ENTRADA DE CAPITAL EXTRANJERO, AHORRO INTERNO E

ENTRADA DE CAPITAL EXTRANJERO, AHORRO INTERNO
E INVERSIÓN EN LA AMÉRICA LATINA: UNA HISTORIA
NEGATIVA Y PRECAUTORIA
Nathaniel H. Leff y Kazuo Sato *
I.
INTRODUCCIóN
La entrada de capital extranjero es un fenómeno importante en muchos
países latinoamericanos. Tanto para fines analíticos como de política
convendría tener un entendimiento claro de sus causas. Se nos ocurren
muchas hipótesis plausibles como posibles explicaciones de los movimientos de capital hacia la América Latina. En un trabajo anterior presentamos y sometimos a prueba una de tales hipótesis, pero vimos que carecía
de poder explicativo general.^ El tema de los movimientos de capital extranjero hacia la América Latina es demasiado importante para dejarlo
en situación confusa, de modo que este trabajo continúa el esfuerzo de
aclaración de los determinantes de los flujos de capital hacia estos países. Como lo sugiere esta introducción, nuestro trabajo difiere en tres
sentidos de otras investigaciones sobre los movimientos de capital hacia
la América Latina. Primero, se concentra en las causas más bien que en
los efectos de estos flujos. También difiere de los análisis que utilizan
un enfoque normativo más bien que positivo del tema de los movimientos
de capital extranjero. Además, desde muchas perspectivas analíticas y de
política el tema pertinente es la magnitud de las importaciones totales
de capital. En consecuencia nos concentraremos en los flujos de capital
agregados más bien que en componentes particulares tales como los préstamos bancarios, la ayuda internacional o la inversión directa.
Una cuestión relacionada se refiere a las perspectivas de aumento de
las tasas de ahorro interno en la América Latina. Esta cuestión ha interesado a los observadores preocupados por las posibles deseconomías
externas de las entradas de capital extranjero [F) en la América Latina.
Algunas veces las importaciones de capital pueden permitir que un país
* Los autores son profesores de la Escuela de Graduados en Administración de Empresas
de la Universidad de Columbia y de la Universidad de Rutgers respectivamente. Agradecemos
el apoyo otorgado al trabajo de Leff por el Programa de Investigación de los profesores de
Columbia. También agradecemos los útiles comentarios formulados a una versión anterior por
Graciela Chichilnisky, Duncan Foley. Maxwell Fry, Carlos J. Glower, Roger Me?znik, Jacob
Paroush y James Tybout. Por último, estamos en deuda con Ed Gruca por su asistencia de
investigación. La responsabilidad de las deficiencias de este ensayo es exclusivamente nuestra.
^ Ese ensayo, Leff y Sato (1985), está a disposición de quien lo solicite.
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EL TRIMESTRE ECONÓMICO
menos desarrollado (PMD) alcance tasas mayores de formación de capital y de crecimiento del producto. Sin embargo, a menudo F se resiente
a causa de sus supuestas exterioridades económicas, sociales y/o políticas negativas (Hirschman, 1969). Por esta razón los elaboradores de
])olíticas pueden tratar de reducir la dependencia de sus países respecto
a la entrada de capital extranjero. La contabilidad del ingreso nacional
indica que la inversión agregada de un país es igual a la suma de su
ahorro interno y su entrada de capital extranjero:
1=S+F
(1)
En consecuencia, el objetivo de reducir la razón de la entrada de capital
extranjero al PIB sin reducir la tasa de formación de capital hace que se
plantee la cuestión de las posibilidades de incremento de las razones del
ahorro interno. En la segunda parte del trabajo nos ocuparemos de esa
cuestión, considerando las condiciones que afectan la transición hacia
tasas de ahorro mayores en la América Latina. Siguiendo una perspectiva
bien establecida en la bibliografía del desarrollo nuestro análisis se concentra en las tasas de ahorro interno total.'' Los problemas de política
envuelven a menudo las magnitudes de S, I y F agregadas. Y conceptualmente el enfoque del ahorro agregado no requiere nada más exigente que
el supuesto de que el ahorro privado y el ahorro público responden
generalmente a los mismos estímulos económicos. Nuestro análisis se aleja de algunos tratamientos anteriores en cuanto considera algunas influencias menos tradicionales sobre el comportamiento del ahorro en los PMD
(por ejemplo el gasto en armamentos, la magnitud del gasto en publicidad), así como algunas condiciones más familiares como la tasa de inflación y el sesgo en la distribución del ingreso.
II.
EXPLORACIóN DE LAS RELACIONES DE CONDUCTA
Nuestro intento anterior de explicar los determinantes de los flujos de
capital hacia la América Latina implicaba un modelo formal y una
2 Véase por ejemplo el hincapié que hizo W. Arthur Lewis (1985, pp. 225-226) en la
necesidad de que los países en desarrollo eleven sus razones de ahorro agregado. De igual
modo, el modelo de desarrollo de dos brechas analizado por Hollis Chenery y otros en numerosos trabajos también se concentra en el ahorro interno agrepado, la inversión y la entrada
de capital. Asimismo, la investigación empírica del ahorro en los países en desarrollo se ha
concentrado a menudo en los determinantes del ahorro agregado. Véase por ejemplo Friend y
Taubman (1966) y Giovannini (1983).
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prueba econométrica. Los resultados poco claros de ese esfuerzo sugieren
que lo mejor que podemos hacer en este punto es utilizar un enfoque
metodológico más modesto y exploratorio. En consecuencia utilizaremos
el tipo más simple del análisis inductivo: considerar las condiciones en
materia de conducta correlacionadas con las diferencias de F/Y: las razones de la entrada de capital extranjero al producto interno bruto en los
países de la América Latina. Tal procedimiento podría denominarse "empirismo estructurado". Comprende el examen de los niveles de significación de las correlaciones de rango entre las razones medias de F/Y
y las variables sugeridas a priori como posibles determinantes de una
persistente entrega de capital. Si las variables correlacionadas no se seleccionan sobre la base de consideraciones teóricas tal investigación puede
perder fácilmente su sentido. En realidad aun si las variables se seleccionan de ese modo tal procedimiento de empirismo explícito se tiene a
veces en poca estima profesional. Pero un enfoque que utilice un empirismo explícito puede ser preferible a algunas de las opciones: el empirismo casual (sin referencia a las pruebas de significación formales) o
el apriorismo puro (sin referencia a la realidad empírica).
Los datos para este análisis de correlación provienen en su mayor
parte de los registros del International Financial Statistics (iFs), del Fondo Monetario Internacional. La cinta IFS tiene datos sobre las principales
variables macroeconómicas, entre ellas F/Y, y permite una muestra de
21 países latinoamericanos.^ Las variables especificadas se refieren generalmente a los valores medios para los países individuales en el periodo 1955-1983. En vista de la extensión del periodo estudiado es posible que estemos observando correlaciones entre valores de estado estable. El estudio busca generalizaciones válidas que se apliquen al conjunto de los países latinoamericanos. En consecuencia, nos concentramos
^ La mayoría de los datos de las variables socioeconómicas que se citan líneas abajo
proviene de la cinta del Banco Mundial. Las excepciones son los datos referentes a las tasas de dependencia demográfica, que proviene del Demographic Y'earbook de las Naciones
Unidas; el índice del gasto en publicidad, que ha sido tomado de Nathaniel IL I^eíf y John
Farley (1980). y los datos sobre la parte del PIB destinada al gasto militar, que provienen
de la Agencia de los Estados Unidos para el Control de Armas y el Desarme. El tamaño de
la muestra utilizada para las correlaciones de rango que se registran más adelante incluyó 21
países, excepto en el caso de las correlaciones de la distribución del ingreso y las variables
de la publicidad. Se dispuso para 18 países de datos referentes a la parte del ingreso recibida
por el 20 Có más pobre de la población, y en 14 países se dispuso del índice del gasto
en publicidad. Los 21 países de la muestra general son: la Argentina, Solivia, el Brasil. Chile,
Colombia, Costa Rica, la República Dominicana, El Salvador, Guatemala, Guyana, Haití, Honduras, Jamaica. México. Nicaragua, Panamá, el Paraguay, el Perú, Trinidad y Tobago, el Uruguay y Venezuela.
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EL TRIMESTRE ECONÓMICO
en los patrones transversales entre los países en lugar de enfocar las
relaciones de conducta observadas a través del tiempo en países individuales. Estadísticamente el análisis se beneficia del hecho de que las
i^azones medias de las entradas de capital a los países de la muestra
manifiestan una gran varianza. Las observaciones de la F/Y media en
la muestra fluctúan entre 7.7 y —7.2 %. Para la muestra total la media
llega a 2.1 %, con una desviación estándar de 3.4 %.
Desde una perspectiva de política nos interesa el acceso global de
un país a las importaciones de capital para financiar la formación de capital y los déficit de cuenta corriente. En consecuencia, la variable F
incluye todas las formas de entrada de capital extranjero. Tal agregación —por ejem]iIo de préstamos bancarios, créditos de proveedores e
inversión directa— plantea problemas obvios si cada uno de los componentes de F está gobernado por determinantes muy distintos. Sin embargo es probable que las formas principales del flujo de capital hacia
estos países se muevan en función de las mismas variables: las tasas relativas de rendimiento ajustadas por el riesgo y la incertidumbre. Una
consideración adicional que justifica un análisis global es el alto grado
de complementaridad entre las diversas formas de flujo de capital hacia
la América Latina en el sistema económico y político internacional de la
posguerra.
La elección de posibles correlaciones con las razones F/Y para los
países de nuestra muestra no plantea ninguna dificultad. No escasean las
concepciones profesionales previas ni los "hechos estilizados" acerca de
las condiciones asociadas a los flujos mayores o menores que F en la
América Latina. Por ejemplo, se podrían esperar correlaciones significativas entre las razones de entrada de capital extranjero y nivel de
desarrollo económico de los países (Landau). Para los fines del análisis
de correlación se representa el "nivel de desarrollo" con y, el nivel del
ingreso per capita. El capital extranjero puede ser atraído también por
los países que experimenten una alta tasa de tendencia de crecimiento
económico, g. Además, los prestamistas y los inversionistas extranjeros
pueden considerar algunas variables asociadas a la inflación de precios,
tales como el déficit del presupuesto gubernamental y la tasa de crecimiento de la oferta monetaria. Es de presumir que tales condiciones influyan
sobre el riesgo y los rendimientos por la vía de su efecto en el nivel y
la inestabilidad de la inflación de los precios. Por esta razón se especificarán directamente las variables de la inflación. Se espera que F/Y
se relacione inversamente tanto con la tasa media de inflación de los
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países, P, como en la inestabilidad de la tasa inflacionaria. Nuestra
especificación de la inestabilidad de la inflación es la desviación estándar
de P, DÉP.
Dado el papel del capital extranjero en el financiamiento del comercio de mercancías F/Y puede correlacionarse positivamente con el
grado de apertura de las economías. Se especificará esa variable, APERTURA, como la razón media de las importaciones y las exportaciones al
PiB. Además, sería de esperarse que el capital extranjero fluyera con
mayor facilidad hacia los países libres de restricciones cambiarlas. Una
buena representación de ese estado es la tasa de crecimiento real de las
importaciones, IMP. En cambio, es probable que las economías caracterizadas por un alto grado de inestabilidad de las importaciones atraigan
menos capital extranjero. La variable que se especifica para la inestabilidad de las importaciones es la desviación estándar del crecimiento
de las importaciones, DEIMP. Otra condición que puede asociarse a la
magnitud de la entrada de capital es el nivel del desarrollo financiero
interno: los movimientos internacionales del capital pueden sustituir parcialmente un sistema interno bien desarrollado de intermediación financiera (Kindleberger, 1976). Siguiendo la investigación de Raymond
Goldsmith, se representa el nivel del desarrollo financiero interno por V,
la razón de Y al acervo de crédito interno.
También podemos considerar algunas variables no tradicionales sugeridas por las teorías de la economía política internacional. Algunos
observadores esperarían una correlación positiva entre F/ y la proporción del PIB gastada en armamentos. Llamaremos ARMS esa variable. En
principio también podrían correlacionarse positivamente las razones de
la entrada de capital extranjero con la magnitud del gasto del país en
publicidad, un indicador del consumismo y la susceptibilidad a las influencias transnacionales. Disponemos de una medida del gasto en publicidad (Leff y Farley, 1980), y llamaremos PUB a esa variable. Otra
posibilidad es que el capital extranjero sea atraído hacia los países caracterizados por una distribución muy desigual del ingreso. Es posible
que tal concentración permita la existencia de mercados demasiado grandes para productos transnacionales y/o de regímenes políticos que ofrezcan incentivos favorables y menor incertidumbre para el capital extranjero. Esa perspectiva sugeriría una importante correlación positiva entre
la F/Y de países individuales y el grado de desigualdad de su distribu-
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EL TRIMESTRE ECONÓMICO
ción del ingreso. Nuestra medida de la desigualdad es la parte del ingreso nacional que recibe el 20 % más bajo de la población del país,
BA 20. Por último, el tamaño del país puede ser también una variable
politicoeconómica importante. Los PMD más grandes pueden tener una situación geopolítica más fuerte y/o un aparato gubernamental más fuerte
que les permitan resistir las entradas de capital extranjero en términos
que consideren poco atractivos. Esta perspectiva sugiere una relación negativa entre el tamaño del país y F/Y. Se dispone de varias medidas de
la variable TAMAñO. Siguiendo a Lloyd y Sundrum (1982, p. 22), hemos
especificado esta variable como el tamaño de la población.
III. Los RESULTADOS EMPÍRICOS
Aunque existen a menudo opiniones claras acerca de las variables que
pueden estar en cuanto a conducta relacionadas con las razones de entradas de capital de la América Latina, diversos observadores pueden diferir en lo que respecta a los signos esperados de algunas de las variables. Por ejemplo, ¿se esperaría que las razones F/Y entre países se
correlacionaran en forma positiva o negativa con las tasas de crecimiento
económico de la América Latina? Diversos observadores pueden tener
diferentes experiencias al respecto. En estas circunstancias convendrá considerar las correlaciones efectivas y sus niveles de significación. El cuadro 1 presenta las correlaciones de rango entre las variables citada? y
las razones F/Y para los 21 países de nuestra muestra. Los números
entre paréntesis indican el nivel de confianza al que pueden aceptarse las
correlaciones.*
Los resultados empíricos presentados en el cuadro 1 muestran confirmaciones y divergencias frente a las prioridades que guiaron nuestra
selección de variables. La muestra indica una correlación negativa altamente significativa entre F/Y y el nivel de ingreso per capita, pero
también una correlación insignificante entre F/Y y g. Las correlaciones
para las variables de la inflación son las esperadas. Lo mismo ocurre
con los resultados de las variables del comercio internacional: la apertura y el crecimiento de las importaciones. En cambio, la inestabilidad
de la tasa de crecimiento de las importaciones muestra una correlación
^ En el caso de las correlaciones de rango con bajo=; niveles de confianza, los coeficientes
mostrados en el cuadro 1 tienen escaso significado. Los incluimos porque los lectores de una
versión anterior pidieron que se publicaran los números específicos.
CAPITAL EXTRANJERO, AHORRO E INVERSIÓN
567
1. Spearman: correlaciones de rango entre F/Y y algunas
variables en 21 países latinoamericanos, 1955-1983
CUADRO
„ .
'^""^ble
Coeficiente de correlación
y „¿j,g; ¿g confianza
y
g
— .52 (.99)
.00 (.02)
P
-.39 (.92)
DÉPr
APERTURA
—.39 (.92)
.44 (.95)
IMP
DEÍMP
V
ARMS
BA 20
PUB
TAMAÑO
NOTA
.51 (.98)
— .10
—.12
—.13
.23
— .45
— .56
(.32)
(.38)
(.44)
(.64)
(.89)
(.99)
: Véanse en el texto las definiciones de las variables.
insignificante con F/Y. Lo mismo ocurre en cuanto al nivel de desarrollo financiero interno, por lo menos en la forma especificada aquí."
Las variables no tradicionales muestran menos resultados significativos. La correlación entre F/Y y la proporción del PIB gastada en armamentos es prácticamente igual a cero. La correlación entre las razones
de entrada de capital y la parte del ingreso recibida por el 29 % más
bajo de la población del país es .23, significativa sólo en el nivel de confianza de .64. La correlación entre F/Y y el índice del gasto en publicidad es casi significativa en estándares tradicionales; pero contra lo esperado este coeficiente tiene un signo negativo. La variable tamaño tiene
el signo correcto y es altamente significativa. Sin embargo podemos interpretar este resultado en términos diferentes de la hipótesis de economía política propuesta originalmente. Las economías pequeñas tienden
también a ser economías más o menos abiertas (Kindleberger, 1962, pp.
' Es posible que la variable V muestre una correlación no significativa poríjue sea un mal
mstituto del nivel del desarrollo financiero interno. Sin embargo, los rebultados estadísticos
de V no reflejan ninguna contaminación de esta medida en virtud de una correlación posiblemente elevada con las variables de la inflación. Las correlaciones entre las variables V, P y
DEPr de la muestra no son significativas.
568
EL TRIMESTRE ECONÓMICO
32-37).* En consecuencia el término TAMAñO del cuadro 1 puede estar
reflejando en efecto la apertura económica, de modo que estaría repitiendo la conexión comercio exterior-financiamiento previamente señalada con la variable APERTURA. La importancia de las condiciones del
comercio exterior para los flujos de capital se corrobora también por la
fuerte correlación positiva entre ¥/Y y la variable crecimiento de las importaciones, IMP?
Otra característica del cuadro 1 es la fuerte correlación inversa con y,
nuestra representación del nivel de desarrollo. Así pues, el cuadro revela
en general que la entrada de capital extranjero a la América Latina es
proporcionalmente mayor en las economías subdesarrolladas pequeñas,
abiertas y menos inflacionarias. En efecto, es posible que la realidad estructural sea más simple aún: las economías abiertas pequeñas tienden
también a tener menores tasas de inflación. Por lo tanto nuestra conclusión se reduce a esto: la entrada de capital extranjero a la América Latina es proporcionalmente mayor en las economías menos desarrolladas
(pequeñas) abiertas.* Es posible que este patrón refleje la importancia
de los flujos de capital relacionados con el comercio exterior y la de las
economías de escala con la intermediación financiera extranjera en las economías pequeñas (Kindleberger, 1976).
Nos preguntamos qué tanto de la varianza en F/Y en la muestra podrá explicar esta perspectiva que hace hincapié en la apertura del comercio exterior y el nivel de desarrollo. En consecuencia hemos estimado
una ecuación de regresión con APERTURA y como las variables del miembro derecho (MD). La ecuación estimada, con las razones t entre paréntesis, es:
F/Y— .051 — .0001
(2.89)
y -f .021
(3.444)
APERTURA
(2)
(9.94)
B? = .35
* La correlación de rango entre las variables APERTURA y TAMAñO de la muestra llega a
—.85, significativa en el nivel de confianza de .99.
' Para la mayoría de los países de la muestra F constituyó una posición pequeña y variable de los ingresos totales de divisas y la capacidad para importar. Por lo tanto, no es
probable que la correlación con la variable crecimiento de las importaciones sea un artificio
estadístico.
* En esta muestra la correlación entre APERTURA y P llega a —.57, significativa en el
nivel de confianza de .99. La correlación entre TAMAñO y P llega a .48, significativa en
el nivel .97.
CAPITAL EXTRANJERO, AHORRO E INVERSIÓN
569
Considerando la forma en que se seleccionaron las variables del miembro derecho en la ecuación (2) es obvio que las razones t no tienen su
significado habitual. En el contexto actual advertimos que la ecuación (2)
explica el 35 % de la varianza con las razones de entrada de capital. Es
de presumir que una parte del residuo no explicado refleja las diferencias
entre los países en lo relativo a los rendimientos del capital ex ante que
no hemos especificado. En términos más generales, las correlaciones (significativas y no significativas) presentadas en el cuadro 1 pueden ser
útiles para la formulación de una teoría que explique un gran porcentaje
de la varianza en las razones de entrada de capital en la América Latina.
Es claro que todavía no se dispone de una tal teoría empíricamente de
importancia.
IV.
LAS PERSPECTIVAS DE MAYORES TASAS DE AHORRO INTERNO:
UN ENFOQUE DE COEFICIENTES ALEATORIOS
Hasta aquí nos hemos concentrado en las condiciones asociadas a las
diferencias entre los países en cuanto a la magnitud de las razones de
importación de capital en la América Latina. Como indicamos en la introducción, una cuestión relacionada se refiere a las perspectivas de aumento de las tasas de ahorro interno en países individuales a través del
tiempo. Esa cuestión es pertinente no sólo por sus implicaciones para la
reducción de la dependencia respecto al capital extranjero sino también
por otras razones. En algunos países de la América Latina es posible
que la miopía y las distorsiones conduzcan a tasas de inversión y de
crecimiento económico que no lleguen al óptimo social. Como antes vimos, las mayores tasas de ahorro interno pueden permitir a un país
acelerar su formación de capital y su crecimiento económico. En términos
más generales, en muchos modelos del desarrollo a largo plazo ocurre
que el ritmo del crecimiento del ingreso y del cambio estructural es impulsado por la acumulación de capital y —en ausencia de grandes importaciones de capital— por el ahorro interno. Este tema es de obvia
importancia, pero los economistas no han logrado explicar de modo concluyente el comportamiento del ahorro en los países en desarrollo." Por
lo tanto quizá convenga investigar más este asunto.
" Por ejemplo, un intento de explicación del comportamiento del ahorro en una muestra
(ie 40 PMD durante los años setenta reveló que sólo 3 de las 7 variables del miembro derecho
tenían un parámetro estimado mayor que su error estándar (Singh, 1985, p. 228). Además,
aunque algunas de las variables de regresión especificadas pueden ser "más asociativas que
causales"' (p. 220), sólo obtuvo una R* de .45 en la ecuación del ahorro ampliada.
570
EL TRIMESTRE ECONÓMICO
A fin de analizar las perspectivas de incremento de las tasas de
ahorro interno, debemos empezar por especificar una función de ahorro
y estimar sus parámetros con datos de series de tiempo para cada uno
de los 21 países de nuestra muestra. Ya hemos completado esa tarea en
im ensayo que está a disposición de quien lo solicite (Leff y Sato, 1985).
La función de ahorro desarrollada en él considera el ahorro de los PMD
en términos metzlerianos típicos, como un proceso de acumulación de
riqueza dirigido a las razones riqueza-ingreso deseadas, W*. Por lo tanto
el ahorro corriente es una función del camhio ocurrido en el ingreso corriente, A y. Sin embargo, rigideces económicas o sociales pueden restringir la tasa de ajuste efectivo del ahorro a los niveles deseados. Por
esta razón consideramos un proceso de ajuste parcial y especificamos S—i
en la función de ahorro. El parámetro estimado para este término se
relaciona estrechamente con (1 — k), donde k mide la rapidez del ajuste
del ahorro efectivo al ahorro deseado. Por último, el ahorro de los países
latinoamericanos es afectado también por la tasa de interés real esperada,
una variable en la que influye fuertemente la tasa de inflación esperada. En consecuencia incluimos esa variable, P*, en la función de ahorro.
Añadiendo un término estocástico, u, tenemos:
S = ao + (hAY + (l — k)S--, + a,P' + u
(3)
Como señalamos antes, condiciones distintas de la meta razones de riqueza-ingreso y de la inflación esperada pueden afectar también los niveles
del ahorro en la América Latina. Por razones conceptuales vemos que
esas condiciones ejercen su efecto por medio de la magnitud de los parámetros de la función de ahorro (3) en lugar de entrar a la ecuación
en forma aditiva, como regresores carentes de base teórica.
En este contexto nuestro enfoque son las perspectivas de aumento de
las tasas de ahorro en países individuales a través del tiempo. Un factor
decisivo aquí es el comportamiento del ahorro con respecto al crecimiento
del ingreso corriente: el aumento de S/Y requiere un valor alto de
3S/3Ay. Este es por supuesto el término Oi de la ecuación (3). Las
estimaciones del parámetro de ese término presentan una variación considerable entre los países de nuestra muestra.^" Por lo tanto, tomando la
'" Las estimaciones de á, en nuestra muestra fluctúan entre L465 y 0.104. La media es
.522 y la desviación estándar es .333. Para 3 países de la muestra la estimación del parámetro
para a, fue menor que su error estándar. Sin embargo, estas estimaciones se incluyeron en el
análisis de la correlación de rango porque tienen la mejor información disponible sobre la
magnitud de o^ en esos países.
CAPITAL EXTRANJERO, AHORRO E INVERSIÓN
571
perspectiva de un modelo de coeficientes aleatorios tratamos las estimaciones del parámetro de áj derivadas del comportamiento de las series
de tiempo en países individuales como observaciones de 3S/3AF en
una muestra internacional. Podemos entonces investigar las condiciones
asociadas en materia de conducta a un Cj mayor o menor, y que por
tanto pueden conducir a mayores tasas de ahorro en países individuales
a través del tiempo. El desarrollo económico puede considerarse como
un proceso en el que los parámetros estructurales clave de una economía
modifican sus valores numéricos a través del tiempo. Esa es la perspectiva que estamos siguiendo aquí. Aplicaremos el enfoque analizando las
condiciones asociadas a la variación en los parámetros de la función de
ahorro agregada entre los países latinoamericanos. Nos concentramos en
los determinantes del comportamiento marginal del ahorro más bien que
en los determinantes del promedio. Desde el punto de vista del cambio
económico los marginales son los importantes, porque son los que alteran
la magnitud de los promedios a través del tiempo.
V.
LA RESPUESTA DEL AHORRO AL CRECIMIENTO DEL INGRESO
La teoría económica y la bibliografía del desarrollo económico sugieren
numerosas condiciones antecedentes que podrían promover o inhibir la
sensibilidad del ahorro al crecimiento del ingreso corriente en los países
en desarrollo. Construyendo algunas medidas de tales condiciones podremos analizar las correlaciones entre esas variables y la muestra de ói
obtenida al estimar los parámetros de la ecuación (3). Tales correlaciones deberán proporcionar información acerca de la medida en que pueda
esperarse que los cambios de la política económica y/o el propio proceso
de desarrollo generen una mayor respuesta del ahorro al crecimiento del
ingreso, y por tanto mayores tasas de ahorro interno en los países latinoamericanos. Examinamos en primer término las razones para la elección de las variables y luego presentamos los resultados empíricos que se
han obtenido.
Se nos ocurren numerosas variables como posibles determinantes de
Oj. Y la lista de posibles variables correlacionadas se extiende más aún
cuando añadimos las variables sustitutas que debemos usar porque no
se dispone de las medidas deseadas. Una condición que tiende a asociarse a las diferencias entre los países en cuanto a la sensibilidad del
ahorro es la magnitud de las razones riqueza-ingreso deseadas, JF*. Éstas pueden computarse a partir de las estimaciones de los parámetros
572
EL TRIMESTRE ECONÓMICO
de la ecuación (3) para países individuales (Leff y Sato, 1975, pp. 12191223). Sería de esperarse que las estimaciones muéstrales de 3S/3Ay
se correlacionaran positivamente con W*. La tasa de rendimiento del
capital, r, es otra variable que puede correlacionarse con la mayor sensibilidad del ahorro sugerida sobre bases teóricas muy rectas.^^ Sustituiremos esa variable por algunas condiciones que tienden a asociarse
con r en los países latinoamericanos. Una de ellas es la tasa de crecimiento del producto agregado a largo plazo, g, una variable que puede correlacionarse con la presión sobre la capacidad productiva y por tanto
con el rendimiento del capital (Glower). Otro sustituto es IMP, una variable que refleja el crecimiento de la disponibilidad de un insumo complementario fundamental que en las condiciones latinoamericanas tenderá a elevar la productividad marginal del capital. Esperamos que exista
una correlación positiva entre r e IMP, y una correlación negativa con la
inestabilidad en la disponibilidad de importaciones, DEIMP.
Otro posible determinante de la respuesta del ahorro es el grado
de desigualdad en la distribución del ingreso. Es de esperarse que en
los países que tienen una distribución muy desigual del ingreso se dedique al ahorro una porción mayor del crecimiento del ingreso corriente.
Representamos la desigualdad con la parte del ingreso recibido por el
20% más pobre de la población (BA 20). Otra condición antecedente
que puede afectar la respuesta del ahorro al crecimiento del ingreso es
la extensión de la intermediación financiera interna. Como indicamos
antes, representamos el nivel de intermediación financiera con F, la razón de y al acervo del crédito interno. La respuesta del ahorro puede
ser también restringida por las condiciones de dependencia demográfica
(Fry y Masón). Especificamos esa variable, DEP, como el porcentaje
de la población del país de 14 años o menos. Por último, se ha sugerido
a veces que la decisión de ahorrar está estrechamente condicionada en
la América Latina por la decisión de invertir. Esa concepción sugeriría
una alta correlación positiva entre ái y S//3Ay, Se disopne de estimáis Nos concentramos en r, la tasa de rendimiento del capital, y no en i, la tasa de interés nacional. Diversos investigadores (Fry, Ortemeyer, De Meló y Tybout, Giovannini) han
llegado a conclusiones diferentes acerca de los efectos del aumento de i sobre el ahorro de los
PMD. No es esa la cuestión que nos interesa aquí. Por lo contrario, nos concentramos en la
tasa de rendimiento del capital porque reí pueden moverse muy diferentemente en los mercadas de capital regulados y distorsionados. Y en las economías donde la falta de intermediación financiera conduce a una situación donde gran parte de la inversión es autofinanciada,
r es en especial de importancia como un determinante de la conducta del ahorro.
CAPITAL EXTRANJERO, AHORRO E INVERSIÓN
573
ciones empíricas de ese término (Leff y Sato, 1985). Denotándolas por
A
¿1, las podremos usar aquí para nuestro análisis de correlación.
La mayor sensibilidad del ahorro en los países menos desarrollados
puede asociarse también con mayores niveles de ingreso per capita (Mikesell y Zinser, pp. 3-7). Esa asociación puede ocurrir ya sea por razones económicas (Gersovitz), o porque y represente la "modernización"
(Landau). De igual modo algunos observadores esperarían que la sensibilidad del ahorro aumentara con el acervo de capital humano. Representaremos esto último con la tasa de alfabetismo de adultos, LIT. Otra
hipótesis hace hincapié en la importancia del gasto militar para el comportamiento del ahorro en los PDM (Eshag, 1983, pp. 81-88). Utilizando
recursos que podrían destinarse de otro modo al ahorro el gasto en
armamentos puede restringir el ahorro interno. Por esta razón especificamos la porción del ingreso nacional destinada al gasto militar, ARMS.
De igual modo, la publicidad estimula el conocimiento de nuevos bienes
de consumo y puede inducir a los habitantes de los PMD a canalizar desproporcionadamente el aumento de sus ingresos hacia el gasto en consumo. Nuestra representación para este "efecto demostración" es un índice
del nivel del gasto en publicidad, PUB. Por último, se ha sugerido a veces
que la entrada de capital extranjero puede inhibir el espíritu de empresa
nacional, lo que reducirá la sensibilidad del ahorro en los PMD (Hirschman, 1969). En consecuencia incluimos la razón de entrada de capital
(F/Y), como una posible variable correlacionada. El cuadro 2 presenta
las correlaciones de rango entre estas 13 variables y los términos 'dS/d^Y
para los países de nuestra muestra.
La variable de la riqueza deseada que aparece en el cuadro 2 tiene
el signo positivo esperado y es altamente significativa." En cambio, nuestras representaciones para la tasa de rendimiento del capital dan una imagen confusa. Los términos de g y del crecimiento de las importaciones no
son estadísticamente significativos. Pero la inestabilidad de la oferta de
importaciones es altamente significativa y tiene el signo esperado. Vemos
luego, en el cuadro 2, varios resultados de correlaciones que no son
significativos a los niveles de confianza tradicionales. Ese es el caso de
las variables especificadas debido a nuestras previsiones acerca de los
efectos probables de la desigualdad del ingreso, el desarrollo financiero
^* En vista del procedimiento utilizado en la computación de la serie de íT* nos preocupó
que la correlación citada en el texto pudiera ser un artificio estadístico. Nos tranquilizó a este
respecto el hecho de que la correlación entre la k de la ecuación (3) y W* —que se u'a
para derivar la serie de ÍT*— haya sido significativamente negativa: —.71 (.99).
EL TRIMESTRE ECONÓMICO
574
2. Spearman: Correlaciones de rango entre 3S/3AY y algunas
variables seleccionadas en 21 países latinoamericanos, 1955-1983
CUADRO
Coeficiente de correlación
y nivel de confianza
Variable
NOTA:
W*
.76 (.99)
S
.27 (.77)
IMP
.08 (.28)
DEÍMP
.57 (.99)
BA20
.27 (.73)
V
.10 (.33)
DEP
.09 (.29)
LIT
,18 (.56)
y
.14 (.46)
k
.55 (.99)
ARMS
.34 (.86)
PUB
.01 (.02)
F/Y
,01 (.04)
Para la definición de las variables véase el texto.
interno, la dependencia demográfica y el alfabetismo de adultos. De igual
modo, los resultados del término y ofrecen escaso apoyo para una presunción de que la elevación del ingreso per capita hará aumentar por
sí sola la sensibilidad del ahorro en la América Latina.
A
La correlación de lugar del término 6i (es decir con 3//3Ay) es
altamente significativa, sin embargo sus implicaciones analíticas son ambiguas. En efecto, puede reflejar una situación especial de los PMD donde
la decisión de ahorrar está condicionada por la decisión de invertir.
Pero la correlación se considera equivalente a una realidad donde la capacidad de invertir está restringida por la capacidad de ahorrar. Tal situación "clásica" es especialmente probable en las economías que carecen de
una intermediación financiera extensa, de modo que los inversionistas
deben recurrir en gran medida a su propio ahorro. La variable ARMS
CAPITAL EXTRANJERO, AHORRO E INVERSIÓN
575
tiene el signo negativo esperado, y es casi aceptable según estándares
tradicionales. En cambio, estos resultados no apoyan la idea de que la
respuesta del ahorro al crecimiento del ingreso corriente en la América
Latina es obstaculizada por los altos niveles de publicidad. Tampoco
hay aquí alguna prueba de que la entrada de capital extranjero inhiba la
sensibilidad del ahorro interno. En total los resultados presentados en
el cuadro 2 confirman algunas de nuestras nociones a priori acerca de
las condiciones asociadas al boyante comportamiento del ahorro en los
países en desarrollo y refutan otras.^^
Un resultado empírico que quizá no se habría esperado con certeza completa en un contexto de PMD es la significación estadística
de la variable de la riqueza deseada, W*. En vista de esta prueba de
la importancia de ÍF* en el proceso de ahorro de estos países, uno
quisiera saber más acerca de las condiciones que influyen sobre las
metas de las razones activos-ingresos en la América Latina. Una posibilidad obvia es la tasa de rendimiento del capital. Podemos someter a
prueba esta hipótesis para nuestra muestra estimando una regresión transversal en la que W* es la variable dependiente, y las condiciones mencionadas antes como variables correlacionadas significativas (o casi significativas) de r son las variables del miembro derecho.^* La ecuación
estimada, con las razones t entre paréntesis, es:
W* = .458 + 39.676 g— 4.615
(0.51)
(3.39)
(1.45)
DE'IMP
(4)
R^ — .41
La ecuación explica una porción no trivial de la varianza de W* en
la muestra. Desde el punto de vista analítico es más importante el hecho
de que los mayores rendimientos del capital aumentan aparentemente la
■" Para redondear el entendimiento de la respuesta del ahorro a las condiciones macroeconómicas actuales en los países de la América Latina, presentamos también información
acerca de las condiciones asociadas con la respuesta del ahorro a los cambios ocurridos en
la inflación esperada, P'. Estas son las variables correlacionadas de las estimaciones muéstrales del parámetro Oj de la ecuación (3). Los coeficientes de correlación de rango (y los
niveles de confianza) con ZSfd P' son: 3//3 P', M (.99): P. —.56 (.92), y DEPr, —.49
(.98). Las fuertes correlaciones negativas con las variables de inflación de precios no corroboran la hipótesis de que una inflación más alta provoque mayores tasas de ahorro agregado
en la América Latina.
^* Es digno de mención el hecho de que ninguna de las otras variables económicas o sociofconómicas de los cuadros 1 o 2 mostró una correlación de rango significativa con JF*.
576
EL TRIMESTRE ECONÓMICO
demanda de riqueza en esta muestra. Los signos de nuestras representaciones de r indican que el efecto sustitución domina al efecto ingreso asociado
al aumento de los rendimientos en estos países en desarrollo. Ese resultado se ha observado también en un estudio cuidadosamente especificado
para un país en desarrollo: Corea (Ortemeyer).
VI.
LA VELOCIDAD DE AJUSTE DEL AHORRO EFECTIVO
AL AHORRO DESEADO
Otra condición importante del movimiento hacia mayores razones de
ahorro es la rapidez con la que el ahorro efectivo se ajuste al ahorro deseado. Este rasgo se relaciona con la magnitud de las estimaciones para
k, el parámetro relacionado con la velocidad del ajuste en la ecuación (3).
Ahora analizamos las condiciones asociadas en términos de conducta con
A
una k mayor o menor —con un movimiento más rápido o más lento de
los niveles del ahorro efectivo a los niveles del ahorro deseado— en nuestra muestra. Es clara la selección de las condiciones que pueden correlacionarse con k. Son claramente pertinentes las condiciones que inhiben
o facilitan el ajuste. Las condiciones que en potencia lo facilitan son la
extensión del alfabetismo, la intermediación financiera, el "nivel de desarrollo" y una distribución sesgada del ingreso. Entre las posibles restricciones o rigideces se encuentran las tasas de dependencia demográfica, el gasto militar, la entrada de capital extranjero y la intensidad de
la publicidad. Además, sería de esperarse que la magnitud de k variara
inversamente con g. Cuando el crecimiento rápido del ingreso crea una
brecha mayor entre los niveles efectivos y los niveles deseados del ahorro
el ritmo del ajuste es relativamente lento. Por último consideramos las
condiciones que elevan los costos o reducen los rendimientos del equilibrio del ahorro. Estas condiciones incluyen la tasa inflacionaria y su
inestabilidad. En el cuadro 3 aparecen las correlaciones de rango enA
Ire estas variables y las estimaciones de k en nuestra muestra.
El cuadro 3 es de escaso apoyo para nuestras concepciones a priori
sobre las condiciones que facilitan o inhiben el rápido ajuste del ahorro.
Aunque los signos de los coeficientes son de ordinario correctos, pocas
de las correlaciones son significativas en niveles de confianza aceptables.
En algunos casos la pobre correspondencia con nuestras expectativas teóricas puede reflejar problemas de medición. Así puede ocurrir, por ejemplo, con nuestra representación para nivel de la intermediación financie-
CAPITAL EXTRANJERO, AHORRO E INVERSIÓN
577
A
CUADRO
3. Spearman: correlaciones de rango entre k y algunas variables
seleccionadas en 21 países latinoamericanos, 1955-1983
Variable
LLIT
V
y
.20 (.61)
—.01 (.02)
.14 (.44)
BA 20
—.07 (.21)
DEP
—.30 (.82)
ARMS
F/Y
PUB
g
NOTA:
Coeficiente de correlación
y nivel de confianza
.17 (.55)
—.26 (.75)
.50 (.93)
—.79 (.99)
P
.29 (.79)
DÉPr
.44 (.95)
Véase en el texto la definición de las variables.
ra, V. Sin embargo en algunos casos (como el del alfabetismo) es probable que no exista una gran brecha entre lo que la variable está midiendo
efectivamente y la construcción teórica que trata de medir.
Entre los otros resultados presentados en el cuadro 3 están las correlaciones positivas entre el parámetro de la rapidez del ajuste y las
variables de la inflación: la tasa media de inflación y su desviación estándar. Estas dos condiciones implican mayores costos de estar fuera de
equilibrio en el ahorro. En tales circunstancias la gente encuentra aparentemente algunos caminos para ajustarse con relativa rapidez. Al igual
que ocurre con los resultados del cuadro 2, por lo menos algunas de las
correlaciones presentadas en el cuadro 3 son estadísticamente aceptables.
Sin embargo, desde el punto de vista de un elaborador de políticas o
de un observador interesado estos resultados no son todavía muy útiles.
Incluso las correlaciones estadísticamente significativas del cuadro 3 ofrecen una base escueta para medidas de política o para proyecciones de
las perspectivas para la elevación de las tasas del ahorro agregado en la
América Latina.
578
EL TRIMESTRE ECONÓMICO
VIL
LA EXPERIENCIA EFECTIVA CON LAS TENDENCIAS DEL AHORRO
AGREGADO, LA INVERSIÓN Y LAS RAZONES DE ENTRADA DE CAPITAL
En efecto, muchos países latinoamericanos experimentaron tendencias estadísticamente significativas en sus razones de ahorro agregado entre
1955 yl983. En el cuadro 4 aparece alguna información sobre este fenómeno y sobre tendencias relacionadas. Nueve países experimentaron
tendencias crecientes en S/Y estadísticamente significativas. Es posible
que estos desplazamientos a largo plazo agraden a los observadores que
ven ventajas importantes en las crecientes tasas de ahorro agregado en
la América Latina. Sin embargo los desplazamientos indican también
un conocimiento limitado acerca de los determinantes del comportamiento del ahorro en la América Latina. Las consideraciones a priori y los
resultados estadísticos presentados antes nos daban una base escueta para
la previsión de estas tendencias.
La ecuación (1) indicaba que las más altas razones del ahorro pueden asociarse con una reducida dependencia respecto a la entrada de
capital extranjero y/o con el aumento de las tasas de formación de capital ¿Cuál es el recurso que siguieron los países de nuestra muestra
con respecto a estas opciones? El cuadro 4 presenta también algunas estimaciones de las tendencias de I/Y y F'/Y para los países individuales
de la muestra. En general los países parecen haberse ajustado a un cambio
en una variable con cambios en las otras dos variables interdependientes.
Por ejemplo, tasas de ahorro más altas en países individuales se asociaron generalmente con una combinación de mayor inversión y más bajas
tasas netas de entrada de capital. La correlación de rango entre las tendencias de S/Y e I/Y llega a .72, significativa en el nivel de .99. La
correlación entre las tendencias de S/Y y la tendencia implícita en F/Y
es —.41, significativa en el nivel de .93.
Por desgracia las correlaciones de rango que acabamos de citar ilustran también las limitaciones de los conocimientos actuales acerca de
la entrada de capital extranjero y el ahorro y la inversión nacionales en la
América Latina. Estas correlaciones se presentaron según el supuesto de
que los cambios en el ahorro interno modificaron la inversión y la entrada de capital. En realidad la causalidad podría partir también de
cualesquiera de las tres variables interdependientes de la ecuación (1).
Son grandes las implicaciones analíticas y prácticas de tales diferencias
de causalidad. Sin embargo los modelos econométricos utilizados para
proveer los datos utilizados en la discusión de estas cuestiones permiten
CAPITAL EXTRANJERO, AHORRO E INVERSIÓN
CUADRO
579
4. Tendencias de S/Y, I/Y y F/Y en 21 países
latinoamericanos, 1955-1982
Tasa de cambio anual en:
D_;_
I/Y
S/Y
Argentina
Bolivia
Brasil
Colombia
Costa Rica
Chile
El Salvador
Guatemala
Guyana
Haití
Honduras
Jamaica
México
Nicaragua
Panamá
Paraguay
Perú
República Dominicana
Trinidad y Tobago
Uruguay
Venezuela
.014
.014
.021
.003
.013
— .009
.002
.015
— .032
.052
.006
— .028
.023
.010
.032
.034
— .008
— .001
.032
— .008
-.003
(5.78)
(1.69)
(3.67)
(1.24)
(2.15)
(0.87)
(0.41)
(3.64)
(3.49)
(2.15)
(1.32)
(3.31)
(16.31)
(1.52)
(7.67)
(6.16)
(1.04)
(0.16)
(3.38)
(1.22)
(1.23)
—
—
—
—
.011
.002
.019
.004
.020
.000
.017
.023
.023
.077
.017
.008
.022
.008
.032
.047
.005
.017
.020
.000
.008
(4.87)
(0.36)
(3.71)
(2.22)
(6.82)
(0.01)
(3.66)
(5.61)
(4.02)
(8.89)
(5.03)
(0.95)
(15.2)
(0.82)
(10.1)
(11.8)
(0.83)
(3.44)
(2.75)
(0.02)
(1.75)
NOTA: Las tendencias de S/Y e I/Y para cada país se computaron mediante una
logarítmica. Los valores absolutos de las razones t para los términos de la tendencia
entre paréntesis. En virtud de que F/Y es a veces negativa no pudieron estimarse
gresiones para esa variable. Las cifras presentadas se computaron a partir de la
I/Y = S/Y + F/Y.
F/Y
-.002
— .012
-.002
.001
.008
.009
.015
.008
.055
.025
.011
.021
— .001
— .002
.000
.013
.003
.018
— .012
.008
.011
regresión
aparecen
tales reecuación
raras veces que los investigadores disciernan la estructura económica
subyacente."
Además, los datos disponibles en los enfoques de la medición actualmente no nos permiten evaluar la relevancia empírica de una hipótesis
importante en esta área. Algunos teóricos del desarrollo (como Taylor,
198.S, p. 184) han sugerido que no se asigna a inversión toda la entrada
de capital a los PMD. No importan aquí las implicaciones de tales transacciones para el bienestar; es posible que la optimación intertemporal
'* En el apéndice de Leff y Sato (1985) se discuten los problemas de especificación o
identificación que afectan gran parte del trabajo empírico realizado en esta esfera.
580
EL TRIMESTRE ECONÓMICO
incluya algunos préstamos de consumo (Brecher y Bhag^vati). Lo que
importa aquí es el problema analítico. Sin embargo las cuentas del ingreso nacional según los datos del cuadro 4 y sus correlaciones se han reunido sobre la base de un marco cambiante que supone que I ^ S -{- F. En
efecto, esa expresión se usa a menudo para estimar una de las tres series. Por lo tanto los cambios en S se restringen para que se asocien a
cambios iguales, compensatorios, en / y/o en F. Así pues, por la forma
en que se reunieron estos datos no pueden reflejar el uso posible de F
para financiar los incrementos en el consumo y no en la inversión.
VIII.
CONCLUSIONES
En este trabajo hemos investigado las condiciones en materia de conducta
asociadas con la entrada del capital extranjero y con el comportamiento
del ahorro interno en la América Latina. Conviene destacar tres rasgos
metodológicos en la forma en que hemos abordado estos tópicos. Uno es
el enfoque estadístico simple utilizado para analizar las diferencias internacionales en las razones de entrada de capital extranjero. Dado el
estado actual del conocimiento empíricamente de importancia en esta esfera quizá resulte útil tal enfoque exploratorio. Otro rasgo ha sido la inclusión de variables no tradicionales, tales como el gasto en armamentos
y en publicidad, al lado de variables económicas tradicionales como la
intermediación financiera y la tasa de inflación. Una tercera característica metodológica ha sido la aplicación de un enfoque de coeficientes aleatorios: tratando los parámetros estimados en el análisis de series de tiempo para países individuales como observaciones tomadas de una sección
transversal internacional. El análisis de correlación podría usarse entonces para aclarar las condiciones asociadas a las diferencias entre los países en cuanto a los parámetros del ahorro.
El análisis empírico reveló numerosas variables significativas y no
significativas correlacionadas con la entrada de capital extranjero y el
comportamiento del ahorro interno en la América Latina. No tenemos
que repetir tales correlaciones aquí; el lector deberá consultar los cuadros individuales. Un resultado general de esta investigación es que muchas de las concepciones analíticas previas con las que iniciamos el estudio
no se confirmaron. La mala actuación de esos hechos estilizados puede
interpretarse de tres maneras (por supuesto estas interpretaciones no son
mutuamente excluyentes). Primero, es posible que el limitado éxito empírico de nuestras expectativas a priori refleje la debilidad de la meto-
CAPITAL EXTRANJERO, AHORRO E INVERSIÓN
581
dología usada. Segundo, una parte del asunto puede encontrarse en el nivel muy agregado al que hemos analizado la entrada de capital y el
ahorro interno. Como antes vimos, la bibliografía del desarrollo tiene
una larga tradición de enfoque del ahorro agregado, la inversión y la
entrada de capital. Sin embargo, los malos resultados evidentes para algunas de las hipótesis pueden significar que un enfoque agregado no es
fructífero para algunos propósitos analíticos. Por último, el escaso poder
explicativo sugiere que algunas concepciones previas plausibles acerca
de los flujos del ahorro interno y el capital extranjero no son válidas
en realidad para el conjunto de los países latinoamericanos. En virtud
de diversas características históricas e institucionales, las oportunidades y las restricciones económicas difieren entre los países. En consecuencia, los patrones de respuesta difieren en diversas economías, e
ideas útiles acerca del comportamiento del ahorro en países individuales
no siempre aportan generalizaciones que podemos utilizar para explicar
el comportamiento de diversos países.
En la medida en que la mala actuación de nuestra hipótesis refleje
su débil base empírica son claras las implicaciones de este análisis. El
conocimiento actual acerca de los determinantes de los movimientos de
capital y el ahorro interno en la América Latina es menos sólido de lo
que pudiera creerse. Esa conclusión puede ser útil porque dota a los
investigadores de información referente a algunas hipótesis específicas
y de una perspectiva sobre el estado general del conocimiento en este
campo. Como lo ha subrayado Thomas Mayer (p. 175), es posible que
la publicación de resultados estadísticamente no significativos sea necesaria para el progreso de la economía, por lo menos para plantear cuestiones acerca de la importancia empírica de supuestos que de otro modo
podrían tomarse como verdades evidentes. Además, los resultados "negativos" pueden conducir a una precaución muy justificada, que ayudaría
a mejorar el análisis subsecuente. El apriorismo mal informado no ayudará al análisis económico de los países menos desarrollados.
Sin embargo son desalentadoras las implicaciones de este estado del
conocimiento para la elaboración de políticas. El análisis no sugiere muchas opciones de política con base empírica que los tomadores de decisiones puedan considerar si desean implantar un nuevo régimen de mayores tasas de ahorro interno y/o menor dependencia respecto a la entrada de capital extranjero en un país latinoamericano." Esta situación
" En efecto, aparte de la liberalización financiera los economistas no han tenido mncho
que recomendar a los gobiernos de los PMD que tratan de elevar las tasas de ahorro ínter-
582
EL TRIMESTRE ECONÓMICO
es en especial humillante si se considera que la investigación sobre estos
temas se ha venido realizando durante más de una generación. Por fortuna nuestro trabajo ofrece también algunas sugerencias positivas para el
progreso de la investigación en este campo. Como se ha indicado, es
posible que los estudios futuros sean más fructíferos si utilizan un enfoque desagregado del comportamiento del ahorro y si se concentran más
en los estudios de países individuales que en el análisis de sección transversal." Otro paso útil podría ser una conceptuación diferente del problema. La investigación de los flujos de ahorro o de capital en los países
en desarrollo se ha concentrado de ordinario en 5 o en F considerados
aisladamente, con una que otra variable considerada exógena. Otro enfoque conceptual que no se ha aplicado a menudo en el contexto de los
PMD ha resultado útil en el análisis de los países económicamente más
avanzados. Ese enfoque considera el ahorro interno y la entrada de capital extranjero como determinados simultáneamente con la inversión
nacional, mientras que esta última se mueve con los cambios ocurridos
en la tasa de rendimiento del capital."
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ochenta sugiere que inchiso e?a recomendación puede requerir una especificación más completa
para que se alcancen los resultados deseados. Víase Díaz-Alejandro Í198,5), Edwards (1985),
Corbo y otros, y Sundararajan (1985). En el contexto de Corea del Sur. .Tcffrey William-on (citado en Ortemeyer, p. 589) propuso elevadas tasas marginales de impuestos a las ganancias
de capital como una medida para elevar las tasas de ahorro interno. Es posible que esa
propuesta no sea viable en todos los PDM en términos políticos y administrativos.
" Véase en Ortemeyer (1985) un ejemplo excelente del trabajo según estos lineamientos.
^' El estudio de Williamson (1981) ha llegado lejos en esta dirección. En ese trabajo
F conduce el modelo cambiando la tasa de rendimiento del capital. Sin embargo, F se determina en forma exógena, no en forma simultánea con I y S.
CAPITAL EXTRANJERO, AHORRO E INVERSIÓN
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