO
CO
es
es
r-H ,—.
Tf ,-1
»0 CO
in irt
Irt
CO
a
o
Oí
es -—-
tío o
es ^.
1—I es
cq es
lO Tj<
r^ CO
1—1 vD
in CO
r-4 CO
r-i e^i
es CO
^
CO cq
1-1 vo
o CO
1-i c>
:i-2
o 1-1
C~ CO
CO es
o CO
I
1-1 ^-,
es 1-1
CO ^~.
r-< es
es irt
irt .—,
1-1 lO
r- 1/3
es es
es
■—
CO 1—1
^ ^
i
r-l
o xfí
Tí O
CO -^
es vo
CO
CO
rf
c^
es
t^
es es
lO ^o i-l
CO ^~-
VO ^—
lO CO
lO lO
1—1
CO 00
Tf 1-1
cs in
Tí CO
r lo
I vo
rt
■|l
es 00
CO vo
1—1 lO
S
-o
ES
^—'
o
P-i
C3
en
<
Q
O
ca
2
O
1^
en
<
es '-O c^
r-i Ó
"^^
es
LAS ELASTICIDADES INGRESO CÍCLICAS
97
ben un valor mayor para la elasticidad cíclica.® Al interpretar estos resultados deberá recordarse que pueden reflejar hasta cierto punto el
escaso poder de la prueba de Hausman (Holly, 1982). El hecho de que
no se tome esto en cuenta puede llevar a la subestimación del número
de países para los que las elasticidades-ingreso seculares y las cíclicas
difieren.'
Estos resultados ilustran también que el modelo tradicional puede
exagerar la respuesta secular y subestimar la respuesta cíclica, lo que
tiene implicaciones importantes para el pronóstico de los flujos de importación de corto plazo en los países en desarrollo. Por ejemplo, las
estimaciones de la elasticidad-ingreso con el uso de un modelo de importación tradicional desarrollado por Pritchett (1987) y por Bahmani-Oskooee (1986), alcanzan promedios de 1.4 y 1.2 respectivamente. En cambio, los resultados presentados aquí sugieren una elasticidad cíclica de
2.6 en promedio. Por lo tanto, no es de sorprender que las importaciones
sean por lo general subestimadas en las proyecciones de corto plazo durante la tasa ascendente del ciclo en los países en desarrollo.
Los resultados que se presentan en el cuadro 1 indican que los precios
relativos desempeñan en general un papel importante en la determinación de la demanda de importaciones de los países latinoamericanos y
los asiáticos del Pacífico en nuestra muestra, pero tienen escasa importancia en los países africanos, y (lo que quizá sorprenda) los mediterráneos. Es interesante advertir que para todos los países con elasticidadesingreso cíclicas y seculares significativamente distintas de cero los coeficientes de los precios relativos son también significativamente distintos
de cero, mientras que cuando los parámetros del ingreso no son significativos los parámetros de los precios relativos tampoco son independientes. Interesa que una comparación de los resultados presentados aquí con
los de una ecuación tradicional de la demanda de importaciones (véase
Pritchett, 1987) muestre que las elasticidades-precio son por lo general
• A fin de tomar en cuenta el bajo poder de la prueba de Hausman se supone que el valor
crítico del nivel de significación es de 20 por ciento.
' Los resultados obtenidos con el análisis espectral, como en Haynes y Stone (1982) y en
Márquez (1988), ilustran que la ambigüedad de la interpretación de las elasticidades-ingreso
tanto cíclicas como seculares no pueden superarse totalmente cuando se usan la tendencia del
ingreso y la desviación de la tendencia como sustitutos del ingreso secular y el ingreso cíclico.
Artemás. los conocidos experimentos de Montecarlo demostraron hace mucho tiempo que el
análisis espectral requiere datos de series de tiempo largas para ser confiable. Este tamaño de
muestra impide el uso del análisis espectral en el caso de la mayoría de los países en desarrollo porque si bien es cierto que se dispone por lo común de datos sobre los flujos de comercio exterior trimestrales y/o mensuales, la falta de información sobre los precios es generalmente una restricción efectiva.
98
EL TRIMESTRE ECONÓMICO
mayores cuando las elasticidades-ingreso cíclicas y seculares son significativamente distintas de cero, lo que quizá sugiera que la inclusión del
componente cíclico mejora no sólo el ajuste sino también el comportamiento de la ecuación.
Por último, es ilustrativa una comparación de estos resultados con
la evidencia existente para los países desarrollados. Khan y Ross (1975)
estimaron con una muestra de 14 países industriales que la elasticidad
ingreso cíclica era en promedio cerca de 40 % mayor que la elasticidad-ingreso de tendencia. Los resultados que se presentan aquí sugieren que las dos elasticidades podrían diferir por un factor mayor aún
en los países en desarrollo. Sin embargo, debe advertirse que nuestros
resultados, que no son de modo estricto comparables a causa de las distintas metodologías, no son muy diferentes en términos cuantitativos de
los resultados presentados en Haynes y Stone (1983), cuyo análisis espectral produjo estimaciones de las elasticidades-ingreso cíclicas para las
importaciones de los Estados Unidos aproximadamente iguales al doble
de sus estimaciones seculares.
IV.
CONCLUSIONES
Este examen de la respuesta de las importaciones de los países en desarrollo a las fluctuaciones cíclicas y seculares del ingreso demostró que
los errores de observación y los residuos serialmente correlacionados conducirán a menudo a estimaciones incongruentes y por tanto poco confiables. Ambos problemas podrían imputarse al régimen comercial restrictivo que prevalece en muchos países en desarrollo.* En consecuencia, es
esencial una verificación cuidadosa para evaluar la confiabilidad de los
coeficientes estimados.
En una observación más concreta señalamos que en dos tercios de
los países de nuestra muestra la elasticidad-ingreso cíclica es mayor que
la elasticidad-ingreso secular y que en más de un tercio de la muestra la
diferencia es significativa estadísticamente. Sólo para dos países la elasticidad-ingreso secular de la demanda de importaciones es significativamente mayor que la cíclica. Esto proporciona un apoyo alentador a la
idea de que la demanda de importaciones es en los países en desarrollo
* Khan (1974) ha sostenido que un régimen de comercio exterior restrictivo podría provocar errores serialmente correlacionados. De igual modo, como se señaló antes, la presencia de
restricciones cuantitativas a las importaciones introducirá un margen entre los precios de las
importaciones en la frontera y en el interior del país, y si sólo se observa la primera variable
se provocará un problema de error en la variable.
LAS ELASTICIDADES INGRESO CÍCLICAS
99
relativamente más sensible a las fluctuaciones del ingreso en el corto
plazo.
En cuanto a la influencia de los precios relativos en la demanda de
importaciones los resultados exhiben algunas diferencias regionales, de
modo que los precios relativos tienen un papel importante en los países
latinoamericanos y asiáticos del Pacífico de la muestra pero escaso efecto
en los países africanos y mediterráneos. Los países para los cuales son
significativamente distintas de cero tanto las elasticidades-ingreso cíclicas
como las seculares también tienen coeficientes de precios relativos significativamente diferentes de cero, mientras que se da lo contrario para
los países con parámetros del ingreso iguales a cero.
Julio de 1989
REFERENCIAS BIBLIOGRáFICAS
Artus, J. (1973), "The Cyclical Adjustment of Foreign Trade Flows and the Estimation of Underlying Trade Balances", inédito, ensayo del FMI.
Bahmani-Oskooee, M. (1986), "Determinants of International Trade Flows: The
Case of Developing Countries", Journal of DevelopmerU Economics.
Barro, R. J. (1977), "Unanticipated Money Growth and Unemployment in the
U.S.", American Economic Revicw, vol. 67, marzo, pp. 101-115.
(1978), "Unanticipated Money, Output and the Price Level in the U.S.",
Journal of Political Economy.
Deepler, M., y D. Ripley (1978), "The World Trade Model: Merchandise Trade",
IMF Staff Papers, núms. 147-206.
Godfrey, L. G. (1976), "Testing fot Serial Correlation in Dynamic Simultaneous
Equation Models", Econometrica, 44, pp. 1077-1084.
Haynes, S., y J. A. Stone (1983), "Secular and Cyclical Responses of U.S. Trade
Income: An Evaluation of Traditional Models", The Review of Economics and
Statistics, 65, pp. 87-95.
Holly, A. (1982), "A Remarle on Hausman's Specification Test", Econometrica,
50, pp. 749-759.
Khan, M. (1974), "Import and Export Demand in Developing Countries", IMF
Staff Papers 21, pp. 678-692.
, y K. Ross (1975), "Cyclical and Secular Income Elasticities of the Demand
for Imports", The Review of Economics and Statistics 57, pp. 357-361.
Magee, S. (1975), "Prices. Incomes and Foreign Trade", Peter Kenen (comp.),
International Trade and Finance: Frontiers for Research, Cambridge, Cambridge University Press.
Márquez, J. (1988), "Cyclical and Secular Trade Elasticities: An Application to
LDC Exports", Journal of Economic Dynamics and Control 2, pp. 71-76.
100
EL TRIMESTRE ECONÓMICO
Pagan, A. (1984), "Econometric Issues in the Analysis of Regressions with Generated Regressors", International Economic Revieiv 25, pp. 221-247.
Pritchett, L. (1987), "Import Demand Elasticities: Estimates and Determiiiants",
Banco Mundial, EPDCO, Ensayo de Trabajo 1987-4.
Sargan, J. (1964), "Wages and Prices in tlie United Kingdom", P. Harts y otros
(comps.), Econometric Analysis for National Economic Planning, Londres,
Bettenworth.