BCIE

La Integración
de Centroamérica: promesas
y reto vigente
Dr. Luis René Cáceres
i
ii
Para Ileana Sofía Inés,
mi angelito.
iii
BCIE
Diseño y diagramación
Fusión A & D
DERECHOS RESERVADOS
Revisión Técnica
Departamento de Planificación y Presupuesto del BCIE
No. de ISBN: 99926-653-2-3
Edición especial del Dr. Luis René Cáceres
Publicación Especial del Banco Centroamericano de Integración Económica
Impreso en Honduras por: Ediciones Zas
Ejemplares impresos # 700
“ Los puntos de vista que se presentan en esta publicación, son de exclusiva responsabilidad de
su autor; por lo tanto, no expresan ni representan la opinión del Banco Centroamericano de
Integración Económica”
iv
PRÓLOGO
Luis René Cáceres es el econometrista de la integración centroamericana. Con
su sólido bagaje matemático acrisolado primero en la ingeniería eléctrica que
estudió en Illinois y luego en la escuela de economía en Utah, Estados Unidos,
donde obtuvo su Doctorado en 1977, el Doctor Cáceres es uno de los
investigadores más prolijos y rigurosos de la región que, durante gran parte de
su vida, ha tratado de esclarecer las interrelaciones que subyacen al
funcionamiento de las economías centroamericanas.
Los veinticuatro trabajos, que hoy el Banco Centroamericano se honra en
publicar, cubren una serie de tópicos relevantes para el estudio del proceso de
desarrollo económico regional, abordando temas vinculados con los tipos de
cambio, el ahorro y la inversión, la inflación, la distribución del ingreso, las
disparidades económicas y, sobre todo, la integración regional, asunto que
constituye el centro de las preocupaciones del autor, tanto en su carácter de
economista como de ciudadano de este terruño grande al que él aspira verlo
unido, pujante y justo en el futuro. En esta antología, vemos reflejada la
dedicación del Doctor Cáceres como investigador, académico y economista de
bancos multilaterales de desarrollo.
Estos trabajos, que sin duda serán de mucho interés para los estudiosos y
formuladores de política de Centroamérica, fueron escritos desde 1977, un año
antes que Luis René Cáceres llegara a trabajar al Banco Centroamericano de
Integración Económica, donde fungió durante trece años, como Jefe del
Departamento de Planificación. En el Banco contribuyó con su conocimiento e
ideales integracionistas a hacer del BCIE una mejor Institución. Los últimos
estudios datan de 2000, ya cuando se encontraba en El Banco Interamericano
de Desarrollo, donde se desempeña actualmente. Los trabajos siguen el orden
cronológico en el que fueron escritos, a fin de que el lector pueda seguir mejor
la evolución del pensamiento del autor.
El denominador común de todos ellos es la preocupación vital del autor.
Centroamérica no puede alcanzar su pleno desarrollo si no se integra. Él lo sabe
bien por su especialidad en economía regional, integración y desarrollo, lo cual
le otorga un enfoque estructural a su análisis, tan necesario para interpretar las
complejidades de las sociedades centroamericanas.
No obstante su rigor, estos trabajos fueron escritos con un estilo sobrio y conciso
que permiten al lector aprovecharlos para sacar conclusiones valiosas que sirvan
para construir un futuro promisorio, mediante la consolidación del espacio regional. Al poner este libro en las manos de nuestros lectores en todo el mundo,
queremos agradecerle a las casas editoriales que nos dieron su autorización
para hilvanar esta antología que sabemos servirá a los intereses de los
centroamericanos de hoy que aspiran construir la Patria Grande.
Departamento de Planificación y Presupuesto
Banco Centroamericano de Integración Económica.
Tegucigalpa, Honduras
30 de junio de 2002.
v
vi
ÍNDICE
La estanflación: un análisis basado en la economía internacional. ______
1
Redes interregionales, estructuras jerárquicas y fuga de la riqueza
en Centroamérica: un análisis de cadena de Markov. ________________
19
Integración económica e inflación en Centroamérica:
un modelo espacial. _______________________________________
37
Estructuralismo, monetarismo e inflación en Latinoamérica. ___________
59
La incidencia territorial de la inflación en Honduras. ________________
75
La determinación del tipo de cambio
en el mercado negro de El Salvador. ___________________________
91
Influencias internas y externas en la determinación
del tipo de cambio en el mercado negro de Guatemala. ______________
105
La integración centroamericana: logros,
restricciones y perspectivas. _________________________________
117
La relación de equilibrio de largo plazo entre los tipos de cambio
en los mercados negros de Guatemala y El Salvador. ________________
129
Elementos para una estrategia centroamericana de renegociación
de la deuda externa y captación de recursos. _____________________
143
Ecuador y la integración andina: experiencias y perspectivas. _________
165
Costos y beneficios de la integración centroamericana. ______________
189
Las Disparidades económicas nacionales
y la integración subregional. _________________________________
215
Reducción de la deuda externa y crecimiento en Centroamérica. ________
225
Panamá y la integración económica centroamericana. _______________
241
Inversión y crecimiento económico en Centroamérica. _______________
263
La relación de largo plazo entre el ahorro
y la inversión en la América Latina. ____________________________
277
Décadas perdidas. Oportunidades para el presente. ________________
289
Crecimiento económico y divergencia en la América Latina. ___________
295
Ahorro de precaución en Centroamérica. ________________________
311
Educación: La llave del futuro. ________________________________
327
Distribución del ingreso e integración económica. __________________
333
Integración monetaria en las regiones centroamericana y andina. ______
349
Crisis cambiarias y su contagio:
evidencia de El Salvador y Guatemala. __________________________
371
vii
viii
La estanflación:
Un análisis basado
en la economía internacional
El Trimestre Económico
Vol. XLIV (2)
México, Abril-Junio de 1977
Núm. 174
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Introducción
1
Sin embargo, cabe
señalar que Korliras (1975),
en un trabajo reciente,
demuestra que bajo las
condiciones de un
desequilibrio
macroeconómico general, la
existencia simultánea de
desempleo e inflación es un
posible estado de cuasiequilibrio.
2
Sobre la curva Phillips
véase, entre otros, Miller y
Williams (1974), Bodkin et
al. (1967), Perry(1966),
Goldstein (1972), Rothschild
(1971). Nótese que hay
autores que no aceptan la
existencia de un intercambio
entre desempleo e inflación:
Kuh (1966), Bhatia (1961),
Bowen y Berry (1963),
Knowles y Winsten (1959),
Leijonhufvud (1968, 1975),
Meiselman (1968).
3
Lerner (1958) fue el
primer economista en
advertir que la coexistencia
de la inflación y una
depresión económica (que él
llama “depresión
inflacionaria”) se puede dar
cuando las políticas
monetarias y fiscales
restrictivas son
implementadas para combatir
la inflación de costos:
En los últimos años se le ha dado mucha atención al problema de la
estanflación, es decir, al problema de la existencia concurrente en una
economía nacional de un aumento en los precios y disminuciones en
el ingreso real y en el empleo. Este es un fenómeno perplejo, ya que
contradice el modelo macroeconómico ampliamente difundido en las
ciencias económicas, en el cual un aumento en la demanda agregada
es acompañado por un aumento en el nivel de precios.1 Además, la
estanflación es un desafío a la ampliamente aceptada teoría de la
curva de Phillips.2 Como es sabido, la curva de Phillips es una curva
de pendiente negativa que describe un intercambio trade-off entre la
inflación y la tasa de desempleo. Pero bajo la condición de
estanflación, esta curva adquiere una pendiente positiva: un aumento
en la tasa de desempleo es acompañado por un aumento de la tasa de
inflación.
Varios artículos recientes tratan de analizar este problema.3 Truu
(1971) lo enfoca como un modelo de monopolio bilateral en el cual es
monopolista (sindicato de trabajadores) cobra por sus servicios un
precio al monopsonista (empresa), que induce al último a reducir sus
niveles de empleo de mano de obra y capital, al disminuir su
producción y a aumentar el precio de su producto 4 Grossman (1971,
1972) descarta la idea de que las recientes experiencias inflacionarias
sean debidas exclusivamente a una desmedida agresividad de los
sindicatos de trabajadores. Usando los modelos de Friedman (1968) y
Phelps (1967), Grossman sugiere que la aceleración de la inflación se
debe a un inusitado aumento en las expectativas inflacionarias, tanto
de los trabajadores como del hombre de empresa, de la cual la
agresividad de los sindicatos es sólo un síntoma.5 Esta hipótesis
“aceleracionista” no ha sido verificada empíricamente cuando ha sido
aplicada en los Estados Unidos (Solow, 1969; Perry, 1970; Turnovsky
y Wachter, 1972; Flory, 1974; Gordon, 1970), pero sí ha recibido
algún soporte cuando ha sido aplicada al Canadá (Turnovsky, 1972;
Reuber, 1964). Otros autores han conjeturado que la estanflación es el
resultado de gastos militares excesivos (Morris, 1974), manipulación
de precios por empresas comerciales (Roseman, 1975), cambios
estructurales en la economía (Fitoussi, 1974), presiones por alza de
salarios (Whitehead, 1974).6
“...cuando los precios suben debido a su manipulación de parte de los vendedores y las autoridades toman medidas, las cuales, aunque han
sido efectivas en remover la demanda excesiva, no remueven la presión ascendente sobre los precios de los vendedores. Efectivamente,
medidas tales como contracciones presupuestarias y monetarias pueden ser tan efectivas en remover la demanda excesiva que incluso
remueven la demanda que no existe en exceso. El resultado neto sería inflación y depresión al mismo tiempo”.
Un año antes que Lerner, Paúl Baran había advertido que el continuo déficit fiscal de los Estados Unidos podría llevar a la economía
norteamericana hacia una espiral inflacionaria. Véanse los comentarios de Sweezy (1974) sobre este punto. Deben añadir que la estanflación
es una experiencia común en algunos países latinoamericanos; véase Baer y Kerstenetzky (1964).
4 El modelo de Truu es discutido en detalle (y en disonancia) por Shaw (1974). Para un análisis minucioso del modelo monopólico
bilateral véase Johnson (1974).
5 En las palabras de Grossman: “El empleado típico estaría inconforme al menos que su patrón le satisficiera sus expectativas de salario.
A la vez, el patrón típico anticiparía que sus empleados se irían a trabajar a otras empresas a menos que les ofreciera generosos aumentos de
sueldo. Pero él considera que podrá transformar los aumentos de sueldos en alza de precios sin perder el mercado. Consecuentemente el patrón
estará dispuesto a pagar lo que sus empelados demandan. Las demandas por aumentos de salarios de los sindicatos incorporan a la economía
la expectativa inflacionaria de los trabajadores, y la oferta de salarios por parte del patrón incorpora la expectativa inflacionaria del sector
empresarial.”
6
Para otros estudios sobre la situación inflacionaria contemporánea véase Friedman (1975), Blair (1975), Johnson (1971).
2
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La estanflación: Un análisis basado en la economía internacional
En este trabajo haremos un enfoque nuevo y diferente sobre la
estanflación: la intención es demostrar que las peculiares experiencias
del desempleo y la inflación de años recientes en los Estados Unidos
se pueden explicar por el efecto que los precios de importación tienen
sobre el intercambio inflación-desempleo en este país.
Demostraremos que el reciente aumento en precios de importaciones
ha aumentado los precios domésticos con tal intensidad que los
aumentos en la tasa de desempleo no han sido suficientes para
contrarrestar el aumento en precios domésticos. El resto de este
trabajo seguirá el siguiente plan: primero será desarrollado un modelo
de la curva de Phillips, que incluye los precios de las importaciones.
Luego serán considerados los aspectos econométricos del modelo y,
finalmente, se estudiarán las implicaciones de la inflación importada.
II. El modelo
El modelo es bastante simple; consiste en dos ecuaciones: una
describe el salario nominal y otra describe una ecuación de los precios
del tipo mark- up.7 La combinación de estas dos ecuaciones da lugar
a una curva de Phillips.
Considérese una empresa que produce un producto Q sujeto a una
función de producción a corto plazo Q = F(N). El insumo mano de
obra N recibe un salario nominal W. La empresa vende sus productos
a un precio P. La empresa maximiza sus ganancias cuando demanda
trabajadores de acuerdo a la función Nd = Nd (W/P). Los obreros,
basados en su alternativa de trabajar o descansar, ofrecen una oferta
de trabajo N3 = N3(W/P). Cada trabajador realiza sus planes de
consumo con el objetivo de maximizar su utilidad. Tal como lo
demuestra Clower (1965), si el ingreso devengado por un individuo es
igual al ingreso que esperaba recibir, él estará en condiciones de
llevar a cabo su consumo planeado, y sus gastos de consumo seguirán
la regla de la utilidad marginal. En este caso la empresa puede vender
su producción planeada. Sin embargo, si el ingreso devengado por el
individuo es menor que su ingreso planeado, él no podrá comprar
GRÁFICA 1.
W
P
N
S
WO
7
Una común suposición en torno a la
curva de Phillips es la existencia de
una demanda excesiva por mano de
obra, la cual se usa para explicar la
tasa proporcional de cambio del
salario nominal. Nada se dice sobre los
factores que dan lugar a esta “demanda
excesiva”.
W1
N D
N1
N
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
3
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
tanto como había planeado; sus compras se vuelven restringidas por
su ingreso devengado. Es en este caso que la “función de consumo” y
el “multiplicador” existen. Similarmente, Patinkin (1965) demostró
que si la empresa no puede vender su producción planeada (Q0), ella
producirá solamente los bienes actualmente demandados (Q1), y
empleará trabajadores solamente suficientes para producir estos
bienes. En este caso la demanda efectiva de mano de obra es
N1 = F-1(Q1)8. Barro y Grossman (1971) han indicado que la
interpretación de la función de consumo de Clower es la contraparte
del modelo de demanda efectiva de Patinkin y que juntos constituyen
un modelo de desequilibrio general.9
GRÁFICA 2.
S
N
W/P
N
S
WO
8
Nótese que la existencia de una
“función de consumo” nulifica las
funciones clásicas de oferta y
demanda de mano de obra.
9
Clower mantiene que la función de
consumo de Keynes emerge
necesariamente como el resultado de
un mecanismo de desequilibrio que
supuestamente Keynes tuvo “en la
punta de la lengua” (in the back of his
mind). Pero, ¿en realidad Keynes
concibió ese mecanismo? Grossman
(1972) sostiene que “Keynes no tuvo
nada parecido a la interpretación que
Clower le da a la función de
consumo”. Yeager (1973) ha ofrecido
un punto de vista similar: “Al leer las
interpretaciones que Clower y
Leijonhufvud han dado a la obra de
Keynes, me impresionó lo mucho que
el trabajo de estos autores es una
contribución nueva y positiva, y lo
poco que tiene de una exposición de
lo que Keynes dijo o quiso decir... Si
Keynes quiso argüir que el sistema de
precios no mantiene o vuelve al
equilibrio cuando sufre disturbios,
debido a ciertos elementos tales como
el costo e imperfección de la
información, la inercia de los
movimientos en los precios, el
fenómeno de la decisión dual, el
proceso del ingreso restringido y todo
o demás, entonces, ¿por qué no lo dijo
así?” Shackle (1973) sugiere que
Keynes “ no lo dijo así” porque él
quería comunicarse con los (zonzos)
humanos: “La teoría de Keynes está
muy lejos de las curvas continuas y
estables que él nos mostró en el frente
de su escenario como para enmascarar
el vacío de indeterminación e
irracionalidad que residen en el
fondo.” Para otros puntos de vista en
esta controversia véase Jackman
(1974), Shackle (1974), Leijonhufvud
(1968).
4
W1
D
N
N1
N
El mercado de mano de obra bajo la condición de una oferta
excesiva de bienes se muestra en la gráfica 1. Tal como lo demuestra
Patinkin, en condiciones de equilibrio planeado (notional equilibrium)
la empresa podría vender su producción de bienes Q0 y emplear así no
trabajadores. Sin embargo, al darse una alza de precios, los
consumidores no pueden comprar Q0, y se ven forzados a comprar
solamente Q1. En consecuencia, la empresa emplea solamente N1
trabajadores, la cantidad justamente suficiente para producir Q1
bienes. Por lo tanto, se produce un desempleo igual a N0 N1. Patinkin
señala que en este caso el desempleo involuntario no se debe a que los
salarios reales están por encima de sus valores de equilibrio, sino que
en una economía en depresión existe un número limitado de bienes
que las empresas pueden vender.
Hemos visto que la reducción en demanda ocasionó el despido de
N0 N1 trabajadores. Gordon (1974) ha preguntado por qué las
empresas recurren a despidos cuando ellas pueden conseguir los
mismos resultados reduciendo el salario real a W1 (véase la gráfica 2).
Esta reducción en el salario real induciría a N0 N1 trabajadores a dejar
la fuerza de trabajo voluntariamente. Gordon explica la necesidad de
los despidos con su teoría el “cuasi-contrato”. Pero otra explicación es
posible: una vez que los trabajadores consideren que el mercado
laboral sufre una depresión, y que alternativas de empleo no existen,
ellos modificarán sus alternativas de trabajo-descanso, haciendo el
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La estanflación: Un análisis basado en la economía internacional
descanso menos importante. Bajo la perspectiva de desempleo y la
acumulación de cuentas para pagar, el descanso se vuelve menos
deseable. En este caso la oferta de trabajo se mueve hacia abajo a Ns1,
lo que indica que sólo una reducción masiva en el salario real
induciría a N0 N1 trabajadores a dejar el mercado laboral. De hecho,
los salarios reales han disminuido en los Estados Unidos en los
últimos años sin causar un éxodo de trabajadores de sus empleos.10
Considérese ahora el salario real después de la reducción en la
demanda. En los modelos keynesianos se supone que éste permanece
igual a W0. Esto implica que el aumento en los precios fue
acompañado de un inmediato aumento en los salarios nominales de
manera que el salario real no cambia. Esto no parece realista, ya que
las negociaciones de salarios por los sindicatos toman lugar solamente
a intervalos periódicos; aún entonces no hay garantía de que los
aumentos de los salarios nominales compensarán completamente el
aumento en los precios. Entonces, el salario real se encuentra entre los
puntos A y B (véase la gráfica 3). Ahora, la siguiente pregunta que
emerge de esta discusión es ¿qué trayectoria sigue el salario real al
aumentar la demanda efectiva? no existe una respuesta definitiva. La
gráfica 3 indica que cuando la demanda efectiva por trabajadores se
mueve hasta N2 la empresa empleará N2 trabajadores, pagándoles un
salario real que se encuentra entre los puntos C y D. La trayectoria del
salario real es desconocida; ella puede estar en cualquier lugar dentro
de la figura ABCD.11 No se puede definir una única vía para el salario
real, excepto el “camino ancho” ABCD.12 Ahora ya debe ser evidente
que para seguir la pista a los sucesos en el mercado laboral tenemos
que observar el salario nominal, que no el salario real. Después del
aumento en los precios y despidos subsecuentes, aquellos individuos
que están todavía empleados negociarán aumentos de salarios para
compensar el aumento en los precios y restaurar sus salarios reales
previos. Sin embargo, sus esfuerzos para aumentar sus salarios
nominales serán obstruidos por la presión competitiva de los
trabajadores desempleados. Entonces se puede esperar que en un año
dado, los aumentos absolutos en los salarios nominales tengan una
relación directa con el aumento de los precios en ese año y una
relación inversa con la tasa de desempleo (Ut) prevalente ese año. En
adición habrá aumentos autónomos en los salarios nominales que
ocurren debido a factores de mérito y edad. Éstos serán representados
por un término constante en la ecuación (1).
10
La revista Business Week, del 1°
de septiembre de 1975, reporta el caso
de un trabajador de la industria
automotriz de Detroit despedido y
llamado a trabajar en un puesto de
categoría inferior al que ocupaba antes
del despido y con una rebaja en su
salario de 0.64 centavos por hora. Este
trabajador dijo a Business Week: “No
me gusta la reducción en mi salario ni
que me quiten mi destreza... (pero) me
alegro de volver a trabajar.”
11
Bajo la condición de absoluta rigidez en precios y salarios, la trayectoria del salario real sería dada por la línea AC; bajo la condición de perfecta
flexibilidad (tâtonnement, la trayectoria estaría denotada por la línea BD. Sin embargo, bajo la condición realista en que los ajustes en los precios y los
salarios toman tiempo, la trayectoria del salario real es indeterminada. Debemos notar que la trayectoria de las variables económicas están muy
influidas por las imperfecciones de los mercados y contienen información sólo sobre las transacciones realizadas en la actualidad por los agentes
económicos, las que indudablemente difieren de las transacciones planeadas. Además, los datos recopilados de las variables económicas son en realidad
sólo una muestra periódica tomada del proceso evolutivo que es la vida económica de un país. Este proceso está influido por los costos de la
información, factores psicológicos y restricciones de oferta que inadvertidamente pasan a nuestros datos. Entonces, los modelos económicos estimados
con tales datos bien pueden presentar peculiaridades que son rápidamente interpretadas como efectos de “nostalgia”, “inercia”, “retardo”, etcétera,
cuando en realidad ellos son revelación de las imperfecciones de los mercados económicos. Tucker (1968) ha argüido que los retardos encontrados en
las funciones de inversión pueden ser el resultado de restricciones crediticias. De manera similar, Cáceres (1975) contiende que los famosos mitos de la
función de consumo se pueden explicar por la presencia de racionamiento en los bienes de consumo.
12
Una situación similar existe en la física atómica, donde la localización exacta del electrón no es determinada, pero la probabilidad de que se
encuentre en cierto lugar es calculada por medio de la ecuación de Schodinger. El caso considerado es el que la economía determinista “Determina”
nada, y evoca los llamados de Tintner y Licari (1970) y Tintner y Sengupta (1972) por una economía estocástica. También la situación mencionada
arriba es reminicencia del juicio de Veblen (1909): “... la teoría de la utilidad marginal es de un carácter completamente estático. Ella no ofrece ninguna
teoría de movimientos de cualquier clase, ya que está preocupada por los ajustes de valores a una situación dada ... [No es] una teoría de génesis,
crecimiento, secuencia, proceso de la vida económica”. Sin embargo, la teoría de la utilidad marginal es invocada en los estudios de “intercambios”, los
cuales son inherentemente dinámicos.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
5
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
GRÁFICA 3.
N
I
=F
_I
(Q1) N2 =F -I (Q2)
W
P
N
WO
A
C
B
D
S
ND
N1
N2
N
Podemos entonces postular la siguiente ecuación:
Wt + 1 - Wt = a0 - a1 Ut + a2 [Pt + 1 - Pt]
(1)
Y quitando los estadísticos t:
∆W = a0 - a1U + a2∆P
(2)
Para la ecuación de los precios recurriremos a otra del tipo mark-up
En particular, usaremos la ecuación mark-up de Weintraub:13
[ ] [ YM]F
P= K1 W + K2
A
en donde:
P
W
A
F
M
Y
K1, K2
=
=
=
=
=
=
=
(3)
nivel de precios
salario nominal
productividad media del trabajador
nivel de precios de insumos importados
cantidad de insumos importados
producto nacional bruto
parámetros
Si suponemos que la razón M/Y es constante, entonces al diferenciar
la ecuación (3) obtenemos que:
∆P = b1∆A + b2∆W + b3∆F
13
Las ecuaciones de mark-up son
discutidas en forma detallada por
Evans (1969), La ecuación de
Weintraub es discutida por Bodkin et
al. (1967).
6
(4)
siendo parámetros b1, b2 y b3.
Ya que estamos estudiando sólo el comportamiento de la
economía a corto plazo, supondremos que ∆A es una constante, lo que
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La estanflación: Un análisis basado en la economía internacional
CUADRO 1.
Estados Unidos
Tasa media anual de
crecimiento en precios
domésticos
Período
1948 - 1953
1954 - 1959
1960 - 1965
1966 - 1971
Precios de Importación
2.30
1.59
1.23
4.31
3.60
-0.94
0.19
3.78
FUENTE: Fondo Monetario Internacional. Suplemento de 1972.
implica un acervo de capital constante. El término b1∆A será
remplazado por una constante, la cual, como se esperaba, resulta ser
negativa cuando la ecuación (4) es estimada. La ecuación (3) difiere
poco de las ecuaciones de precios estimados para los Estados Unidos,
el ser nuestra inclusión la única diferencia de los precios de las
importaciones. Esta variable tradicionalmente ha sido excluida de los
estudios sobre la inflación en los Estados Unidos, como la razón entre
las importaciones totales de los Estados Unidos (M) y su producto
nacional bruto (Y) es apenas aproximadamente 5%, se pudo pensar
que los precios de las importaciones no ejerciesen una influencia
importante sobre el nivel de precios domésticos.14 Sin embargo, si
comparamos los cambios en los índices de los precios domésticos y de
las importaciones se puede notar una relación positiva (véase cuadro
1). Debemos agregar que el único año con una tasa de inflación nula
en los Estados Unidos fue 1953, año en que los precios de sus
importaciones experimentaron un decremento.15
14
Phillips, en los artículos
originales sobre la curva de Phillips,
señaló que los precios de las
importaciones podrían ser un
determinador importante de los precios
domésticos.Los precios de las
importaciones han sido incluidos en
estudios sobre la situación
inflacionaria de varios países, véase
Bodkin et al. (1967), Pitchford (1968),
Vanderkamp (1966), Reuber (1968),
Edgren et al. (1963), Klein y Shinkai
(1963). Evidencia sobre la
interdependencia entre las tasas de
inflación de varios países es
presentada por Laffer (1975).
15
El periódico Wall Street Journal del 11 de agosto de 1975 reporta publicaciones de la OECD que revelan una íntima relación entre los cambios
anuales de los precios de las importaciones y los precios domésticos en varios países:
Tasa anual de aumento durante el periodo 1972-1974
País
Precios domésticos
Estados Unidos
Japón
Gran Bretaña
Alemania
Francia
6.8%
15.7 %
7.8 %
5.8 %
6.9 %
Precios de las
importaciones
23.9%
39.9 %
22.2 %
20.7 %
24.3 %
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7
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
III. Estimación
Las ecuaciones (2) y (4) fueron estimadas por el método de los
mínimos cuadrados ordinarios (MCO). Otros métodos de estimación
tales como mínimos cuadrados bietápicos o trietápicos no fueron
usados porque hay evidencia reportada por varios autores que los
coeficientes estimados por MCO difieren muy poco de aquellos
estimados por métodos más intrincados.16 Los datos fueron obtenidos
del 1972 Suplement to the Survey of Current Business; el periodo bajo
consideración es el comprendido entre los años de 1947 y 1971. Los
estadísticos t se muestran debajo de su correspondiente coeficiente de
regresión en las ecuaciones siguientes. Los símbolos R y D. W.
denotan los coeficientes de correlación y el estadístico DurbinWatson, respectivamente.
Las ecuaciones estimadas son:
∆W = 0.0902 - 0.0058 U + 0.0163∆P
(4.09) (1.64)
(5.82)
R
0.83
D.W.
1.77
(5)
∆P = -0.9921 + 33.61∆W + 0.0904 ∆F
(.87)
(5.31)
(1.96)
0.84
2.50
(6)
en donde:
∆W = cambio anual del salario por hora en la industria manufacturera
U = nivel de desempleo en la industria manufacturera prevaleciente
durante el año.
∆P = cambio anual en el índice de precios al consumidor (1963=100)
∆F = cambio anual en el índice de precios de las importaciones.
(1963=100).
La forma reducida de la ecuación para la variable P, obtenida al
sustituir la ecuación (5) por la ecuación (6) y al resolver por P es:
∆P = 4.7211 - 0.4512 U + 0.2093∆F
16
Véase Bodkin et al. (1967), Perry
(1964), Vanderkamp (1966),
Watanabe (1966).
17
En este trabajo hemos derivado
una curva de Phillips de carácter
lineal ya que hay evidencias
(Brechling, 1968; Rees y Hamilton,
1967), que la forma lineal representa
mejor la experiencia de los Estados
Unidos. Al comparar formas lineales y
no lineales Brechiing (1968) concluyó
que “... parece que en los Estados
Unidos la curva de Phillips se
aproxima mejor por una linea recta
que por una curva convexa”.
8
(7)
Esta ecuación se puede convertir en una en términos de tasas de
cambio de las variables al dividir todos los términos de la ecuación
(7) por P - l y multiplicar el coeficiente de ∆F por F - 1/F - 1:
∆P = 4.7211 -0.45120 U +0.2093 ∆F - 1
P-1
P-1
P-1
P-1
[
][ PF- 1]
(8)
Si insertamos los valores de P - 1 y F - 1 para el año 1970 obtenemos
la siguiente ecuación en términos de tasas proporcionales de cambio:17
P = 3.7174 - 0.3552 U + 0.1978 f
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
(9)
La estanflación: Un análisis basado en la economía internacional
En donde:
p = tasa anual de cambio en precios domésticos
f = tasa anual de cambio en los precios de las importaciones.
La ecuación (9) nos indica que si los precios de las importaciones
permanecieran constantes, una estabilidad de precios domésticos se
produciría cuando la tasa de desempleo es 10.46 %. Si, por lo
contrario, los precios de las importaciones varían, obtenemos entonces
una familia de curvas de Phillips como se muestra en el cuadro 2.
CUADRO 2.
Tasa de inflación en los Estados Unidos cuando los precios de las importaciones
suben a tasas anuales de
Tasa de Desempleo
0%
5%
10%
20%
40%
3.01
2.30
1.59
0.86
0.17
3.99
3.29
2.58
1.85
1.16
4.49
4.28
3.57
2.84
2.15
8.96
6.26
5.55
4.82
4.13
10.92
10.21
9.50
8.77
8.08
(%)
2
4
6
8
10
En el cuadro 2 podemos observar que si un aumento en la tasa de
desempleo es acompañado por un dramático aumento en los precios
de las importaciones, el resultado puede no ser una disminución de la
inflación, si no un aumento. Por ejemplo, si ignoramos el efecto de
los precios de las importaciones, esperaríamos que un aumento de la
tasa de desempleo de 4 a 6 % induciría una disminución de la
inflación de 2.30 a 1.59 %. Sin embargo, si durante ese año los
precios de las importaciones aumentaron 10 %, con sorpresa nos
daríamos cuenta de que la tasa verdadera de inflación era 3.57 %.
Entonces probablemente acuñaríamos una nueva palabra:
estanflación. El comportamiento real de los precios en los Estados
Unidos puede ahora ser explicado por medio de la ecuación (9). La
gráfica 4 muestra la experiencia de 1971. En 1970, las tasas de
desempleo e inflación en este país fueron 5.6 y 5.9 %,
respectivamente, tal como se muestra en la gráfica 4 (punto A). En
1971 la tasa de desempleo aumentó a 6.8 % y los precios de las
importaciones aumentaron 5.2%. Si los precios de las importaciones
no hubieran subido, el aumento en desempleo hubiera contribuido a
disminuir la inflación a 1.30% (segmento BC),pero debemos añadir la
contribución de 1.03% [0.1978 f = 0.1978 (5.2) = 1.0286%; véase la
ecuación (9) ] debida a la inflación importada (segmento DC)
arrojando una tasa de inflación total de 2.33% (punto D).18 El vector
resultante es AD, el cual todavía denota una curva de Phillips –la
pendiente es negativa.
18
La tasa de inflación en 1971 fue
de 3.7%.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
9
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
GRÁFICA 4
12
11
10
TASA DE INFLACION %
9
8
7
A
6
5
4
3
D
2
F=5.2%
C
B
1
F=0
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
13
14
13
14
TASA DE DESEMPLEO %
GRÁFICA 5
13
R
12
L
11
F=48%
10
TASA DE INFLACION %
9
8
7
O
6
5
4
3
2
G
I
F=0
1
1
2
3
4 E5
T6
7
8
9
10 11 12
TASA DE DESEMPLEO %
10
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La estanflación: Un análisis basado en la economía internacional
Consideremos ahora la experiencia de 1974. En 1973, la tasa del
desempleo era 4.4 % y la de inflación 6.2 % (punto 0 en la gráfica 5).
La inflación entonces estaba constituida de un efecto de desempleo de
2.19% (segmento GE), más un efecto importado de 3.73 % (segmento
GO). En 1974 el desempleo aumentó a 5.7% (punto T). Se nota que
en ausencia de un aumento en los precios de las importaciones la
inflación hubiera disminuido a 1.69 % (segmento GI). Sin embargo,
en 1974 los precios de las importaciones aumentaron en 48 %, y
consecuentemente causaron un efecto de inflación importada de
9.49% (segmento LI). En este caso el resultado neto es una tasa de
inflación de 11.19 % (segmento OL).19 Podemos ver que este proceso
ha generado una curva de phillips con una pendiente positiva:
ESTANFLACIÓN.
IV. Las implicaciones de la inflación importada
A fin de discutir las repercusiones que la inflación importada puede
tener sobre la economía, consideremos el siguiente modelo.20
W
P
N
C
I
M
E
Ld
=
=
=
=
=
=
=
=
W (P, Y)
P (W,F)
N (Y)
C(Y, Z)
I (Y,Z)
M (Y, P/F)
E (Yw, P/F)
L (Y,r,Z) = Ls
Las primeras tres ecuaciones ya han sido definidas previamente.
Las cinco siguientes emplean estas variables:
C = consumo
I = inversión
M = importaciones
E = exportaciones
Ld = demanda por dinero
Ls = oferta de dinero
F = precios de las importaciones
Z = riqueza real
Yw = ingreso del “resto del mundo”
r = tasa de interés.
El ingreso nacional se define como:
19
La tasa real de inflación
en 1974 fue de 11 %.
20
Para estudios de inflación
importada véase Shinkai (1973),
Mundell (1971), Scerie (1973),
Pitchford (1963), Turnovsky y
Kaspura (1974), Fried (1973),
Johnson (1973).
Y = C + I + E - M = Y(Yw, r, Z, P/F)
Asumimos que inicialmente la economía se encuentra en
equilibrio, que los precios de las importaciones experimentan un alza
y, en consecuencia, que los precios domésticos suben. El aumento en
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
11
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
21
Por el ingreso del “resto del
mundo” se entiende la suma de los
ingresos de los países que tienen un
papel significante (con respecto a la
economía bajo consideración) como
países importadores.
22
Es desalentador, aunque
numerosas objeciones han sido
señaladas en contra de la curva de
Phillips como un instrumento
analítico, el hecho brutal de que la
fuerza laboral es utilizada para
“enfriar” la economía haya recibido
muy escasa atención. En este respecto
un importante punto de vista es
presentado por Baran y Sweezy
(1965): “Los ajustes en la cantidad
agregada de mano de obra a los
cambios en la demanda del mercado
toman lugar a través de cambios en el
volumen de desempleo, lo que afecta
en casi nada a los miembros de la
clase capitalista y a otros estratos
privilegiados, pero impone
sufrimiento, inseguridad y
degradación a la población
subordinada que depende para
sobrevivir solamente de la venta de
su labor. De hecho, muy lejos de
estar interesada en mostrar la relación
entre los males sociales existentes y
el modo de producción se puede decir
que la economía burguesa
contemporánea dedica todo su
ingenio a oscurecer esta conexión”.
12
los precios causa una reducción en la riqueza real y también un
aumento en la demanda de dinero para transacciones. Estos dos
factores se combinan para aumentar la tasa del interés, lo cual a la vez
causa una reducción en la inversión. Además, la reducción en la
riqueza real conduce a una reducción en el consumo. Las reducciones
en la inversión y en el consumo ocasionan una reducción en el ingreso
nacional y en consecuencia el nivel de empleo baja. Ahora bien, el
aumento en los precios de las importaciones ocasiona que los
productos locales aparezcan más atractivos a los consumidores del
extranjero (P/F ha disminuido), lo cual conducirá a un aumento en las
exportaciones, siempre que Yw (el ingreso del “resto del mundo”) no
se encuentre en una etapa depresiva.
A la vez, las importaciones se cotizan a precios más altos en
términos de la moneda local, lo que conduce a una disminución en su
demanda. La pregunta que necesariamente emerge es si las
disminuciones en el consumo y la inversión son contrarrestadas por la
reducción en las importaciones y el aumento en las exportaciones.
Varios autores han señalado que el resultado de esta situación es
ambigua (Turnovsky y Kaspura, 1974; Scarfe, 1973). Sin embargo,
bajo ciertas condiciones la ambigüedad puede desaparecer. Primero,
consideremos la economía caracterizada por el modelo antes descrito.
Si los países que representan “el resto del mundo”21 están
simultáneamente sufriendo una inflación importada -proveniente de
una tercera fuente- la economía bajo consideración no goza de un
aumento en sus exportaciones, ya que si Yω se halla en una fase de
contradicción, la economía no encontraría un aumento en la demanda
por sus exportaciones. Esto indica que una trampa de la inflación
importada es posible. Una segunda condición se da cuando las
autoridades económicas nacionales interpretan el aumento en los
precios locales como evidencia de la existencia de demanda excesiva
y decretan políticas para eliminarla por medio de una contracción de
la oferta de dinero. En este caso las reducciones iniciales de la
inversión y el consumo serán exacerbadas, acelerando así la
declinación en el ingreso nacional y el empleo. Este escenario
presenta como protagonistas a miles de trabajadores que son
despedidos y a pequeñas empresas que se hunden en la bancarrota
contribuyendo así a “enfriar” la economía. Pero bajo el rigor de una
inflación importada sus sacrificios son inútiles. Por ejemplo, si en
1974 en los Estados Unidos el nivel de desempleo se hubiera
mantenido al nivel que prevalecía en 1973 (4.4 %), la tasa de
inflación hubiera sido 11.68 % (punto R en la gráfica 5). Nos
preguntamos si el aumento en el desempleo a 5.8 % ese año fue
justificado por una reducción en la tasa de inflación de 0.49 %.22
Parece que una política adecuada sería aparear el aumento en los
precios de las importaciones con el aumento en la oferta de dinero;
esto contrarrestaría el desnivel provocado por el dinero absorbido por
los elevados precios de importación y, a la vez, restablecería parcial o
completamente la tasa de interés y la riqueza real. Esta situación de
ninguna manera es óptima. La inflación todavía existe, pero se debe a
factores externos; en este caso las políticas antiinflacionarias
tradicionales (anti-demanda) son inefectivas. El problema es que las
autoridades responsables de la economía del país no tienen recursos o
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La estanflación: Un análisis basado en la economía internacional
medios para predecir cuál será el índice de los precios de las
importaciones durante el tiempo que sus políticas económicas tengan
efecto. Además, estas autoridades no pueden discernir el origen de los
aumentos en los precios, ya se trate que provengan de poder
monopólico, demanda excesiva o agentes externos.23 En estos casos
las políticas de los funcionarios económicos no podrán ser, con un
poco de suerte, sino un juego de “ruleta rusa”.
V. Conclusiones
23
Detectar la fuente de los
aumentos en los precios es un trabajo
muy difícil, ya que las ciencias
económicas tradicionalmente han
ignorado los factores institucionales.
Este punto es comprobado con la cita
que hacemos de unos comentarios de
John Kenneth Galbraith publicados en
la primera plana del Wall Street
Journal del 22 de agosto de 1975. Este
periódico reportaba que Galbraith creía
que la teoría de los precios es “un área
de la economía en que la realidad se ha
trasladado más alla de los libros de
texto”; luego él añade: “Si uno asume
el poder normal e implícito inherente
en un oligopolio, los aumentos de los
precios en el transcurso de una
recesión es lo que se puede esperar”.
La razón por la cual este enfoque no ha
llegado a los libros de texto -añade
Galbraith- es que “es más bien
desagradable describir la realidad a la
juventud”. En el mismo artículo
George Stigler concede que “la ley de
la oferta y la demanda todavía trabaja
(pero) la política es por lo menos tan
importante en los precios”. Estos
comentarios sugieren que Baran y
Sweezy (1965) están en lo cierto
cuando juzgan a las ciencias
económicas: “Al postular la existencia
de controles directos o indirectos
adecuados cuando en realidad ninguno
existe; al suponer la ausencia de
monopolios cuando en realidad son
ubiquistas y poderosos en sus efectos;
al dar por sentadas situaciones de
pleno empleo a largo plazo cuando en
realidad esa es la excepción y no la
regla; en todas estas maneras los
elegantes modelos contemporáneos
excluyen no las características
secundarias del proceso que se trata de
explicar, sino sus características más
esenciales. Así, sustituyen el sistema
capitalista con un sistema racional
imaginario que no tiene nada en
común con el capitalismo más que el
nombre. El resultado, no hay
necesidad de decirlo, es una
apologética del statu quo y ésta está
muy lejos de las intenciones subjetivas
de los constructores de los modelos”.
En este trabajo la estanflación ha sido explicada por el inusitado
aumento en los precios de las importaciones de los Estados Unidos.
Nuestros resultados empíricos apoyan este punto de vista. Pero otras
consideraciones tales como devaluaciones,24 factores institucionales,
oligopólicos, políticos, el efecto de limitaciones en la oferta agregada,
y de la productividad, merecen un futuro estudio. Una conclusión de
política económica que surge del presente estudio es que la curva de
Phillips no se puede interpretar como un “menú de opciones”, ya que
el menú está escrito en símbolos ininteligibles que son fáciles de
confundir. Es muy posible ordenar una “papa caliente” en vez de un
refresco.
24
El efecto que la devaluación del dólar ha tenido en la inflación de los Estados Unidos se puede calcular
introduciendo la siguiente identidad:
f = z(e + a)
En donde:
f = cambio proporcional en los precios de las importaciones.
e = cambio proporcional en la tasa de cambio del dólar.
a = cambio proporcional en los precios de oferta de las exportaciones hacia Estados Unidos.
z = constante.
Usando un valor de z igual a 0.8 (tal como lo estimó Branson, 1972) y sustituyendo la identidad en la
ecuación (9) obtenemos la siguiente ecuación:
p = 3.7174 - 0.3552 U + 0.1978 (0.8) (e + a)
de donde
p = 3.7174 - 0.3552 U + 0.1582 (e + a)
Esta ecuación indica que una devaluación de 10 % produce un aumento en los precios de 1.58%, un
aumento más alto que el esperado por los economistas de este país. La revista Bussiness Week del 2 de
junio de 1975 reporta que: “Este efecto inflacionario (la devaluación del dólar) no fue más subestimado que
en Washington en 1973. Ya que las importaciones constituyen solamente 5 % del producto nacional bruto,
las autoridades económicas de Washington sostuvieron que el efecto inflacionario de una devaluación de 10
% seria solamente 0.5 %”. Para estudios del efecto de una devaluación sobre la inflación, véase Laffer
(1974), Goldstein (1974), Barker (1968). Sobre los efectos de la devaluación en el comercio internacional
véase Branson (1972), Bhagwati y Onitsuka (1974), Depler (1974), Marwah (1968.)
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
13
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
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14
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74.—, y A. Kaspura, “An Analysis of Imported Inflation in a Short Run
16
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La estanflación: Un análisis basado en la economía internacional
75.
76.
77.
78.
79.
Macroeconomic Model”, Canadian Journal of Economics, 7,
septiembre, 1974, pp. 355-380.
Vanderkamp, J., “Wage and Price Level Determination: An Empirical
Model for Canada”, Economica, 33, mayo, 1966, pp. 194-218.
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Economy, 17 octubre, 1909, pp. 620-636.
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in Japan, 1955-1962”, Quarterly Journal of Economics, 80, febrero,
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Yeager, L., “The Keynesian Diversion”, Western Economic Journal, 11,
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Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
17
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
18
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Redes interregionales
estructuras jerarquicas y fuga
de la riqueza en Centroamérica:
una análisis de cadena Markov
Luis René Cáceres
y Stephen F. Seninger*
* Los autores están asociados,
respectivamente, con el Banco
Centroamericano de Integración
Económica , Tegucigalpa, Honduras,
y con el Departamento de Economía,
University of UTAH SALT Lake
City, Utah, Estados Unidos. Los
autores agradecen a Fernando E.
García sus valiosos comentarios a una
primera versión de este trabajo.
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Introducción
1
Otros estudios sobre
estructuras jerárquicas se
encuentran en Brown,
Odland y Golledge (1970),
Brush (1953), Rouget
(1972), Ramos Boyoli
(1975), Domecki (1975),
Woldenbery (1968).
20
La mayor interdependencia económica entre regiones geográficas
como resultado del crecimiento y desarrollo nacional parece ser un
fenómeno común para un número de países latinoamericanos. Esta
interdependencia se manifiesta en flujos de comunicación, tales como
la propagación de innovaciones y de tecnología, y en flujos de capital
y de mano de obra, generalmente como respuesta a diferenciales
regionales en remuneración a estos factores. Los flujos de comercio
interregional son además otra manifestación de interdependencia y se
revelan por multiplicadores de ingreso que, en sistemas altamente
interdependientes, propician que regiones individuales sean
susceptibles a efectos exógenos originados en otras partes del sistema.
Todas estas formas de interdependencia económica ocurren entre
unidades regionales que están caracterizadas por su localización
diferente en el espacio geográfico, lo cual obliga a investigar el
esquema que caracteriza y condiciona la jerarquía y el dinamismo
entre las regiones.
La estructura espacial puede ser equilibrada cuando es
conformada por regiones relativamente iguales. En otros casos la
estructura espacial puede ser marcadamente desequilibrada, con una
región dominando otras regiones que presentan diferentes niveles de
importancia en un orden declinante; es decir, se advierte en este caso
una regresión jerárquica de regiones dominantes a regiones de orden
más bajo. Los estudios sobre sistemas regionales no equilibrados están
apareciendo más frecuentemente en la bibliografía sobre planificación
y desarrollo urbano regional. Podemos citar un análisis de una
jerarquía a nivel siete (para una provincia canadiense), que realizó
Schaefer (1977), en donde las variaciones en magnitudes urbanas
fueron generadas por diferencias en los costos de transporte, así como
por variaciones en las intensidades de la demanda. Berry (1969)
empíricamente midió la relación entre el desarrollo regional y la
jerarquía urbana en Chile, mientras que Banerji y Fisher (1974)
analizan el problema de la localización de las inversiones públicas
tanto en jerarquías estrictamente ordenadas como en mixtas.1
En la siguiente discusión se examinan unos modelos de jerarquía
económica espacial basados en las teorías del lugar central de
Christaller Losch y en un sistema elaborado por Tinbergen. Estos
modelos formales han sido usados como un punto de partida para
examinar la jerarquía interregional de los cinco países del Mercado
Común Centroamericano (MCCA). Los flujos de comercio han sido
analizados en el contexto del modelo de comercio de Metzler, que
está abierto a las vinculaciones comerciales con respecto al resto del
mundo. Los estimados de los parámetros de las propensiones
marginales de importación y expotación son usados para reformular el
sistema del MCCA como un proceso estocástico de cadena de
Markov, que refleja la estructura económica - espacial de
Centroamérica como una jerarquía y condiciona el patrón de
interacción económica entre las regiones a través del tiempo. Un
ejemplo de esta última proposición es ilustrado por el proceso de la
difusión interregional de los ingresos de exportaciones
extrarregionales. La difusión de las exportaciones extrarregionales es
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Redes interregionales estructuras jerarquicas y fuga de la riqueza en Centroamérica: un análisis de cadena Markov
interpretada como un proceso finito de cadena de Markov, que
representa la evolución del sistema económico centroamericano hacia
la descapitalización.
II. Jerarqías del lugar central
Los conceptos de dominio espacial y orden jerárquico están
claramente expuestos en los modelos del lugar central de Christaller
(1966) y Losch (1954), los que destacan los flujos de comercio entre
ciudades y pueblos (lugares). El sistema de Christaller es una
jerarquía rígida altamente ordenada, con un lugar central dominante
en términos de relaciones de comercio con los otros lugares. El lugar
central sirve como fuente de un orden completo, que comprende el
comercio de bienes y servicios disponibles dentro del sistema. Este
ordenamiento acusa una disminución en la producción local cuando se
prosigue hacia lugares de orden más bajos, causando un proceso de
especialización que resulta en flujos de comercio unidireccionales al
ir bajando la jerarquía.
El lugar central produce la gama completa de bienes, exportando
los bienes del rango más alto hacia los niveles más bajos. Un lugar de
segundo orden importa del anterior a su vez produce una cantidad
reducida de bienes, y los exporta hacia mercados de orden inferior.2
Este proceso de división y especialización continúa hasta que se
alcanza el último lugar, con el rango más bajo, el cual produce y
consume productos locales e importa para el resto de sus necesidades
de los umbrales más altos.
La red del lugar central de Losch tiene propiedades de dominio
similares a las de Christaller, pero varía en términos de conexión a
niveles más bajos. Un lugar central domina el sistema en términos de
flujos de exportaciones hacia lugares de orden más bajo. Pero, en
contraste con la rigidez de la jerarquía de Christaller, los lugares de
orden más bajo pueden exportar el uno al otro, tanto por encima y
abajo de sus niveles respectivos. De esta manera se da un grado mayor
de conexión dentro del sistema, ya que los bienes producidos en
lugares de orden más bajo pueden ser exportados hacia arriba en la
jerarquía.3
2
Una representación del flujo de comercio en el modelo de Christaller, en una Jerarquía de seis niveles, puede escribirse como sigue:
T = (tij) =
t11
t21
t31
t41
t51
t61
0
t22
t32
t42
t52
t62
0
0
t33
t43
t53
t63
0
0
0
t44
t54
t64
0
0
0
0
t55
t65
0
0
0
0
0
t66
En donde los tij representan el flujo de bienes para el lugar i desde el lugar j. Véase Seninger(1978) y Paelink y Nijkemp (1977) para
discusiones extensas de las jerarquías del lugar central.
3
La matriz T en el sistema de Losch contiene elementos positivos sobre la diagonal pero su primera fila es igual a la matriz de Christaller.
Beavon y Mabin (1975) examinan las propiedades del sistema de Losch, mientras que Boventer (1962) examina las similitudes y contrastes
entre los sistemas del lugar central de Christaller y Losch.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
21
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
4
La jerarquía del flujo de comercio
de Tinbergen requiere elementos
positivos en la última columna de T =
(t j), aunque la porción debajo de 1a
diagonal para los niveles uno al cinco
es una matriz triangular. Bos (1965)
examina el patrón explícito de
localización del sistema de Tinbergen.
Gunnarsson (1977) contiene un
intento más reciente sobre la
extensión y refinanciamiento de los
centros de producción dentro de una
estructura jerárquica.
5
El modelo de Metzler fue
originalmente propuesto en Lloyd A.
Metzler (1942), con una versión algo
diferente apareciendo en Metzler
(1950.) Algunas aplicaciones
recientes han aparecido en Morishima,
Murata, Noose y Saito (1973);
Guccione y Guillen (1974) y Cáceres
(1978).
6
Las regiones en la discusión
presente se refieren a regiones de
nudo (nodal region). Las propiedades
de regiones nodales en la América
Latina son discutidas por Stohr (1969)
y Gilbert (1974). Hoselitz (1956) cita
un número de factores existentes en
Centroamérica que son altamente
sugestivos de un enfoque de región
nodal.
Un tercer sistema, presentado por Tinbergen (1961, 1964, 1967)
retiene varias de las propiedades del lugar central, pero ofrece algunas
modificaciones. Tinbergen empieza con un sistema constituido por
centros de industrias de un orden variante; cada centro que contiene
una industria de un rango dado h, también contiene todas las
industrias de orden inferior (con un rango menor que h).
La producción total de las industrias de todos los rangos es consumida
por la población del centro, excepto la industria de rango más alto,
parte de la producción de la cual es exportadora a centros de nivel
más bajo. Esto da por resultado un patrón similar al flujo de comercio
de Christaller, ya que las importaciones son siempre de arriba, aunque
solamente se importa un tipo de bienes. Una diferencia principal en el
caso de Tinbergen es el dominio reducido por el centro más alto, en
donde está localizada la industria de orden máximo, mientras este
centro es autosuficiente en muchos bienes debe importar, así como
todos los otros niveles, productos agrícolas desde un nivel regional
que está separado de los otros niveles.4
Tanto los modelos del lugar central de Christaller-Losh, como el
sistema de Tinbergen, ilustran las propiedades básicas y las
características de una jerarquía económica-espacial. Estos modelos
son, sin embargo, sistemas altamente formalizados que requieren
modificaciones importantes para que tengan alguna aplicación actual.
Por otra parte, el modelo de comercio interregional de Metzler es una
opción operacional que puede interpretarse bajo ciertas condiciones
en términos de dominio espacial y de propiedades jerárquicas.5
III. Una jerarquía Matzler aplicada a Centroamérica
1. Modelo de Metzler
La base del modelo de Metzler es una matriz de coeficientes
estructurales que representan relaciones de comercio entre las
regiones localizadas en diferentes áreas en el espacio geográfico.6 La
matriz Metzler para un sistema de cinco regiones abiertas al resto del
mundo puede ser escrita como:
M = (xij) =
q11
x21
x31
x41
x51
x61
x12
q22
.
:
.
x62
x13
.
q33
:
.
x63
.
.
.
q44
.
x64
.
.
.
.
q55
x65
x16
x26
x36
x46
x56
q66
en donde la primera fila y columna representa la vinculación
comercial con el resto del mundo, mientras que el sistema interre22
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
(1)
Redes interregionales estructuras jerarquicas y fuga de la riqueza en Centroamérica: un análisis de cadena Markov
Guatemala
El Salvador
Honduras
Nicaragua
Costa Rica
M´ =
(xij)´ =
Resto del
mundo
gional centroamericano esta contenido en los niveles del dos al seis.7
Las propensiones a la exportación de la región j hacia la región i está
mostrada por los elementos fuera de la diagonal, y presumiblemente,
para un sistema integrado, todas son positivas. Los elementos
diagonales (propensión neta al gasto local), junto con las propensiones
a exportar pueden ser usados para interpretar las propiedades
jerárquicas del sistema económico-espacial. Esto puede ser ilustrado
por las siguientes estimaciones de una matriz Metzler para
Centroamérica. Estas estimaciones muestran en la matriz (2), que es
la transposición de la matriz (1), o sea la matriz de propensiones
marginales a importar, a fin de destacar el patrón de orientación de las
importaciones de los niveles dos al seis desde la región superior.8
.95000
.0976
.1641
.00024
.6500
.0893
.00021
.0533
.5539
.00013
.0069
.0000
.00016
.0066
.0153
.00017
.0167
.0189
.4023
.2080
.3738
.759
.0580
.0685
.0000
.0530
.0598
.2248
.0139
.0170
.0295
.3738
.0470
.0451
.0685
.4100
(2)
7
Se supone que “El resto del
mundo” está compuesto por los
El nivel uno representa la región externa (resto del mundo),
Estados unidos, la Alemania
occidental y el Japón y será
mientras que los niveles dos al seis representan a Guatemala, El
denominada como “región externa”
Salvador, Honduras, Nicaragua y Costa Rica, respectivamente, como
durante la siguiente discusión.
8
Estos estimados son de
el subsistema de cinco regiones comprendiendo el Mercado Común
Cáceres (1978) y fueron estimados
Centroamericano. Los valores de cero para m34 y m43 representan la
usando los datos de 1962-1973,
deflacionados a precios de 1960; la
cesación de comercio entre El Salvador y Honduras después de 1969.
fuente de datos es la Secretaría
La diagonal principal de la matriz (2) contiene las propensiones a
Permanente del Tratado General de
Integración Económica
gastar localmente, después de haber sustraído todas las propensiones a
Centroamericana, VI Compendio
importar, y sugiere un ordenamiento comenzando con la región
Estadístico de 1975. Para otros
estudios sobre el Mercado Común
externa seguida por Guatemala, luego El Salvador, Costa Rica,
Centroamericano (MCCA), véase
Nicaragua y Honduras.9 Este es un ordenamiento que refleja las
Castillo (1966); Hansen (1967);
Fagan (1970); Cohén-Orantes
magnitudes de sus productos internos brutos. El dominio jerárquico
(1972); y McClelland (1972).
ejercido por las regiones de nivel superior se ilustra por el patrón de
Investigaciones econométricas se
encuentran en Nugent (1975), BIDpropensiones de importación en cada columna.
INTAL (1973), Cline y Delgado
(1978), Cáceres (1978).
9
Suponiendo funciones lineales para el consumo, inversión, importación del resto del mundo, importación interregional y funciones de
exportación interregional para la región i:
Ci = bi (Yi)
Ii = ni (Yi)
Moi = moi (Yi)
Mij = mij (Yi)
Eij = xij (Yj)
respectivamente se obtiene:
(1 - bi - ni + moi + Σ mij) Yi - Σ xij Yj = Ai,
j
j
donde Ai contiene todos los términos exógenos. El primer coeficiente en el lado izquierdo corresponde a los elementos diagonales en (1) y (2). Se
debe notar que Xij = Mij.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
23
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Las regiones del MCCA muestran altas propensiones a importar
desde el resto del mundo, el que a la vez muestra propensiones de
importación desde Centroamérica extremadamente pequeñas. Así,
mientras el resto del mundo muestra propensiones marginales a
importar desde Costa Rica y Honduras iguales a 0.00017 y 0.00013,
respectivamente, estos dos países acusan propensiones a importar
desde el resto del mundo iguales a 0.3738 y 0.4023 cada uno.
Guatemala sigue al resto del mundo como un segundo nivel, con
un lugar dominante y débiles conexiones de importación desde las
otras regiones del MCCA. La tendencia general hacia el
establecimiento de un orden jerárquico está reflejada por el patrón de
los coeficientes en cualesquiera de las filas dadas. Los coeficientes
que se refieren a las importaciones desde arriba (las mij debajo de la
diagonal principal) típicamente tienen valores mayores que los
coeficientes representando las importaciones de las regiones de nivel
más alto (coeficientes arriba de la diagonal principal).
Cabe agregar que las propiedades jerárquicas de dominio tienen
implicaciones directas en ciertas relaciones y fenómenos económicos,
ya que el comercio interregional y los multiplicadores de ingreso,
basados en los coeficientes de la matriz (2), serán sesgados en valor
hacia las regiones dominantes.10
Otro fenómeno económico es la difusión interregional de algún
dote económico, tal como los ingresos de las exportaciones
tradicionales, o del gasto público, a través de la estructura jerárquica.
Tal proceso de difusión ilustra en las secciones siguientes al
reformular (2), en términos estocásticos como un proceso finito de
cadena de Markov.
2. La jerarquía del MCCA como un proceso
de cadena ergódica de Markov
La región externa y las cinco regiones centroamericanas pueden
representarse por S i ; S1 representa la región externa, mientras que S2 a
través S6 son estados del sistema correspondientes a Guatemala, El
Salvador, Honduras, Nicaragua y Costa Rica, respectivamente. Los
parámetros estimados en la matriz (2) pueden ser usados para definir:
pij =
mij
Σ mij
j
i, j = 1, 2,...6.
(3)
en donde pij es la probabilidad transicional de un proceso que al
empezar el estado i vaya al estado j durante un intervalo de tiempo
unitario.
Si las probabilidades son conocidas para todos los i y j, se puede
definir una cadena finita de Markov por:
P1(0)=P(x0 = i) i = 1, 2, ...6
10
24
Véase Cáceres (1978).
(4)
la cual es la asignación de la probabilidad inicial para el estado i en el
comienzo del proceso, y por
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Redes interregionales estructuras jerarquicas y fuga de la riqueza en Centroamérica: un análisis de cadena Markov
Pij, (n, n + 1) = P(xn + i = j, xn = i) = Pij
i, j = 1, 2,... 6
n = 0,1, 2,... ∝
(5)
la cual define la probabilidad de transición en un paso para ir a una
región en el nivel j después de n + 1 transiciones. Las ecuaciones (4)
y (5) definen una cadena de Markov de parámetros discretos que es
homogénea en el tiempo.11
Con base en estas operaciones se encuentra que el sistema bajo
estudio da lugar a la siguiente matríz de probabilidades transicionales:
S1
S2
S3
S4
S5
S6
S1
S2
S3
.9909
.1206
.1940
.0003
.8000
.1056
.0002
.0431
.6548
.0001
.0041
.0000
.0002
.0160
.0233
.0002
.0161
.0223
S4
S5
S6
.4220
.2455
.4020
.2209
.1176
.0701
.0000
.0626
.0233
.2358
.0824
.0139
.1008
.4412
.0505
.0204
.0508
.4500
P = ( pij ) =
(6)
La matriz P representa una cadena discreta de Markov, que es un
análogo estocástico de la matriz de comercio interregional de Metzler
y puede interpretarse como sigue: Empezando con una unidad de
ingreso exógeno (exportaciones tradicionales o consumo público) en
el estado i, pij es la probabilidad de que esa unidad sea gastada en
productos locales (permanece en i) o en importaciones desde una
región j. Así, la probabilidad de que una unidad de ingreso exógeno
que se encuentra ahora en Guatemala permanezca allí es 0.80; la
probabilidad de que esa unidad sea transferida, vía el comercio del
MCCA, desde Guatemala a El Salvador es 0.04; de que se transfiera al
resto del mundo es 0.12. También las probabilidades de que una
unidad de ingreso exógeno que se encuentra originalmente en Costa
Rica permanezca allí o se transfiera a El Salvador son 0.45 y 0.023,
respectivamente.
3. Evolución del sistema
11
Véase Bharucha-Reid (1960)
para una discusión de este punto.
12
Feller (1967) discute las
propiedades formales de un
proceso de cadena de Markov,
mientras que Smith (1969) analiza
casos en donde una matriz
irreductible de intercambio se
transforma en un vector del ingreso
interregional en equilibrio.
La formulación de cadena de Markov captura un número de
interesantes propiedades del sistema interregional del MCCA.
Formalmente, la matriz P representa un conjunto irreductible de
estados aperiódicos y persistentes, tales que toda región puede ser
alcanzada de cualquier otra región en un número finito de pasos. Esto
sugiere un movimiento o evolución de los estados del sistema a través
del tiempo, tal que pij(n) es la probabilidad de una transición de Si a Sj
en exactamente n pasos, o alternativamente, pij es la probabilidad
condicional de entrar en Sj después de n pasos, dado que el estado
inicial es Si.12
Las varias potencias de P muestran la evolución del sistema de
Markov al transcurrir un número de intervalos de tiempo. Esta
evolución está condicionada por el juego determinativo de fuerzas
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
25
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
económicas y geográficas que resulta en la estructura jerárquica
comprendida en el proceso estocástico Markov. El cuadro 1 muestra
la evolución de la matriz P después de 2,4,8 y 12 transiciones. Se
puede ver que las probabilidades de que una unidad de ingreso que
hoy se encuentra en Guatemala esté allí dentro 2,4,8 y 12 transiciones
son 0.6487, 0.4384, 0.2129 y 0.1073, respectivamente. Las
probabilidades correspondientes a Costa Rica para los mismos casos
son 0.1982, 0.0451, 0.0059 y 0.0025. La evolución de estas
probabilidades de transiciones se muestra en la gráfica 1.
CUADRO 1. Evolución de matríz P.
Estructura Jerárquica después de:
Dos transiciones
1
2
3
4
5
6
1
2
3
4
0.9983
0.2374
0.3483
0.5807
0.4351
0.6098
0.0006
0.6486
0.1579
0.2422
0.1743
0.0986
0.0004
0.0641
0.4353
0.0164
0.0748
0.0318
0.0002
0.0058
0.0027
0.0651
0.0569
0.0139
5
6
0.0003
0.0220
0.0284
0.0728
0.2089
0.0476
0.0003
0.0219
0.0273
0.0226
0.0498
0.1982
Cuatro transiciones
1
2
3
4
5
6
1
2
3
4
5
6
0.9973
0.4397
0.5674
0.7263
0.6562
0.7929
0.0011
0.4384
0.1797
0.1908
0.1802
0.1005
0.0006
0.0721
0.2028
0.0301
0.0621
0.0305
0.0002
0.0059
0.0043
0.0102
0.0176
0.0072
0.0004
0.0222
0.0234
0.0270
0.0562
0.0237
0.0003
0.0216
0.0224
0.0155
0.0275
0.0452
Ocho transiciones
1
2
3
4
5
6
1
2
3
4
5
6
0.9962
0.7083
0.7962
0.8628
0.8405
0.9089
0.0018
0.2129
0.1231
0.0982
0.1072
0.0605
0.0008
0.0487
0.0567
0.0227
0.0309
0.0170
0.0002
0.0036
0.0027
0.0021
0.0028
0.0017
0.0004
0.0135
0.0109
0.0074
0.0099
0.0058
0.0004
0.0129
0.0104
0.0067
0.0086
0.0059
5
6
0.0005
0.0073
0.0053
0.0037
0.0043
0.0026
0.0005
0.0069
0.0050
0.0035
0.0040
0.0025
Doce transiciones
1
2
3
4
5
6
26
1
2
0.9956
0.8494
0.8977
0.9283
0.9184
0.9525
0.0022
0.1073
0.0685
0.0504
0.0567
0.0326
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
3
0.0009
0.0270
0.0219
0.0129
0.0155
0.0089
4
0.0002
0.0019
0.0014
0.0011
0.0012
0.0008
Redes interregionales estructuras jerarquicas y fuga de la riqueza en Centroamérica: un análisis de cadena Markov
20 Transiciones
0.000
0.005
0.01
0.03
0.05
0.09
0.20
0.40
0.60
0.80
0.07
Probabilidad
1.00
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
14
15
GRÁFICA 1. Probabilidades a través del tiempo de que una unidad
de ingreso permanezca en un país centroamericano
16
17
18
19
Costa Rica
Honduras
Nicaragua
El Salvador
Guatemala
Se debe notar que mientras las probabilidades de que el ingreso
permanezca en Centroamérica disminuyen con el tiempo, las
probabilidades de que éste se transfiera al resto del mundo aumentan.
Así, un peso centroamericano que se encuentra hoy en Costa Rica está
sujeto a las probabilidades 0.4020, 0.6098, 0.7930, 0.9089 y 0.9526
de haber pasado al resto del mundo, después de transcurrir uno, dos,
cuatro, ocho y doce transiciones respectivamente.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
27
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
7
la
ma
ate
u
G
Probabilidad
28
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
0.20
0.30
0.40
0.50
0.60
0.70
0.80
0.90
1.00
1
2
3
4
5
6
S
El
a
Ric
sta
Co duras
n
Ho
ua
rag
ca
Ni
ad
al v
or
8
9
10
11
12
14
15
16
17
18
19
GRÁFICA 2. Probabilidades a través del tiempo de que una unidad de ingreso que se encuentra originalmente
en un país centroamericano se transfiera al resto del mundo.
20
Transiciones
Los casos de los otros países se muestran en la gráfica 2.
Estos resultados indican que las relaciones resto del mundoCentroamérica otorgan a la región centroamericana el auténtico
calificativo de zona tributaria. Además, como se puede ver en el
cuadro 1, las probabilidades de que el ingreso centroamericano sirva
para activar el comercio intracentroamericano tienden rápidamente a
Redes interregionales estructuras jerarquicas y fuga de la riqueza en Centroamérica: un análisis de cadena Markov
cero; de ahí que el esfuerzo integracionista sea fallido, o de crisis
continuas, al no contar la región con estímulos de demanda agregada
que lo volviesen autosostenido y dinámico. Es así que difícilmente
pueden los esquemas de integración económica servir de punto de
partida para un desarrollo auténtico, mientras las regiones mantengan
fuertes vínculos asimétricos con el resto del mundo. Pero esta
asimetría es la norma común en las relaciones Norte-Sur; De no
cambiarse, los esfuerzos de desarrollo en el Sur seguirán siendo
fútiles.13
4. Entropía del sistema
La evolución estocástica de la red interregional, vía las mayores
potencias de la matriz P, indicaba una convergencia hacia un sistema
más rígido, más jerarquizado. Este fenómeno se puede analizar
también mediante el concepto de la entropía.14 La entropía es una
medida de orden y desorden y, para el estado i en un intervalo de
tiempo determinado, es dada por:
Ei = - Σ pij Ln pij j = 1, 2,...6
j
13
Al fin la asimetría que rige al
sistema económico global, como fue
puntualizado por Prebich y Singer
hace muchos años, ha sido demostrada
recientemente por Findlay (1979).
Usando los modelos neoclásicos
(utilidad, producto marginal,
maximización de ganancias, etcétera.)
Findlay (p. 189) concluye que “La tasa
de crecimiento de la economía
mundial se determina exclusivamente
por la tasa natural de crecimiento del
Norte. La magnitud de la economía del
Norte en cualquier instante está
siempre fijada por el nivel de su fuerza
laboral, mientras que el nivel de
empleo en el Sur depende de sus
propios parámetros y de las
propensiones del Norte a ahorrar e
importar... (Esto)ilustra la tesis de
Prebisch y Singer de que los “frutos
del progreso” son preservados por el
Norte en forma de ingresos más altos,
mientras que en el Sur son disipados
en deterioraciones en los términos de
intercambio.”
14
Excelentes discusiones del
concepto de la entropía se encuentran
en Medvekov (1970), Krehm (1977),
Wilson (1969), Theil (1967), Fano
(1969), Hart (1970).
15
Este es un resultado que pasaría
inadvertido al aplicar los métodos
determinísticos de las ciencias
económicas. La necesidad de formular
modelos económicos-espaciales que
permitan la transición estructural a
travéz del tiempo ha sido abogada por
Haavelmo (1964), Cáceres y Seninger
(1978), Isard y Liossatos (1977), Isard
(1976).
(7)
Valores altos de la entropía indican que el sistema se rige por una
distribución menos restrictiva de probabilidades transicionales, es
decir, cuanto menos ordenado o jerárquico es el sistema, mayor es la
entropía. La reducción en la entropía de un nivel a través del tiempo
indicaría la tendencia hacia una estructura rígida, denotando la
existencia de una menor incertidumbre sobre el pronóstico de ese
nivel del sistema. El cuadro 2 contiene la evolución de la entropía del
sistema estocástico. La entropía de S1 (resto del mundo) en la matriz
original es prácticamente cero, lo que sugiere un nivel fuertemente
restringido, en términos de una alta probabilidad de que el ingreso
permanezca en S1. Los estados dos al seis muestran originalmente
valores entrópicos relativamente altos, indicando una distribución de
probabilidades de transición poco restrictiva.
Pero para estos niveles, una reducción en la entropía ocurre en
cada período de transición cuando la matriz P es elevada a potencias,
lo que señala el surgimiento de un orden rígido en las relaciones
comerciales, expresado en la alta probabilidad de que el ingreso de
estos estados sea absorbido por la región externa. La disminución de
la entropía de los niveles dos al seis indica que las probabilidades de
transferencia (comercio) entre los mismos disminuye, a la vez que las
probabilidades de transición de sus ingresos al resto del mundo
aumenta: Ya no existe el desorden o la incertidumbre, o posibilidades
de comercio intracentroamericanos el ingreso se transfiere a la región
externa -de ahí la reducción en la entropía.
Nótese en el cuadro 2 la convergencia de los valores de las
entropías de los seis niveles; estructuralmente los seis estados se han
transformado en uno sólo, ya que las distribuciones estocásticas de
transición sólo significan la permanencia en el resto del mundo. La
estructura económica de Centroamérica se desmorona y se vuelve un
apéndice de la región externa.15
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
29
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
CUADRO 2. Evolución de la Entropía
Transiciones Resto del mundo
1
2
4
8
12
14
16
20
24
30
40
0.0091
0.0148
0.0223
0.0299
0.0334
0.0344
0.0350
0.0358
0.0362
0.0364
0.0365
Guatemala
0.7781
1.0603
0.1648
0.8713
0.5507
0.4285
0.3316
0.1990
0.1233
0.0688
0.0422
El Salvador
1.0872
1.2975
1.1686
0.7073
0.4141
0.3176
0.2447
0.1485
0.0953
0.0579
0.0402
Honduras
1.4492
1.2216
0.8254
0.4505
0.2616
0.2019
0.1574
0.1000
0.0692
0.0482
0.0385
Nicaragua
Costa Rica
1.3686
1.4343
1.0653
0.5448
0.3093
0.2373
0.1838
0.1145
0.0769
0.0510
0.0390
1.3018
1.2439
0.8501
0.4325
0.2484
0.1918
0.1498
0.0959
0.0669
0.0474
0.0384
5. Difusión del ingreso
La evolución (o mejor dicho la destrucción) estructural de la
economía Centroamericana tiene importantes consecuencias en el
proceso de acumulación. Esto puede ser estudiado definiendo un
vector de la dote inicial de los ingresos exógenos V (exportaciones
tradicionales o consumo público)sobre los seis niveles:
V
(0)
= (V1(0),V2(0),V3(0),V4(0),V5(0),V6(0))
(8)
La composición de este vector inicial después de una transición
es dada por V (1) = V (0) P, dspues de dos años es dada por V (2) = V (1) P
= V(0) P2, y la difusión interregional del vector original después de n
períodos es dada por Vn = V (0)Pn.
Para apreciar las dificultades que enfrentan los países
centroamericanos en conservar su riqueza, consideremos la difusión
de los ingresos provenientes de sus exportaciones tradicionales de
1968. Este vector inicial es representado por V(0) = (874, 196,168,135,
149,146), en donde se entiende que en 1968 las exportaciones
tradicionales de Guatemala fueron 196 millones de dólares, las de El
Salvador, 168 millones, etcétera. Por las exportaciones del resto de
mundo se entiende sus exportaciones hacia Centroamérica, que fueron
874 millones en 1968. La distribución de esta dote inicial después de
una transición es dada por (874, 196, 168, 135,149,146) (P) =(1082,
232, 131, 47, 94, 82). Después de tres años la riqueza se ha dividido
así:
(874, 196, 168, 135, 149, 146) (P3) = (1299, 208, 83, 11, 36, 31)
y después de diez años:
(87, 196, 168, 135, 149, 146) (P10) = (1559, 75, 21, 2, 6, 5).
Este análisis revela que, por ejemplo, de los ingresos de 168
millones, en término de exportaciones tradicionales generadas por
Honduras, le quedan al cabo de una transición, 47 millones, y después
de tres y diez transiciones estos ingresos se han reducido
respectivamente a 11 y 2 millones. El resto del mundo, por lo
30
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Redes interregionales estructuras jerarquicas y fuga de la riqueza en Centroamérica: un análisis de cadena Markov
20
19
2
0
20
40
60
80
100
200
400
800
1000
1200
1400
600
Ingreso Exógeno - Millones Dólares
1600
0
1
Ho
nd
ur C
as . R .
3
4
Nicaragua
5
6
Resto del Mundo
7
8
9
10
11
12
GRÁFICA 3. Difusión del ingreso
14
15
16
17
18
Transiciones
21
Guatemala
El Salvador
contrario, al transcurrir una, tres y diez transiciones, aumenta su
riqueza respectivamente de 874 millones a 1,082,1,299 y 1,559
millones.
La difusión de esta dote inicial se puede apreciar en la gráfica 3.
Esta gráfica expresa vividamente el problema centroamericano:
incapacidad estructural de guardar la riqueza dentro de sus fronteras,
por lo que el proceso de capitalización se frustra. Parece pues que en
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
31
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Centroamérica la integración económica -sin la debida
desvinculación con el resto del mundo- es un instrumento para
integrar la fuga de la riqueza.
Este no es un problema reciente, describiendo la situación
económica centroamericana existente a mediados del siglo XVII,
MacLeod (1973, p. 281) señala que: “el principal problema de
Centroamérica era que sus metales preciosos tendían a escaparse.
Como en México, grandes cantidades salieron de la región para
España en forma de ingresos para la corona. Oficiales reales
amasaban grandes fortunas tan pronto como podían y remitían
grandes sumas con la esperanza de regresar un día a la metrópoli y
disfrutar de la nueva riqueza”.16 La descapitalización de
Centroamérica, ya sea en el modelo cacahuatero, minero, platanero o
cafetalero, no es un nuevo fenómeno, como no es nueva su miseria. Y
el modelo integracionista no ha atenuado la descapitalización; al
contrario, al fomentar políticas de “sustitución” de importaciones (en
realidad al sustituir importaciones de bienes de consumo por bienes de
capital e intermedios), la ha acentuado. Ha surgido en Centroamérica
en los últimos años la paradoja de establecer programas de promoción
de exportaciones fuera de la región, otra medida que no hace mella en
la dislocación estructural que la región padece.17
IV.
Consideraciones finales
16
En el siglo XIX la situación era
similar; Smith (1963, p. 498) apunta
que en 1832 el Cónsul de los Estados
Unidos en Centroamérica informó a su
gobierno que “debido al comercio
exterior el oro está desapareciendo
rápidamente”.
17
Varios autores (Nugent, 1974;
Yotopoulos y Nugent, 1976;
McClelland, 1972; Cáceres, 1978) han
encontrado que el MCCA permitió a
los países miembros aumentar sus
tasas de crecimiento económico. Pero
estos estudios, además de tener un
carácter estático, han considerado a
Centroamérica como una unidad
económica independiente, descartando
sus vinculaciones con el resto del
mundo. Así, sus resultados pueden ser
sólo espejismos.
32
La formulación del Mercado Común Centroamericano como una
cadena abierta y ergódica de Markov descubre la existencia de una
hegemonía económica-espacial por la región externa. Esta hegemonía
se traduce en un proceso irreversible y asimétrico en el cual los
ingresos exógenos del área centroamericana son absorbidos por el
resto del mundo. Sí este proceso se dejara correr por su cuenta
conduciría a la completa descapitalización de los países
centroamericanos; que esto no ocurre se debe al crecimiento -fútil- de
las exportaciones tradicionales y al endeudamiento externo al que
recurren estos países. Entonces cabe pensar en mecanismos que
pondrían fin al proceso de fuga de riqueza.
En primer lugar, es necesario un reajuste de la posición de
Centroamérica en la economía mundial que le permita recibir y
conservar lo justo por sus aportes a la economía global. En segundo
lugar, transferencias interregionales es un tipo de intervención
redistributiva -de carácter temporal- que merece estudiarse. Esto
necesitaría la existencia de una autoridad de planificación mundial
encargada del manejo de un fondo de equiparación y autorizada para
tomar ingresos de una región y transferirlos a otra.
Las operaciones de esta autoridad de planificación pueden ser
representadas por un vector f = fi compuesto de transferencias
periódicas de ingresos entre las regiones i = 2, 2,... 6. Este vector de
política redistributiva puede tener componentes positivos y negativos;
si fi es positiva las transferencias o donaciones se aumentan para el
nivel i, mientras que un f i negativo indica que esa región no recibe,
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Redes interregionales estructuras jerarquicas y fuga de la riqueza en Centroamérica: un análisis de cadena Markov
sino que aporta capital fondo de equiparación. Los diferentes f i
pondrán en movimiento efectos de difusión positivos y negativos, el
efecto combinado de los cuales será determinado por a la estructura
económico-espacial del sistema interregional.
La discusión anterior se puede ilustrar como sigue: tomando la
dote inicial de ingresos de exportaciones V(0) = (Vi(0)), i = 1, 2,... 6, a
través de varias transiciones y suponiendo que el vector de política f
será aplicado sobre los distintos niveles, el proceso de difusión
después de n períodos es dado por:
n
V P +ΣfPk
(0)
n
k=0
(9)
A través del tiempo, el primer término tiende a una completa
difusión del ingreso de los niveles del dos al seis hacia la región
externa; por lo que el vector de inyección f se vuelve el medio para
contrarrestar este proceso. Ahora bien, se puede especificar el
repartimiento deseado de los ingresos exógenos, resultante de la
inyección del vector f. Si el vector deseado es g se puede demostrar18
que las inyecciones requeridas para mantener ese nivel deseado de
ingreso es dado por:
f = g (I-P)
(10)
18
Véase Kemeny y Snell (1960,
1962), Rodgers (1966).
19
Existe una voluminosa
bibliografía sobre la distribución
equitativa de los beneficios de la
integración económica entre países
subdesarrollados (Newlyn, 1965;
Ghai, 1964; Elkan, 1972; Mateo,
1970; Hess, 1971; Ffrench Davis,
1977; UNCTAD, 1973). Pero
como el análisis anterior revela, el
punto relevante es la distribución
equitativa de la riqueza entre
países desarrollados y
subdesarrollados.
Es donde I es la matriz de identidad. Por ejemplo, refiriéndose al
caso de la difusión de los ingresos provenientes de las exportaciones
tradicionales de 1968 analizado anteriormente, si se tiene como
objetivo que el ingreso correspondiente a la región externa no cambie
y que aquello que corresponden a los países centroamericanos no
muestran excesiva disparidad, al representar estos objetivos por medio
del vector g = (874,184,160, 150, 150, 150) se obtiene que el vector
de inyección f es dado por f = (-212.82, -41.62, 34.22, 99.31, 54.32,
66.60). Esto indica que para evitar la completa difusión de los
ingresos exógenos de Centroamérica hacia el resto del mundo y
mantener un nivel de liquidez tal como el expresado por el vector g,
el resto del mundo y Guatemala aportarían al fondo de equiparación
212.82 y 41.62 millones de dólares, respectivamente que serían
distribuidos así: 34.22 millones a El Salvador, 99.31 millones a
Honduras, 54.32 millones para Nicaragua y 66.60 millones para Costa
Rica.19
Si el objetivo fuera mantener idénticos niveles de liquidez en los
países Centroamericanos representado por el vector g =
(874,158.8,158.8,158.8, 158.8) el vector de inyección anual estaría
compuesto por f = (-218.96, -50.13, 34.13, 105.29, 58.33, 71.33). Es
decir, al fondo de equiparación contribuirían el resto del mundo y
Guatemala anualmente con 218.96 y 50.13 millones respectivamente,
a ser distribuidos así: 34.13 millones para El Salvador, 105.29
millones para Honduras, 58.33 millones para Nicaragua y 71.33
millones para Costa Rica. Este es un legítimo esquema de
redistribución; se trata sólo de contrarrestar los mecanismos de un
sistema internacional injusto que ha colocado a Centroamérica en una
posición de periferia tributaria.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
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La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
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Yotopoulos, P. A., y J. B. Nugent, Economics of Development, Nueva York,
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36
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Integración económica
e inflación en Centro América:
Un modelo espacial*
El Trimestre Económico
Vol. XLV (4) México,
Octubre-Diciembre, 1978, N. 180
*A mi padre, Luis Samuel. Versión al
español de un trabajo que recibió el
primer premio en el certamen
organizado por la International Honor
Society in Economics, Universidad de
California, Los Angeles, Junio de 1977.
El autor agradece a Stephen E.
Reynolds, James Rock y Stephen
Seninger, profesores de la Universidad
de Utah, sus valiosos comentarios a una
versión preliminar de este trabajo.
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Introducción
1
Sobre la teoría de la integración
económica entre países en vías de
desarrollo, véase Meier, 1960,
Bambhri, 1962, Mikessel,1963,
Chou,1967, Reynolds,1969, Andic et
al., 1971.
2
Un estudio que examina en
detalle el efecto de la integración
económica sobre el comportamiento
inflacionario de los países miembros
es el de Carnoy (1970). En el contexto
del Mercado Común Centroamericano,
Lizano (1970 p. 134) advirtió que el
alto arancel común adoptado por los
países Centroamericanos sería una
fuente de inflación. Siri (1971), sin
embargo, señalaba que las reducciones
en el costo del transporte entre los
países Centroamericanos conduciría a
la rebaja en el precio de los bienes
incluidos en el comercio intrazonal. En
referencia al Mercado Común Europeo
(MEC) Scitovsky (1958, p.18) opinó
que el MEC entablaría una mayor
competencia entre los países miembros
lo cual permitiría una estabilidad de
los precios: “ La creación de un
Mercado Común Europeo expondría a
una mayoría de las empresas europeas
a un mayor grado de competencia...,
por lo tanto la unión económica haría
posible aumentar la estabilidad de los
precios sin sacrificar el nivel del
empleo o aumentar el empleo sin
sacrificar la estabilidad de los
precios.” Un argumento similar fue
presentado por Streeten (1961, p.66).
Véase también Demas (1960) sobre los
posibles efectos inflacionarios de la
unión aduanera entre los países del
Caribe. Recordemos también las ideas
de Lösh (1967, p. 340) sobre precios y
uniones aduaneras: “ Las ventajas de
las uniones (aduaneras) son primero,
que todos los bienes se compran en el
lugar más baratos. Segundo, el
mercado ensanchado permite
particularmente a los países pequeños
tomar ventaja de las economías de
producción en masa en muchas
industrias. Así, no solo tienen todos
los consumidores libre acceso a la
fuente de oferta más barata, sino que
muchos bienes pueden ser producidos
más baratos que antes.”
3
La escuela estructuralista ha
recalcado la importancia que las
restricciones en las funciones de oferta
ocupan en la inflación. Comentando la
experiencia de la Argentina, Seers
(1962) observa que “la escasez de
energía eléctrica en Buenos Aires en la
segunda mitad de la década de 1950,
por ejemplo, actuó como un evidente
freno sobre la expansión industrial y
jugo un papel principal en el proceso
inflacionario Argentino. Papel
semejante ocuparon las dificultades en
los servicios de transporte de carga y
la tardanza en desarrollar los recursos
del petróleo”.
38
Este trabajo expone la siguiente idea: que en una unión aduanera las
funciones de oferta y demanda de los países miembros son
interdependientes y actúan conjuntamente para determinar el nivel de
precios en cada país. Se postula un modelo de interacción espacial,
en donde un agente importante del fenómeno de interacción es el
costo del transporte. La verificación empírica del modelo demuestra
que en Centro América el proceso inflacionario es regido por un
mecanismo que surge del funcionamiento del Mercado Común
Centroamericano (MCCA). También se demuestra que el MCCA ha
tenido un efecto deflacionario sobre las economías de los países
Centroamericanos.
La bibliografía de las ciencias económicas ofrece una abundante
fuente de estudios que destaca la conveniencia y las ventajas que la
constitución de una unión aduanera ofrece a los países en vías de
desarrollo. Varios autores (Urquidi, 1962; Scitovsky, 1960; Cooper y
Massel, 1965)han subrayado que una unión aduanera permitiría a los
países subdesarrollados alcanzar niveles de industrialización más
elevados que los permitidos por los mercados locales. Otros autores
(Allen, 1961; CEPAL, 1959; Naya, 1973) han sugerido que una
unión aduanera podría estabilizar las economías de los países
miembros.1 Sin embargo, poca atención se le ha dado al efecto que
un programa de integración económica puede ejercer sobre el
proceso inflacionario de las economías participantes.2 Esto es
comprensible, porque a primera vista no parece que un programa de
integración económica sea un vehículo para desmedidos aumentos en
salarios o en la oferta de dinero. Pero cuando se ve desde una
perspectiva más amplia, tomando en cuenta los posibles efectos de la
integración sobre las funciones de oferta y demanda (y sobre sus
estrangulamientos) de cada país, la integración económica emerge
como un factor importante en el mecanismo inflacionario de los
países comprendidos en el programa integracionista.
Consideremos que tanto el empuje a la industrialización en cada
país como el aumento en el comercio entre los países miembros,
ensancharían las ofertas nacionales de bienes y podrían poner
término a escaseces crónicas.3 Este aumento en la oferta, unido con
la rivalidad entre las empresas nuevas y aquellas ya establecidas,
contribuiría a reducir los precios. Y, a la vez, un aumento en el ritmo
de la inversión podría aumentar la demanda agregada hasta el punto
de crear presiones inflacionarias. Debemos añadir también que al
embarcarse en un programa de integración económica, los gobiernos
de los países participantes podrían iniciar ambiciosos programas de
desarrollo en campos como: electricidad, irrigación, educación,
transporte - actividades que aumentarían las funciones de oferta y
demanda nacionales para la región en conjunto.
En este trabajo sé demostrará que el MCCA ha actuado como un
freno sobre las presiones inflacionarias de los países
centroamericanos. Este efecto, como se verá, es el resultado del
aumento en la producción y de las reducciones en el costo del
transporte que han acompañado el esfuerzo de integración. En los
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Integración económica e inflación en Centro América: Un modelo espacial
párrafos siguientes se elabora un modelo de variación de precios
basado en la interacción entre las funciones de oferta y demanda de
los países centroamericanos. Luego, al estimar el modelo, las
ecuaciones resultantes nos permitirán determinar las fuentes de las
presiones inflacionarias y deflacionarias existentes en Centroamérica
en el periodo 1964-1968. Finalmente, las implicaciones del modelo
serán discutidas.4
El Modelo
4
Debemos señalar que la
explicación econométrica del proceso
inflacionario en los países
Centroamericanos ha resultado ser
muy elusiva. Los estudios recientes
de Vogel (1974) y de Bomberger y
Makinen (1976) presentan resultados
inaceptables, dada la insignificancia
estadística de las ecuaciones
estimadas. En contraste, el modelo a
ser desarrollado en este trabajo capta
la experiencia inflacionaria
centroamericana con una alta bondad
de ajuste y todos los coeficientes de
regresión resultan ser significativos.
5
Sobre la interacción espacial de
mercados véase Berry, Conkiing y
Ray, 1976; Nourse,1968; Enke, 1951.
El modelo se basa en los conceptos de oferta y demanda. Sin embargo, la noción de oferta y demanda es ampliada a fin de acomodar
la posición particular en la que se encuentran los países miembros de
una unión aduanera. Porque notemos que el nivel de demanda
agregada de un país dado no radica sólo en las compras locales de
bienes y servicios, sino también en las compras de sus productos
demandados por los otros países miembros. Debemos, asimismo
considerar en adición a la oferta local, la oferta de bienes
provenientes de los otros países miembros. Podemos entonces
concebir la existencia de una red de fuerzas de oferta y demanda que
interaccionan a través de las fronteras nacionales para establecer los
niveles de precios en cada país. O, sucintamente, se puede decir que
la inflación es parcialmente un fenómeno espacial. A fin de visualizar
el efecto que la integración económica jugaría en el comportamiento
inflacionario de países miembros, consideremos el caso de integración
entre dos países. La gráfica 1 representa el caso de dos mercados países A y B.
El cuadrante derecho se refiere al mercado en el país A, y sus
funciones de oferta y demanda se representan por las líneas SS´ y
DD´, respectivamente. La abscisa en el cuadrante izquierdo denota la
distancia desde A, el país B siendo localizado a una distancia OZ.5 El
país B acarrea sus productos hacia A sujeto a un costo de
transportación. En consecuencia, mientras B estaría dispuesto a
vender en su mercado local a un precio ZV o mayor, venderá en el
mercado de A sólo a precios más altos que OT, de manera que pueda
recuperar sus costos de transportación. Debemos observar que en
ausencia del tratado de integración económica, una tarifa TX evitaba
que B pudiera competir en el mercado de A. Pero una vez que el
acuerdo de integración elimine las tarifas interregionales, B puede
empezar a surtir el mercado de A a un precio OT; la función de oferta
de B es entonces TT´. Ahora bien, mientras los precios se mantengan
por debajo de OT, el mercado en A será servido completamente por su
oferta local. Sin embargo, a precios mayores que OT, B comienza a
penetrar el mercado de A y la función de oferta disponible a los
consumidores en A se vuelve igual a la suma horizontal de las
funciones de oferta de A y B. Esta función de oferta agregada se
representa por la línea SMN.
Los efectos de la integración económica pueden ahora ser
observados. El punto de equilibrio en el mercado A se mueve de E a
E´, aumentando el consumo de OQ a OQ´ y disminuyendo el precio
de equilibrio de OP a OP´. También se puede observar que si
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
39
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
ocurriese una reducción en el costo del transporte entre B y A, B
surtiría el mercado de A de acuerdo a la función de oferta T´´T´´;
ahora la función de oferta agregada se vuelve igual a SM´N´,
ocasionando un aumento en el consumo de Q´Q´´ y una reducción de
P´P´´ .
GRÁFICA 1.
X
D
P
P´
P´´
T
D´
T´´
S
V´
V
Z
O
Q
Q´ Q´´
Distancia entre A y B
6
El concepto del potencial
gravitacional fue introducido por
Stewart (1947) en directa analogía al
campo de atracción gravitacional de la
mecánica de Newton. Esta tesis
originó la escuela de la física social
(Stewart, 1948; Stewart, 1950; Stewart
y Warntz, 1958; Ajo, 1953).
Es por su concepción mecanicista que
el modelo del potencial dio lugar a
serias dudas sobre las bases
económicas. Sin embargo, Wilson
(1967, 1970) ha demostrado que el
modelo gravitacional es el resultado
de un proceso que tiende a maximizar
la entropía de un sistema económico;
Tideman (1968) ha obtenido el
modelo del potencial basado en la
teoría neoclásica de la empresa,
mientras Niedercom y Bechdolt
(1969), Isard (1975), Smith (1975) y
Golob et al.(1973) lo obtienen
apoyados en la teoría de la utilidad
marginal. Apoyo al modelo del
potencial también ha sido expresado
por Richardson (1973, p. 65), quien
sugiere que “los modelos del
potencial pueden satisfacer las
condiciones mínimas necesarias para
integrar el espacio con el análisis del
crecimiento regional”. Estudios en esa
dirección son los de Olsen (1967) y
Olsen (1971). Una reseña extensa de
los modelos gravitacional y potencial
se encuentran en
Olsson (1965).
40
Este análisis revela la existencia de una relación inversa entre la
oferta agregada en A y el costo unitario del transporte; existe, pues,
una relación proporcional entre el precio de equilibrio en A y el costo
unitario de transporte. Este punto se puede analizar en mayor detalle
si recordamos que B empieza a vender en A a un precio OT que es
igual a OV´ más V´T. Como la pendiente de la línea VT es igual al
costo de transporte por unidad de distancia cargada a una unidad de
producto (digamos e) entonces el segmento V´T es igual a e(OZ) - el
costo unitario del transporte por unidad de distancia multiplicado por
la distancia OZ. Se puede ver, por consiguiente, que el segmento V´T
es igual al costo unitario del transporte entre A y B, y ahora es claro
que a menor costo de transporte corresponden precios de equilibrio
más bajos en el mercado A.
Un análisis similar demostraría que la demanda en B por los
bienes producidos en A aumenta la demanda agregada y el precio de
equilibrio en A, y que la intensidad de este efecto es inversamente
proporcional al costo de transporte.
A fin de situar los conceptos de oferta y demanda espaciales en
un esquema operacional, hemos recurrido al concepto del potencial
gravitacional.6 El modelo del potencial es una medida de la
accesibilidad o proximidad existente entre varios puntos en el espacio
económico. Para un grupo de n regiones, cada una con demanda Di (i
= 1, 2,.. .n), el potencial de demanda de la región i ejercido por la
región j es igual a la demanda en j dividida por la distancia (o por el
costo del transporte) entre i y j. El potencial de demanda total en í
(DPi) es entonces igual a:
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
n
DPi =Σ Di
j=l Cij
j≠i
(1)
Integración económica e inflación en Centro América: Un modelo espacial
En la expresión (1), Cij representa una medida apropiada de la
“fricción” entre i y las demás regiones. Expresiones similares pueden
ser adoptadas para el potencial total de oferta.
El modelo del potencial ha encontrado aplicaciones
principalmente en estudios de localización industrial (Clark, 1966;
Clark, Wilson y Bradley, 1969; Dunn, 1956; Ray, 1965; Pedersen y
Stohr, 1969; Harris, 1954; Peschel, 1975; Kerr y Spelt, 1960) y como
instrumento para predicciones regionales (Isard y Freutel, 1954;
Carrothers, 1958; Hansen, 1959). Podemos también mencionar su
aplicación en dos estudios sobre el nivel de precios. Uno de ellos es el
importante estudio de Warntz (1959) sobre a determinación de los
precios regionales de productos agrícolas en los Estados Unidos.
Usando datos sobre la producción de trigo, papas, cebollas y fresas en
cada estado de la Unión, Warntz construyó potenciales de oferta para
cada uno de estos bienes. De una manera similar construyó
potenciales de demanda, empleando poblaciones estatales ponderadas
por los correspondientes ingresos por cabeza. Sus resultados
demostraron que la interacción de estos potenciales explicaba una
gran parte de la variabilidad de precios regionales en los Estados
Unidos. Debemos, además, mencionar el trabajo de Tegsjo y Oberg
(1966) sobre la distribución espacial del precio de los huevos de
gallina en Suecia. Usando datos sobre la producción de huevos de
gallina y la población en cada condado sueco, estos autores delinearon
potenciales de demanda y oferta por huevos, factores que explicaron
el 68 % de la varianza espacial de los precios en las regiones suecas.
Aunque el modelo que aquí se expone sigue una línea de análisis
similar al de los estudios de Warntz y de Tegsjo y Oberg, difiere
considerablemente de ellos en dos aspectos significativos. Primero,
aquí examinaremos la tasa de cambio de precios y no el nivel de
precios en un año dado. Segundo, mientras los estudios citados
examinaron los niveles de precios en varias regiones confinadas
dentro de una frontera nacional, nosotros consideramos a
Centroamérica - un área compuesta de cinco repúblicas soberanascomo un ente continuo en el sentido geográfico y económico.
Trataremos de arrojar luz sobre el proceso de la variación secular de
precios en los países centroamericanos, bajo él supuesto que en la
formación de precios de cada país todos los otros países aportan una
contribución que es más pequeña (grande) cuanto más lejos (cerca) sé
encuentren.
Supóngase que en un tiempo dado las funciones de demanda (D)
Y oferta (S) de los países bajo estudio se enlazan dando así origen a
correspondientes potenciales de demanda (DP) y oferta (SP), los
cuales para el país i se definen como:
DPi=
SPi=
Di
Cii
n
Σ Dj
+
j=l Cij
j≠i
Si
Cii
(2)
n
Σ Di
j=l Cji
j≠i
+
(3)
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
41
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
En donde:
Cij = Costo unitario del transporte entre países i y j.
Cii = Costo unitario del transporte para cubrir el mercado local.
A continuación se supone que en un momento dado el nivel de
precios (Pi) en un país es directamente proporcional a su potencial de
demanda e inversamente proporcional a su potencial de oferta:
(4)
Pi = F[DPi ,SPi ] F1 > 0, F2 < 0
La ecuación (4) nos permite expresar la tasa de cambio de precios en
la forma siguiente:
(5)
Pi = F[∆DPi,∆SPi]
Y si suponemos que la expresión (5) encaja en una ecuación lineal,
entonces la tasa de inflación puede escribirse así:
Pi = x + y ∆DPi - z∆SPi
(6)
En donde:
∆DPi
∆SPi
x
y, z
= incremento en el potencial de demanda en el país i.
= incremento en el potencial de oferta en país í.
= término constante para capturar el efecto de las
expectativas Inflacionarias.
= parámetros.
Ahora bien, basados en las expresiones (2) y (3), los cambios en los
potenciales de oferta y demanda se pueden expresar así: 7
∆DPi=
∆SPi=
∆Di
Cii
∆Si
Cii
n
n
Σ ∆Dj _ Σ
j=l
j=l Cij
j≠i
j≠i
+
n
n
Σ ∆Sj _ Σ
+
j=l
j=l Cji
j≠i
j≠i
Dj∆Cij
(Cij )2
(7)
Sj∆Cji
(Cji )2
(8)
Sustituyendo las ecuaciones (7) y (8) en la ecuación (6), la tasa de
inflación del país í resulta ser igual a:
(9)
p1 = x + y
7
Ya que no disponemos de datos
sobre el costo del transporte en el
mercado local Cii en ecuación 2), un
valor de unidad fue asignado a Cii.
Esta es una suposición válida, ya que
en los países centroamericanos la
producción industrial y la demanda
nacional se encuentran casi confinadas
a las ciudades capitales.
42
∆Di
Cii
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
+
n
Σ
j=l
j≠i
Dj _ n
Σ
Cij
j=l
j≠i
Dj∆Cij
(Cij )2
-z
∆Si
Cii
n
+Σ
j=l
j≠i
n
Σ
j=l
j≠i
∆Sj
Cji
Sj∆Cji
(Cji )2
-
Integración económica e inflación en Centro América: Un modelo espacial
A la vez que la ecuación (9) se puede escribir en la forma:
pi = x + y
∆Di
n
∆Dj
+Σ
j=l Cij
j≠i
Cii
-y
n
-z
∆Si
Cii
n
+Σ
j=l
j≠i
∆Sj
Cji
(9)
n
Dj∆Cij
Sj∆Cji
Σ
+
z
2
2
(Cij )
j=l (Cji )
j≠i
Σ
j=l
j≠i
La ecuación (10) indica que las presiones inflacionarias se pueden
relacionar con tres fuentes: cambios en la demanda, cambios en la
oferta y cambios en el costo del transporte. Estas fuentes, a la vez,
tienen dos componentes, uno de origen local y otro inducido por los
otros países participantes en la unión aduanera. Podemos entonces
clasificar las fuerzas inflacionarias así:
Componente
Local
Efecto de demanda:
y
Efecto de oferta:
-z
Efecto de transporte:
z
Componente
inducido
∆Di
Cii
yΣ
∆Dj
Cij
∆Si
Cii
-z Σ
∆Sj
Cji
Σ Sj∆Cji
(Cji)2
-y
Σ Dj∆Cij
(Cji)2
Se puede observar que, como lo indica la ecuación (10), las presiones
inflacionarias (o deflacionarias) existen aun en ausencia de cambios
en todas las funciones de oferta y demanda, siempre que ocurran
variaciones en los precios del transporte. Los cambios en el costo del
transporte pueden ser inflacionarios o deflacionarios, según las
magnitudes de las funciones de oferta y demanda de los países
comprendidos en el cambio en el costo del transporte. En el caso
sencillo de dos países con iguales costos de transporte en ambas
direcciones, el efecto sobre la tasa de inflación generado por una igual
reducción en el costo del transporte será igual a:
en el país 1, y
en el país 2.
∆C12
(C12)2
∆C12
(C12)2
[z S2 - y D2]
[z S1 - y D1]
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
43
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Una reducción en el costo del transporte permitiría al país 1
inducir un efecto deflacionario sobre el país 2 siempre que | zS1| fuese
mayor que | y D1 |. Este sería el caso si el país 1 no sufre una seria
brecha entre sus funciones de oferta y demanda - es decir, si ya goza
de estabilidad en sus precios. En ese caso, el país 1 compartirá su
estabilidad de precios con el país 2. Con el mismo argumento se
puede ver que si el país 2 adolece de una brecha entre sus funciones
de oferta y demanda, compartirá su inestabilidad con el país 1 al
realizarse una reducción en el costo del transporte. Este mecanismo
conduciría el proceso inflacionario de los países en la unión aduanera
hacia la convergencia. Como se verá, tal es el caso de Centroamérica.
Datos
Durante la década recién pasada la América Central experimentó
grandes mejoras en su red de carreteras (Siri, 1974). Necesariamente,
estas mejorías acarrearon reducciones significativas en el costo del
transporte (cuadro 1). Y, en consecuencia, la incidencia del costo del
transporte en el valor de los bienes comerciados en la región declinó
de 14 % en 1952 a 11 % en 1962 y a 8 % en 1968 (Siri, 1975).
Como una medida de la demanda nacional hemos adoptado la
demanda real anual que se define igual al producto interno bruto
CUADRO 1. Costo del transporte de carga
(Dólares / tonelada)
Año
Desde - Hacia
1952
1964
1966
1967
1968
Guatemala
Guatemala
Guatemala
Guatemala
El Salvador
Honduras
Nicaragua
Costa Rica
21.26
47.94
76.07
13.09
26.03
49.26
83.51
10.66
24.64
36.04
54.00
9.88
24.64
35.78
53.22
9.88
21.83
29.17
41.13
El
El
El
El
Guatemala
Honduras
Nicaragua
Costa Rica
21.26
16.88
55.21
13.09
12.94
36.17
70.42
11.44
14.57
34.09
34.36
11.70
13.01
25.00
35.10
10.92
11.90
21.77
31.83
Honduras
Honduras
Honduras
Honduras
Guatemala
El Salvador
Nicaragua
Costa Rica
47.94
26.68
40.48
26.03
12.94
23.23
57.48
22.09
12.56
16.19
32.71
21.79
12.94
16.20
35.32
20.19
13.12
15.40
29.01
Nicaragua
Nicaragua
Nicaragua
Nicaragua
Guatemala
El Salvador
Honduras
Costa Rica
76.07
55.21
40.48
49.26
36.17
23.23
34.25
34.49
24.04
19.80
17.28
35.61
25.95
19.45
16.83
28.57
21.56
18.16
15.87
Costa
Costa
Costa
Costa
Guatemala
El Salvador
Honduras
Nicaragua
83.51
70.42
57.48
34.25
55.71
45.11
39.37
20.25
53.48
44.90
39.10
19.12
38.37
34.68
30.18
10.01
Salvador
Salvador
Salvador
Salvador
Rica
Rica
Rica
Rica
Fuente: G. Siri (1974).
44
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Integración económica e inflación en Centro América: Un modelo espacial
menos las importaciones. Y el valor real de la producción industrial
anual se ha utilizado como un indicador de la oferta nacional. El
conocimiento de estas dos variables y del costo del transporte entre
los países centroamericanos nos permite calcular los potenciales de
oferta y de demanda.
El cuadro 2 muestra las tasas de inflación de los países
centroamericanos en el periodo 1964-1968, y los cuadros 3 y 4
muestran los potenciales de oferta y demanda, respectivamente.
CUADRO 2. Tasas anuales de inflación (%)
País
1964-1966
1966-1967
1967-1968
-0.20
-0.59
3.44
6.98
-0.48
0.50
1.49
1.20
0.45
1.27
2.00
2.54
2.56
Guatemala
El Salvador
Honduras
Nicaragua
Costa Rica
4.03
Fuente: Fondo Monetario Internacional, varios números. Indice de precios al consumidor en 1963 = 100.
Se puede observar en el cuadro 3 que los componentes inducidos
de los potenciales de demanda han crecido más rápidamente que los
componentes locales. Esto es un resultado de las mejorías en la red de
carreteras de Centroamérica y las resultantes rebajas en el costo del
transporte. Nicaragua y Costa Rica, los países que experimentaron los
mayores aumentos en los componentes inducidos de la demanda, son
también los dos países cuyas tarifas de transporte con el resto de
Centroamérica acusaron mayores rebajas. También, como se podría
esperar, los componentes inducidos de la oferta han aumentado más
rápidamente que la oferta local (cuadro 4).
CUADRO 3. Potenciales de demanda
(Millones de dólares)
Año
País
Local
Inducido por el
MCCA
Total
1507
1653
1727
1821
114
161
179
188
1621
1814
1906
2009
951
1060
1127
1150
182
232
254
291
1133
1292
1381
1441
508
606
648
694
172
232
239
262
680
838
887
956
Guatemala
1964
1966
1967
1968
El Salvador
1964
1966
1967
1968
Honduras
1964
1966
1967
1968
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
45
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
CUADRO 3. (conclusión)
Año
País
Local
Inducido por
el MCCA
Total
661
778
801
808
98
170
176
213
759
948
977
1021
674
810
853
926
60
107
116
184
734
917
969
1110
Nicaragua
1964
1966
1967
1968
Costa Rica
1964
1966
1967
1968
Fuente: SIECA, Compendio Estadístico Centroamericano, Guatemala, 1975.
CUADRO 4. Potenciales de oferta
(Millones de dólares)
Año
País
Local
Inducido por
el MCCA
Total
Guatemala
1964
1966
1967
1968
429
510
553
582
32
48
50
61
461
558
603
643
268
322
347
372
51
75
85
90
319
397
432
362
116
147
170
184
50
62
65
84
166
209
235
268
198
228
236
261
28
47
56
85
226
275
292
346
243
292
312
351
17
36
39
49
260
328
351
400
El Salvador
1964
1966
1967
1968
Honduras
1964
1966
1967
1968
Nicaragua
1964
1966
1967
1968
Costa Rica
1964
1966
1967
1968
Fuente: Compendio Estadístico Centroamericano, 1975.
46
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Integración económica e inflación en Centro América: Un modelo espacial
Como fue el caso de los potenciales de demanda, Nicaragua y
Costa Rica muestran los aumentos más rápidos en los potenciales de
oferta. Debe observarse, también, que Guatemala y Costa Rica, los
países en los extremos norte y sur de la América Central,
respectivamente, reciben los potenciales inducidos de demanda y de
oferta más bajos, mientras, que El Salvador, localizado
aproximadamente en el centro del subcontinente recibe los más altos
potenciales. Parece ser que la geografía, la historia (o el azar) ha
dotado a Guatemala y a Costa Rica de una barrera aislante. A fin de
apreciar la posición de cada país centroamericano en relación a las
fuentes regionales de oferta y demanda hemos calculado los
potenciales relativos8 (cuadro 5).
CUADRO 5. Potenciales relativos de oferta y demanda (1964-1968)
País
Guatemala
El Salvador
Honduras
Nicaragua
Costa Rica
8
El concepto del potencial
relativo fue introducido por Isard
(1954). Se define como la razón:
iVt+l
(1+g)iVt
en donde: iVt,iVt+1 = potencial de
oferta (o de demanda) de la región
i en los tiempos t y t+1.
g = tasa de crecimiento de la oferta
(demanda) del sistema
interregional total.
9
Los estadísticos t se muestran
debajo de su correspondiente
coeficiente de regresión.Los
símbolos R2 y D.W. denotan
respectivamente los coeficientes de
determinación y el estadístico
Durbin-Watson.Datos sobre
precios al consumidor no han sido
reportados por Nicaragua desde
1967.
Estimación
Demanda
Oferta
0.9873
0.6262
1.1199
1.0716
1.2047
1.0023
0.8154
1.1601
1.1002
1.1055
El potencial relativo indica que si en el transcurso de un
determinado espacio de tiempo el aumento en la demanda (u oferta)
de toda la región(centroamericana) es concentrada en países cercanos
a un país dado, éste mostrará un potencial relativo de demanda
(oferta) mayor que la unidad; lo cual indicaría que este país ha
logrado, en términos relativos a los otros, un mayor acceso a las
fuentes de demanda u oferta de la unión aduanera. En cambio, si el
crecimiento de la demanda y oferta ha tomado lugar en países lejanos
a un país determinado, su potencial relativo será menor que uno.
Podemos ver en el cuadro 5 que en el periodo 1964-1968, Honduras,
Nicaragua y Costa Rica han logrado una posición más cercana a las
fuentes de demanda, mientras que El Salvador y Guatemala,
relativamente, han perdido acceso a los mercados centroamericanos.
Un resultado que merece atención es que solamente en Costa Rica se
da el caso de que el potencial relativo de demanda es mayor que el de
oferta.
La ecuación (6) fue estimada usando los datos contenidos en los
cuadros 2, 3 y 4. Primero se estimó una ecuación de corte transversal
para los cinco países con los siguientes resultados: 9
p = 2.2834 + 0.0512 (∆DP) - 0.1374 (∆SP) R2 = 0.64 D.W. = 2.56
(2.71)
(4.19)
(4.39)
(I)
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
47
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Es halagador el resultado de que todos los coeficientes de
regresión son significativos a un nivel de 1 % y que sus signos están
de acuerdo con nuestros postulados a priori. Pero un análisis de los
residuos reveló que todos los residuos de Costa Rica y de Nicaragua
se encontraban por encima de la línea de regresión. Este resultado
podría indicar la existencia de dos regiones inflacionarias en
Centroamérica - una comprendiendo estos dos países y otra a Guatemala, El Salvador y Honduras. Para valorar esta posibilidad se
estimaron ecuaciones para cada grupo de países:
Guatemala, El Salvador, Honduras:
p = 2.7671 + 0.0289 (∆DP) - 0.0938 (∆SP) R2 = 0.77 D.W. = 2.14 (II)
(4.41)
(2.58)
(3.98)
Nicaragua y Costa Rica:
p = 3.4723 + 0.1081 (∆DP) - 0.3364 (∆SP) R2 = 0.88 D.W. = 2.09 (III)
(2.07)
(3.81)
(3.35)
10
En el estudio de Vovel (1974) la
ecuación estimada para El Salvador
arrojó un coeficiente de
determinación (R2) igual a cero, los
de Guatemala y Costa Rica fueron
0.33 y 0.34, respectivamente. Los
resultados de Bomberger y Makinen
(1976) no fueron mejores. Anotemos
aquí que la extraordinaria estabilidad
de los precios en los países
centroamericanos ha dado lugar a
interpretaciones ligeras, tal como una
que la atribuye al supuesto acentuado
subdesarrollo de la región. También
es inaceptable el punto de Vogel
(1976) que la atribuye a los déficit en
la balanza de pagos en estos países.
Otra opinión que es totalmente
inaceptable es la de Kaldor (1974),
quien al clasificar las experiencias
inflacionarias de los países
latinoamericanos, al llegar al grupo
de inflación moderada, lo describe
como “un grupo de países que no
trataron de industrializarse y, por lo
tanto, no fueron objeto de presiones
originadas en las políticas de
industrialización, y así pudieron
tomar la reducción de sus
exportaciones en los años treinta sin
la necesidad de establecer
restricciones severas a las
importaciones.
Esto incluye muchas repúblicas
centroamericanas, muchas de las
cuales escaparon de la necesidad de
controles en las importaciones en
parte porque, en el periodo critico,
eran todavía colonias de potencias
europeas”. Centroamérica se
independizó de España en 1821.
48
Los coeficientes de determinación de estas dos últimas
ecuaciones son mas altos que el que corresponde a la ecuación
estimada para los cinco países. Además, con la excepción del término
constante de la ecuación para Nicaragua y Costa Rica, todos los
coeficientes son significativos al nivel de 1 %. Para asegurarnos de
que Nicaragua y Costa Rica siguen un comportamiento inflacionario
distinto del de Guatemala, El Salvador y Honduras, aplicamos la
prueba de Chow (1960). El valor calculado del estadístico F resultó
ser igual a 5.73, indicando que la hipótesis nula que mantiene la
igualdad de los coeficientes debe ser rechazada. Esto indica que en
Nicaragua y Costa Rica la respuesta de sus precios ante cambios en
las funciones de oferta y demanda difiere de la respuesta acusada por
los otros países centroamericanos. Este resultado muestra la existencia
de una discontinuidad espacial en el proceso inflacionario de
Centroamérica, resultado que es análogo a las dos discontinuidades en
la superficie del ingreso per cápita de los Estados Unidos encontradas
por Warntz (1965). Debemos recalcar que tanto por la bondad de
ajuste como por el significado estadístico de los coeficientes, nuestro
modelo ofrece un mejor retrato de la inflación centroamericana que
otros modelos estimados para los países centroamericanos.10
A fin de disipar cualquier duda que se pudiera tener sobre el modelo y
sobre el papel que la integración económica ha jugado en el
mecanismo inflacionario centroamericano se estimaron ecuaciones
similares a las ecuaciones (II) y (III) pero ignorando los componentes
inducidos de los potenciales de oferta y demanda. Es decir, estas
ecuaciones tratan de explicar la inflación exclusivamente en función
de los cambios en la demanda y la oferta locales:
Guatemala, El Salvador, Honduras:
p = 2.9109 + 0.0141 (∆D) - 0.0711 (∆S) R2 = 0.59 D.W = 1.70
(3.75)
(0.84)
(2.28)
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
(IV)
Integración económica e inflación en Centro América: Un modelo espacial
Nicaragua, Costa Rica:
11
Este resultado nos ayuda a
contestar la pregunta planteada por
Sjaastad (1976): “¿Por qué la
inflación ha llegado tan tarde a El
Salvador, después que se inició en
los Estados Unidos y en otros
países con quienes El Salvador
tiene relaciones comerciales
importantes?”
12
En una reseña muy conocida,
Valavanis (1955) ha explicado la
idea de Losch respecto a las olas
inflacionarias: “Supóngase que una
empresa ordena zapatos por un
valor de 1000 marcos en París, en
vez de comprarlos como lo había
hecho antes en Berlín. En París los
precios de los zapatos aumentarán.
París se vuelve un foco de olas
inflacionarias que se expanden en
área y disminuyen en intensidad.
Berlín se vuelve un foco de olas
deflacionarias.” Creemos que |
cuantificar la trasmisión del
proceso inflacionario en función
del espacio no se había logrado
hasta el presente trabajo. Otro
tratado sobre este punto pero
estrictamente teórico es el de
Curry (1976). 0’Farrell y Poole
(1972) han estudiado las
diferencias en el precio de una
canasta de bienes de consumo
entre varias ciudades de Irlanda en
función de los diferentes grados de
poder oligopolístico de dos
empresas en cada ciudad. Un
análisis similar es el de Rowley
(1972). Las diferencias espaciales
en el costo del capital en los
Estados Unidos como resultado de
las imperfecciones en la corriente
interregional de capital es
estudiado por Wollman (1956) y
por Davies y Banks (1965). Véase
también la teoría espacial de
precios de Chisholm (1964).
Referencias a cuantificar la
trasmisión interregional de algunas
variables macroeconómicas usando
explícitamente el concepto de
distancia, se encuentran en King,
Casetti y Jeffrey (1969)., Cáceres
(1976) y en Jeffrey, Casettí y King
(1969)., Un ejemplo de la
propagación de la actividad
económica en el espacio se
encuentra en la primera página del
Wall Street Journal del 24 de mayo
de 1977, en donde se informa
sobre el fenomenal boom en la
construcción residencial “que
empezó el año pasado en
California y se ha extendido hacia
el Este... llegando a Nueva Jersey
este año (el cursivo es nuestro). El
papel de la evolución en las
facilidades del trasporte sobre los
ciclos económicos es discutido por
Isard (1942b), Isard (1942a) e Isard
(1949). Sobre un estudio
interesante que analiza la
distribución espacial del ingreso,
poder de compra y requisitos
mínimos de la alimentación
(potenciales o polos de hambre en
efecto) en Guatemala véase Gouid
y Sparks, 1969.
p= 1.8796 - 0.0441 (∆D) + 0.2730 (∆S) R2 = 0.70 DW. = 2.95
(0.80)
(1.32)
(2.12)
(V)
Los coeficientes de determinación de estas ecuaciones son más
bajos que los de las ecuaciones que incluían a los potenciales
inducidos. Además, los coeficientes de los cambios en demanda no
cuenta con significancia estadística, los coeficientes correspondientes
a los cambios en oferta son significativos a un nivel de 5 %, pero el
coeficiente de Nicaragua y Costa Rica tiene un signo positivo. Aún
más importante es el resultado de que la ecuación para Nicaragua y
Costa Rica no se puede rechazar la hipótesis que mantiene la
existencia de autocorrelación entre los residuos. Esto es una
indicación de la ausencia de importantes variables de esa ecuación.
Para apreciar el grado en el cual nuestro modelo revive la
experiencia inflacionaria de los países miembros del MCCA hemos
calculado las tasas de inflación arrojadas por las ecuaciones (II) y
(III), y los resultados son comparados con las tasas reales (cuadro 6).
Se puede ver que el cómputo de las tasas de inflación arroja valores
muy cerca de los valores actuales. Notemos también que en todos los
países, excepto Costa Rica, la contribución del MCCA ha sido
deflacionaria. Un resultado interesante es que El Salvador, el país en
el centro de Centroamérica, ha recibido el mayor efecto deflacionario
neto. El hecho de que por los últimos 25 años este país ha tenido la
más baja tasa de inflación en Latinoamérica no puede ser
independiente de las presiones deflacionarias recibidas del resto de
Centroamérica.11
Debemos observar también que Guatemala, localizada en la punta
norte del subcontinente, ha recibido el más bajo efecto deflacionario.
El efecto de las reducciones en el costo del transporte interregional ha
sido levemente inflacionario en todos los países, excepto El Salvador.
Esto nos recuerda el importante estudio de Isard (1942a) en que
demuestra que en los Estados Unidos durante el periodo 1825-1930
cada innovación importante introducida en el ramo del transporte
(canales fluviales, ferrocarril, streetcar, automóvil) ha dado origen a
una significativa declinación en el nivel de precios.
Hemos calculado los efectos deflacionarios e inflacionarios
totales (Demanda, oferta y costo del transporte) trasmitidos entre los
cinco países en el periodo 1964-1968, y se muestran en el cuadro 7.
Un resultado importante es que las presiones inflacionarias y
deflacionarias son más intensas entre los países vecinos y declinan
proporcionalmente con la distancia entre países. Este resultado evoca
los argumentos de Lösch (1956; 1967, p. 267) sobre la existencia de
olas inflacionarias.12 Las olas inflacionarias y deflacionarias recibidas
por Guatemala y El Salvador se muestran en las gráficas 2 y 3.
Previamente argumentábamos que aquellos países que no
padecen de desequilibrio entre sus funciones de demanda y oferta
compartirían su estabilidad con los otros países de la unión aduanera;
también argüimos que los países con brechas entre demanda y oferta
pasarían sus presiones inflacionarias a los otros países. Nuestros
resultados indican que esta es la experiencia del MCCA. Podemos ver
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
49
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
CUADRO 6. Fuentes inflacionarias (1964-1968) (%)
Demanda
País
Local
Guatemala
9.07
Inducido
por el aumento
de la demanda
en el resto de
Centroamérica
0.82
Oferta
Reducción
en el costo
Local
del transporte
0.88
-14.35
Inducido
por el aumento
de la oferta
en el resto de
Centroamérica
Reducción
en el costo
del transporte
-1.23
Expectativas
Total
inflacionarias calculado
-0.72
8.31
2.78
Total
real
2.31
El Salvador
5.75
1.33
0.57
- 9.75
-1.89
-1.11
8.31
3.20
3.44
Honduras
5.37
1.10
0.79
- 6.38
-1.74
-0.76
8.31
6.69
7.36
Nicaragua*
15.13
2.23
3.19
-12.78
-3.04
-3.13
6.94
8.54
7.47
Costa Rica
27.24
1.53
3.72
-34.38
-2.13
-2.95
10.41
3.49
4.44
* El caso de Nicaragua se refiere al periodo 1964-l967.
13
Un resultado similar por medio
del método de los componentes
principales fue logrado por Cáceres
(1977). Estos resultados difieren de la
experiencia en el Mercado Común
Europeo, en donde no se ha podido
emitir un juicio decisivo “Sobre la
convergencia ni de las tasas de
inflación ni de otras variables
económicas. Véase Ginsburgh, 1973,
Cherif y Ginsburg, 1976, De Grauwe,
1975.
en el cuadro 7 que Guatemala y El Salvador -los países que cuentan
con los sectores industriales más desarrollados e históricamente con
las menores presiones inflacionarias- han ejercido presiones netas de
deflación sobre el resto de Centroamérica.
En cambio, Honduras y Nicaragua -los países que mostraron las
presiones inflacionarias más agudas en la década de 1950- han
extendido presiones netas de inflación sobre Costa Rica. En un
argumento previo sosteníamos que esta “mezcla” de la inflación
conduciría a una convergencia de las tasas de inflación nacionales. En
efecto, esta es la experiencia de Centroamérica.
En el cuadro 8 se puede apreciar que en el periodo 1962-1970 el
coeficiente de variación de la tasa media anual de inflación se redujo
considerablemente.13 También se puede observar que con la excepción
de Costa Rica todos los países centroamericanos experimentaron una
reducción en sus presiones inflacionarias en el periodo cuando el
MCCA entró en marcha.
CUADRO 7. Matriz de efectos inflacionarios y deflacionarios
(en paréntesis) trasmitidos entre los países centroamericanos,
1964-1968 (%)
Enviado por
Recibido
por
Guatemala
Guatemala
50
El Salvador
0.95 (1.06)
Honduras
Nicaragua
Costa Rica
0.30 (0.34)
0.24 (0.28)
0.21 (0.26)
0.51 (0.50)
0.33 (0.37)
0.25 (0.31)
0.46 (0.43)
0.29 (0.36)
El Salvador
0.81 (1.85)
Honduras
0.72 (0.80)
0.41 (0.91)
Nicaragua
1.40 (1.65)
1.33 (1.50)
1.04 (1.29)
Costa Rica
1.46 (1.49)
1.04 (1.20)
0.81 (0.73)
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
1.65 (1.73)
1.94 (1.66)
Integración económica e inflación en Centro América: Un modelo espacial
GRÁFICA 2
GUATEMALA
1.0
E.S.
Im pac to Inflacionario y defla ciona rio (% )
0.9
0.8
Deflac ión
0.7
0.6
0.5
Inflación
0.4
0.3
H
0.2
N
C.R
0.1
100 200
300
400
500
600
700
800
900
100 0
1100 120 0 130 0
Distancia entre Guatem ala y otros países centroam ericanos, Km s.
CUADRO 8. Tasa media de inflación anual
País
1950-1961
1962-1970
0.87
0.85
El Salvador
2.99
1.19
Honduras
5.47
2.63
Guatemala
Nicaragua
5.63
2.20
Costa Rica
2.13
2.47
Promedio
3.42
1.86
Desviación estándar
2.0860
Coeficiente de
variación
0.61
0.7983
0.43
Fuente: Fondo Monetario Internacional, Financial Statistic, varios números. En el caso de Nicaragua se uso
el índice de deflación del producto interno bruto para el periodo 1968-1970.
14
Esta experiencia de Costa
Rica nos recuerda el pensamiento
de Warntz (1967): “El espacio es
un tirano y la distancia es la ley de
su reino”.
15
Este punto ha sido destacado
por Odel (1968), Odel y Prestón
(1937), Morawetz (1974). Elkan
(1975), Walters (1970), Elkan
(1968) y Olsen (1965), quienes han
argumentado que por la
consideración primordial que da el
espacio, la economía regional es
más apropiada que la teoría
neoclásica para el estudio de la
integración económica.
El caso de Costa Rica se puede explicar por el hecho de que este
fue el único país que recibió un efecto inflacionario neto del resto de
Centroamérica. Además, recordemos que en Costa Rica su potencial
de demanda es mayor que el potencial de oferta (cuadro 5); es decir,
Costa Rica se ha acercado más a fuentes de demanda (Nicaragua y
Honduras) que a los “gigantes” de la oferta (Guatemala y El Salvador). Honduras y Nicaragua se han beneficiado por su proximidad a
Guatemala y a El Salvador, las principales fuentes de bienes de
consumo en Centroamérica y, por lo tanto, sus tasas inflacionarias han
disminuido. Costa Rica, en cambio, aislado al extremo sur del istmo,
está en posición de desventaja para recibir las olas deflacionarias que
emanan de Guatemala y El Salvador.14 Este es sólo un ejemplo de la
gran relevancia que el espacio ocupa en la integración económica.15
El efecto moderador sobre la inflación ofrecido por el MCCA a
los países miembros debe ser considerado como un beneficio del plan
integracionista. Ahora los países centroamericanos cuentan con
ingresos reales más altos que los que unas mayores tasas de inflación
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
51
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Y2
∆Y
=
Y
Y1(1 + f)
-1
Y1(1 + r)
-1
La diferencia entre estas dos tasas de
crecimiento es igual a:
( ∆YY )’ -
0.8
G
0.7
0.6
0.5
H
0.4
De flac ión
0.3
N
In fla ci
ón
C.R
Y
=
0.9
0.2
0.1
Sin embargo, si la tasa de inflación
entre los tiempos 1 y 2 hubiera sido
menor que F, digamos igual a r,
entonces la tasa de crecimiento del
PIB real es :
( ∆YY )’
1.0
Impacto Inflacionario y deflacionario (% )
16
Para calcular el aumento en la
tasa de crecimiento del PIB debido a
un menor ritmo inflacionario,
consideremos el caso de un país cuyos
niveles de precios y PIB nominal en el
tiempo 1 son P1 y Y1, respectivamente.
En el tiempo 2 su PIB nominal ha
aumentado a Y2, y su nivel de precios
es P1 (1 + f), en donde f es la tasa de
inflación que ocurrió en el intérvalo de
tiempo.
La tasa de crecimiento del PIB real es
dada por:
GRÁFICA 3.
EL SALVADOR
f-r
∆Y = Y2
Y1 (1 + f)(1 + r)
Y
100 200
300
400
500
600
700
800
900
100 0
1100 120 0 130 0
Dista ncia entre E l Sa lvador y otros países centroa m ericanos, K m s.
hubieran permitido. Suponiendo que todos los acontecimientos
macroeconómicos no hubiesen cambiado al haberse dado tasas de
inflación más altas, los aumentos en las tasas de crecimiento del
producto interno bruto real en el periodo 1964-1968, debido al efecto
deflacionario del MCCA, se muestran en el cuadro 9.16
CUADRO 9. Aumento en la tasa de crecimiento del PIB real debido al
efecto moderador del MCCA sobre la inflación (1964-1968)
País
Guatemala
El Salvador
Honduras
Nicaragua
Costa Rica
Extensiones
52
0.29
1.26
0.73
0.76
-0.23
Hemos demostrado que las fluctuaciones en las funciones nacionales
de oferta y demanda y en el costo del transporte son responsables de
la variación de los precios al consumidor en los países
centroamericanos. Pero todavía queda por señalar los factores detrás
de los cambios en oferta y demanda. Esto implicaría la estimación de
un modelo econométrico detallado, lo que no está dentro del objetivo
inmediato de este estudio. A manera de un bosquejo preliminar,
supongamos que la demanda nacional agregada es una función
proporcional de las exportaciones y que la oferta varía inversamente
con el precio de las importaciones. Esta suposición se basa en el
hecho de que las exportaciones constituyen la principal fuente de
empleo y cerca del 25 % del ingreso nacional de los países
centroamericanos. Las importaciones, en cambio, sirven de insumos
en la producción de bienes de consumo, y es lógico esperar que sus
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Integración económica e inflación en Centro América: Un modelo espacial
precios regulen la oferta de bienes. Podemos entonces postular que:
D = G (Pe • Qe) G1>0
G2>0
(11)
S = H(Pi)
H1<0
(12)
Y que:
En donde Pe y Qe denotan los precios y el volumen de las
exportaciones, y Pi es el precio de las importaciones. La tasa de
inflación, entonces, siguiendo el mismo desarrollo de las ecuaciones
(5) y (6) es dada por:
p = q + m (∆Pe • Qe)+ n (∆Qe • Pe) + o (∆Pi)
(13)
Usando datos sobre los índices de los precios de las exportaciones y
de las importaciones y del volumen de las exportaciones de El
Salvador, para el periodo 1960-1973, la ecuación (13) fue estimada
arrojando los siguientes resultados:
p = 0.4679 + 0.1197 (∆Pe • Qe) + 0.0406 (∆Qe • Pe)
(1.27)
(2.92)
(1.13)
+ 0.0857 (∆Pi)
(1.49)
17
Esta operación para
cuantificar cambios estructurales es
sugerida por Singh et al. (1976).
Para una reseña de los métodos
para estudiar el cambio estructural,
véase Cooley y Prescott (1973);
Theil, 1971; Poirrier, 1976.
R2 = 0.79
(VI)
D.W. = 2.41
Se puede ver que el coeficiente de regresión del cambio en los
precios de las exportaciones es significativo a un nivel de 1 %; los
coeficientes de los cambios en el volumen de las exportaciones y en el
precio de las importaciones son significativos a niveles de 15 y 10 %,
respectivamente.
El coeficiente de determinación es bastante alto; sin embargo, el estadístico Durbin-Watson indica la posible existencia de
autocorrelación en los residuos. Esto se puede interpretar como
evidencia de que al estudiar el proceso inflacionario de cada uno de
los países centroamericanos el efecto del resto de Centroamérica
sobre sus funciones de oferta y demanda no puede ser excluido.
Otro punto que merece atención es la estabilidad de los
coeficiente de las ecuaciones (I) y (III). En estas ecuaciones se ha
supuesto que sus coeficientes son constantes; es decir, por ejemplo, la
ecuación (II) indica que si el potencial de demanda aumenta en 100
millones de dolares el aumento resultante en la tasa de inflación
interregional es 2.89 %, ya sea que el aumento en el potencial de
demanda haya tenido lugar en 1964 o en 1968. Pero ante las diversas
y nuevas modalidades económicas ocasionadas por el MCCA, es muy
posible que cada periodo de tiempo acarrea una nueva estructura de
oferta y demanda y, en consecuencia, una distinta respuesta
inflacionaria. Para investigar la variación de los parámetros en
nuestras ecuaciones supongamos que éstos están sujetos a cambios
sistemáticos en función del tiempo; así podemos escribir la ecuación
(6) en la forma siguiente: 17
p = x + [y + y’h1(t)] ∆DP - [z + z’h2(t)]∆SP
(14)
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
53
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
en donde y’h1(t) y z’h2(t) indican los cambios en los parámetros y y z a
través del tiempo. Las funciones h1(t) y h2(t) pueden tomar diversas
formas, y dada la muestra reducida se supuso que h1(t) = h2(t)= t. Esto
indica que las variaciones en las respuestas inflacionarias ante los
cambios en los potenciales varía cada año en una cantidad constante.
La estimación de la ecuación (14) para el caso de Guatemala, El
Salvador y Honduras arroja los siguientes resultados:
p = 0.4284 + [0.0833 - 0.0405 t] [∆DP] - [0.2220 - 0.1150 t] [∆SP]
(0.34) (2.68)
(1.74)
(3.14) (2.14)
R2 = 0.89
(VII)
D.W. = 2.19
El término constante resulta no tener significado estadístico; El
coeficiente del cambio en el parámetro del potencial de demanda es
significativo al nivel de 5 %, y los tres coeficientes restantes son
significativos al nivel del 1 %. Estos resultados indican que los
cambios estructurales que el MCCA ha ocasionado en Centroamérica
se manifiestan en el comportamiento con que los precios reaccionan
ante variaciones en la oferta y demanda.
Conclusiones
Se ha demostrado en este trabajo que el comportamiento de los
precios de artículos de consumo en los países centroamericanos es
determinado por una red interregional de las funciones de oferta y
demanda de cada País. El programa de integración económica ha
hecho posible una mayor oferta de bienes, la cual se ha podido
aumentar aún más por las considerables rebajas en el costo del
transporte que han acompañado el esfuerzo de integración. Hemos
encontrado evidencia que las tasas de inflación de los países
centroamericanos acusan una tendencia hacia la convergencia.
También nuestros resultados indican que, con la excepción de
Costa Rica, el efecto del MCCA en materia de precios ha sido
deflacionario, lo cual significa para los países miembros aumentos en
el bienestar de sus consumidores y en las tasas de crecimiento
económico real. Nuestro modelo sirve para darle toda la razón a don
Mincho, un auténtico campesino salvadoreño con quien departimos
recientemente como viejos amigos durante la feria de San Juan, en
Chinameca, departamento de San Miguel, República de El Salvador,
brindando con la burbujeante “chicha”, “levanta muertos”, que
comentó mi perorata sobre la inflación en Centroamérica con estas
palabras: “Mire, joven, mientras aquí tengamos suficiente maíz y
frijoles, esa inflación se la dejamos a los globos de la feria. No hable
tanto, mejor bebamos otra “huacalada”. El argumento de don Mincho
es válido; a su criterio yo sólo podría añadir la exhortación de Lösch
(1956, p. 65): “Tomemos el espacio en serio”.
54
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Integración económica e inflación en Centro América: Un modelo espacial
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Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Estructuralismo, monetarismo
e inflación en Latinoamérica
El Trimestre Económico
Vol. L (1), Num. 197
México, Enero-Marzo de 1983
Luis René Cáceres y
Frederick José Jiménez *
(Costa Rica)
* Banco Centroamericano de
Integración Económica, Tegucigalpa,
Honduras, Centroamérica.
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Introducción
1
Sobre la polémica entre las
escuelas monetaristas y
estructuralistas véase W. Baer, I.
Kerstenetzky (comps.), Inflation and
Growth in Latin America, Irwin,
Homewood, 1964; David Félix,
“Monetarists, Structuralists, and
Imports-Substituting Industrialization:
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pp. 370-401; W. Baer, “The Inflation
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3-25; Susan M. Wachter, Latin
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Lexington, 1976; C. H. Kirkpatrick y
F. I. Nixon, “The Origins of Inflation
in Less Developed Countries: A
Selective Review”, Michael Parkin y
George Zis, Inflation in Open
Economies, University of Toronto
Press, Toronto, 1976. Cabe señalar que
la experiencia inflacionaria mundial de
la última década también ha mermado
la controversia entre el modelo de
presión de la demanda y el modelo de
presión de costos, así como el
entusiasmo que ocasionó el enfoque
de la curva de Phillips.
En los años recientes la inflación ha sido un tema que ha merecido
serias investigaciones en el campo de las ciencias económicas, como
consecuencia lógica del agudo y persistente proceso inflacionario que
azota la economía mundial. Este interés ha motivado la formulación
de interesantes hipótesis y asimismo el desarrollo de numerosos
estudios en los que el enfoque de la “inflación importada” ha sido
objeto de exhaustivo examen.
Esta manera de referir los orígenes de la inflación a factores
externos ha traído cierta “tregua” a la polémica que, entre las escuelas
“monetaristas” y “estructuralistas”, se suscitó alrededor de los
procesos inflacionarios de Latinoamérica.1 La polémica no arrojó una
conclusión clara sobre la superioridad de una u otra escuela; más
bien, la relativa escasez de trabajos empíricos en torno de las dos
hipótesis no ha permitido definir las bondades de los postulados y de
las recomendaciones que se derivan de las proposiciones monetarias y
estructuralistas. En años recientes, relativamente poco se ha avanzado
en la conformación de un riguroso modelo teórico y cuantificable,
que explique las experiencias inflacionarias en Latinoamérica, en un
contexto del desarrollo económico y social.
Con el fin de identificar las variables económicas que inciden en
la formación de las presiones inflacionarias de los países
latinoamericanos, este trabajo presentará, primero, una breve reseña
de los enfoques sobre la inflación latinoamericana, haciendo hincapié
en los estudios recientes de carácter empírico. Luego se realizará una
prueba de análisis discriminatorio para identificar las variables
monetarias o reales cuyos comportamientos permiten deducir si en un
país dado existirán altas presiones inflacionarias o no. Finalmente, el
trabajo presentará algunas conclusiones.
II. Monetaristas y Estructuralistas
De acuerdo con la hipótesis monetarista la inflación tiene su origen en
una situación de demanda excesiva, generada por inadecuadas
políticas monetarias y fiscales, que se traducen en excesivo gasto
público y en un fuerte déficit fiscal. Según este enfoque, la inflación
impide el crecimiento económico a largo plazo, al aumentar la
incertidumbre, la que conduce a una declinación en la inversión en
los sectores productivos, a una distorsión en la asignación de recursos
y al estancamiento de las exportaciones. Los monetaristas consideran
que eliminar la inflación es un requisito para el desarrollo económico;
así, sus directrices de política antinflacionaria van encaminadas a
eliminar el déficit fiscal y los controles de precios, y a limitar el
crédito y la oferta monetaria.
En términos generales, en el enfoque estructuralista, la inflación
es resultado de la debilidad estructural de la economía, que se
manifiesta en la inelasticidad del sector agrícola y en la
vulnerabilidad de los sectores externo y fiscal. Ante la existencia de
60
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Estructuralismo, monetarismo e inflación en Latinoamérica
una inestable y frágil oferta agregada, las demandas del crecimiento
económico necesariamente generan inflación; o más específicamente,
la rigidez de la producción agropecuaria y la inestabilidad de las
exportaciones, no permiten a la economía alcanzar una producción
que satisfaga la demanda global, resultando así las presiones
inflacionarias. Ante estas condiciones, la expansión de crédito y los
déficit fiscales son los síntomas y no las causas de la inflación. Las
políticas correctivas recomendadas por los estructuralistas están
orientadas a diversificar la composición de las exportaciones,
profundizar el proceso de sustitución de importaciones y aumentar la
producción agropecuaria.2
III. Estudios recientes de carácter empírico
La primera evaluación empírica de la proposición monetarista se
encuentra en el conocido estudio de Harberger sobre el origen de la
inflación en Chile.3 Harberger utiliza un modelo cuya variable
dependiente es la variación porcentual en el nivel de precios (P),
siendo las variables explicativas, la tasa de crecimiento del ingreso
real (Y), la tasa de cambio de la oferta monetaria, corriente y con un
año de rezago (M, M1), la diferencia en las tasas de inflación pasadas,
P-1 - P-2, (A), y el cambio porcentual en el sueldo vital (W).
Al estimar la ecuación con datos anuales para el periodo 19391958, obtuvo el siguiente resultado:
P = -1.15 - 0.89Y + 0.70 M + .29 M -1 + 0.16 A + 0.13 W R2 = 0.87
(9.56) (0.32) (0.18)
(0.18)
(0.14)
(0.22)
2
Esta escueta reseña no hace
justicia a la profundidad del
pensamiento de la escuela
estructuralista. Necesariamente hay que
ver, entre otros, la obra de Sunkel,
Maynard, Seers y Olivera en Inflación
y estructura económica y, por
supuesto, R. Prebisch, “El falso dilema
entre desarrollo económico y
estabilidad monetaria”, Serie de
Lecturas, num. 46, vol. II, p. 9, FCE,
México, 1982.
3
Arnold Harberger, “The Dynamics
of Inflation in Chile”, Measurement in
Economics: Studies in Mathematical
Economics in Memory of Yehuda
Grunfeld, recopilado por Carl Christ,
Stanford University Press, Stanford,
1963, pp. 219-250.
4
Robert Vogel, “The Dynamics of
Inflation in Latin America 1950-1969”,
American Economic Review, vol. 64,
marzo de 1974, pp. 102-114.
En la ecuación anterior, los estimados de los coeficientes
muestran los signos esperados y grados de significación (las
desviaciones estándar se muestran debajo de los respectivos
coeficientes), que permiten aceptar la importancia de todas las
variables, excepto A y W. Así los argumentos monetaristas parecen
prevalecer.
En un estudio más reciente Vogel aplica el modelo de Harberger
a 16 países latinoamericanos, usando datos anuales del periodo 19501969.4 Sus resultados presentan diferentes grados de ajuste y
significancia, según el país, variando de un coeficiente de
determinación (R2) igual a cero, para México y El Salvador, o un
máximo R2 de 0.8 en Bolivia. En concordancia con los resultados de
Harberger, los coeficientes del ingreso resultaron negativos y
significantes para la mayoría de los países; los coeficientes de la
oferta monetaria, actuales y rezagados, también resultaron positivos, y
los cambios en la tasa de inflación resultaron positivos pero no
significativos. El interés principal de Vogel era determinar si existe
un comportamiento homogéneo entre los diferentes países,
concluyendo(p. 103) que “... en las regresiones combinadas los R2
indican que se explica entre 80 y 85% de la varianza en la tasa de
inflación y, a pesar de que las pruebas F reflejan cierta
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
61
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
5
Roger R. Betancourt, “The
Dynamics of Inflation in Latin
America: Comment”, American
Economic Review, vol. 66, septiembre
1976, pp. 688-691.
6
W. A. Bomberger y G. E.
Makinen, “Some Further Tests of the
Harberger Inflation Model Using
Quarterly Data”, Economic
Development and Cultural Change,
vol. 27, julio 1979, pp. 629-644.
7
Jeffrey B. Nugent y Constantine
Glezakos, “A Model of Inflation and
Expectations in Latin America”,
Journal of Development Economics,
vol. 6,septiembre 1979, pp. 431-446.
62
heterogeneidad entre los países y los años, los R2 no se incrementan
en forma considerable al usar variables cualitativas o regresiones
individuales”. Este resultado es interpretado como evidencia de que
la respuesta inflacionaria de los países Latinoamericanos es
homogénea. Así, Vogel añade (p. 106): “... el resultado más
importante de este estudio es que un modelo puramente monetarista,
sin variaciones estructuralistas, revela poca heterogeneidad entre los
países. Las diferencias importantes en las tasas de inflación entre
estos países no puede asignarse de acuerdo con este modelo a
diferencias estructurales sino principalmente a diferencias en el
comportamiento de la oferta monetaria”.
Sin embargo, al examinar los resultados de Vogel, Betancourt
encontró que los mismos en realidad demuestran que existe un alto
grado de heterogeneidad en los coeficientes de las variables del
modelo, pudiéndose distinguir tres patrones en el comportamiento
inflacionario de los países latinoamericanos, derivados de diferencias
en las respuestas inflacionarias ante el crecimiento del ingreso real y
de la oferta monetaria.5
Bomberger y Makinen aplican el modelo Harberger a Corea del
Sur, Vietnam y Formosa, a fin de probar si éste se aplica a países no
latinoamericanos y si los resultados son sensitivos al periodo sobre el
cual se estima.6 Los autores introducen una modificación al modelo
Harberger al representar el costo de oportunidad de mantener saldos
de dinero, por medio de la tasa esperada de inflación, la que se forma
por un mecanismo de expectaciones adaptivas. Los resultados indican
que los coeficiente estimados dependen de la especificación del
modelo (con o sin costo de oportunidad del dinero) y de la definición
del dinero (M1 o M2). Los resultados son satisfactorios para Corea,
excepto que el coeficiente de la aceleración de la inflación resulta con
un signo contrario a lo esperado; para Vietnam los resultados
muestran un bajo efecto del dinero sobre los precios; y en Formosa los
variables ingresos y aceleración de la inflación resultan no ser
significantes. En términos generales, los autores concluyen (p. 643)
que “... no se puede concluir de los resultados de este estudio una
fuerte evidencia de soporte al modelo Harberger”.
Nugent y Glezakos ampliaron el modelo monetarista discutido, al
introducir como variables explicativas el ingreso permanente, la tasa
de cambio y las expectativas de precios.7 Estos autores presentan un
modelo de ecuaciones simultáneas, especificando por una parte una
ecuación para la oferta agregada, la que es constituida de un
componente “normal” y de otro componente “transitorio”, el cual
depende de la razón entre los precios actuales y los esperados. La otra
ecuación expresa la tasa de inflación en función de las tasas de
crecimiento de la oferta monetaria, del ingreso permanente, del
ingreso actual y de la tasa de cambio. El modelo fue estimado por
medio de mínimos cuadrados ordinarios y bietápicos, concluyendo los
autores (p. 445) que “... el modelo funciona adecuadamente sólo en el
caso de países muy inflacionarios ... es sorprendente que el modelo
básicamente monetarista arroje resultados muy pobres para el caso de
países con inflación media. Este resultado negativo da lugar a dudas
sobre la proposición de Vogel que el modelo se aplica muy bien a
todos los 16 países, y sugiere que puede ser precisamente en países de
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Estructuralismo, monetarismo e inflación en Latinoamérica
mediana inflación en donde las variables estructurales omitidas
pueden ser más importantes”.
Muy pocos estudios empíricos se han realizado para corroborar la
validez de las proposiciones estructuralistas. El estudio más conocido
probablemente es el de Argy, quien investigó la validez de cuatro
hipótesis estructuralistas respecto a las incidencias que, sobre la
inflación, ejercen la inestabilidad de las exportaciones, la
inelasticidad de la oferta de alimentos, la escasez de divisas y los
cambios en la estructura de la demanda.8 Argy utiliza una muestra de
22 países en desarrollo, de los cuales 14 son latinoamericanos, calcula
un promedio de las respectivas variables para cada país en el periodo
1958-1965 y utiliza estos promedios para estimar ecuaciones
transversales para los 22 países. Algunas de las ecuaciones estimadas
por ese autor se muestran a continuación (las estadísticas t se
muestran debajo de los respectivos coeficientes):
P = 10.46 + 4.11 F - 0.066 V2 + 2.26 T + 0.059 S
(2.30) (3.07) (1.67)
(3.15) (0.313)
R2= 0.518
P = 2.57 + 0.87 A + 0.27 V2+6.5 D - 0.959 Y
(0.49) (1.05) (2.05)
(8.67) ( 1.17)
R2 = 0.821
P = 1.23 + 1.35 F - 0.013 V2 + 1.08 M - 1.02 Y
(0.36) (2.07) (1.55)
(13.02) (2.01)
R2= 0.927
P=-0.90 + 1.25 F+ 1.06 M- 0.87 Y
(0.28) (1.86) (12.47) (1.68)
R2 = 0.922
En donde:
F = Tasa anual de crecimiento de los precios de alimentos
menos la tasa promedio anual de cambio en el costo de la
vida
V2 = Varianza de los cambios porcentuales anuales en los ingresos
por exportaciones
T = Cambio porcentual anual en los términos de intercambio
S = Cambio en la ponderación de ocho sectores dentro del
producto interno bruto entre los años 1959 y 1965
M = Cambio porcentual anual en la oferta monetaria
Y = Producto interno bruto real
D = Déficit fiscal/PIB
P = Tasa anual de inflación.
8
Víctor Argy, “Structural Inflation in
Developing Countries”, Oxford
Economic Papers, vol. 22, marzo de
1970, pp. 73-85.
Las ecuaciones anteriores demuestran que las variables
“monetaristas” (M, D) invariablemente acusan una significancia muy
superior a la de las variables “estructuralistas”; estas últimas resultan
ser insignificantes, con la excepción de las variables F y T. Los
resultados de Argy han sido interpretados como una prueba de la
invalidez de las hipótesis estructuralistas; sin embargo, tal como lo
señala Roldán, la metodología empleada por Argy es muy
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
63
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
cuestionable y, por lo tanto, sus resultados no pueden aceptarse sin
reservas.9 Roldan señala la existencia de otras verificaciones de la
hipótesis del estrangulamiento agrícola con resultados que respaldan
la escuela estructuralista; similares resultados han sido obtenidos por
Edel.10
En un estudio sobre inflación de corte estructuralista, Cáceres ha
postulado que la inflación en los países centroamericanos es una
función de la demanda y la oferta, tanto de cada país como de los
otros países centroamericanos, cuyo efecto de ambas variables es
atenuado por el costo de transporte entre los países.11 En términos
generales, el modelo es de la forma:
Pi = f (DPi, SPi)
En donde:
P = nivel de precios al consumidor en país i
n
Di
Σ
= Potencial de demanda en i
DPi =
J=1 Cij
J≠1
n
Si
Σ
= Potencial de oferta en i
DSi =
J=1 Cij
J≠1
Di = Demanda real (producto interno bruto más las
importaciones)
Si = Oferta real (valor real de la producción industrial anual)
Cij = Costo de transporte entre países i y j.
Las ecuaciones estimadas con datos anuales del periodo 19641968, arrojan coeficientes significativos y con los signos esperados, y
el grado de ajuste de las ecuaciones es bastante alto:
Guatemala - El Salvador - Honduras:
p = 2.7671 + 0.2389 (∆DP) -0.0938 (∆SP)
(4.41) (2.58)
(3.98)
R2 = 0.77 D.W. = 2.14
Nicaragua - Costa Rica:
9
Alfredo E. Roldan, “Estudios
econométricos de la inflación en
algunos países latinoamericanos”,
Monetaria, vol. 2, julio-septiembre de
1979, pp. 309-346.
10
Matthew Edel, Food Supply and
Inflation in Latin America, Praeger,
Nueva York, 1969.
11
Luis René Cáceres, “Integración
económica e inflación en
Centroamérica: Un modelo espacial”,
EL TRIMESTRE ECONÓMICO, núm.
180, enero-marzo 1979, pp. 811-839.
64
p = 3.4723 + 0.1081 (∆DP)- 0.3364 (∆SP)
(2.07) (3.81)
(3.35)
R2=0.88 D.W.= 2.09
En donde:
∆DP = Cambio anual en el potencial de demanda
∆SP = Cambio anual en el potencial de oferta
p=
Tasa de inflación anual.
Este modelo permite a Cáceres concluir que la mayor oferta de
bienes, así como la reducción en el costo de transporte entre los países
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Estructuralismo, monetarismo e inflación en Latinoamérica
12
Christopher Sims, “Money,
Income, and Causality”, American
Economic Review, vol. 62, septiembre
de 1972.
13
Susan M. Wachter, op. cit.
centroamericanos, resultado del programa de integración económica,
permitió disminuir las presiones inflacionarias.
Ahora bien, uno de los supuestos más importantes de la escuela
monetarista es que la oferta monetaria es exógena; es decir, la banca
central a través de sus distintas operaciones, incluyendo el
financiamiento del déficit fiscal, determina la magnitud de la oferta
monetaria. Los estructuralistas en cambio, mantienen la existencia de
una oferta monetaria pasiva, la cual reacciona fielmente a las alzas en
los precios. Esta confrontación de posiciones permite examinar la
bondad de ambas hipótesis, por medio de la determinación de la
exogeneidad o pasividad de la oferta monetaria. Esta prueba se puede
llevar a cabo utilizando la prueba de causalidad de Sims, que, para el
caso del dinero y los precios, puede arrojar los siguientes resultados:
la causalidad es de dinero a precios; la dirección de causalidad es de
precios a dinero; no existe ninguna causalidad entre el dinero y los
precios; o existe causalidad en ambas direcciones.12 La ocurrencia del
primer resultado es favorable a la posición monetarista, mientras que
el segundo sustenta la hipótesis estructuralista.
Wachter realizó la prueba de Sims para cuatro países
latinoamericanos: Chile, México, la Argentina y el Brasil.13 En el
primer país, con datos trimestrales del periodo 1940-1970, se
encuentra que la oferta monetaria no es ni exógena, ni pasiva; al
contrario, la dirección de causalidad entre dinero y precios se detectó
en ambas direcciones. Las pruebas para los otros tres países se
realizaron con datos trimestrales para el periodo 1950-1973,
encontrándose (p. 115) que, en la Argentina “. .. la hipótesis
monetarista que la influencia va del dinero a precios, pero no precios
a dinero, es congruente con los resultados”. En cambio en el Brasil y
México se detectó que la oferta monetaria ha sido pasiva, ajustándose
su expansión y respuesta al incremento en precios; así Wachter (p.
115) concluye: “.. .estos resultados respaldan el modelo
estructuralista. O el dinero no tiene efecto en los precios u otros
factores ajenos al dinero influyen sobre los precios, de tal forma que
el dinero no se correlaciona significativamente con los precios”.
De la reseña anterior sobre algunas de las pruebas empíricas más
importantes de los modelos monetaristas y estructuralistas, se puede
concluir que no existe evidencia determinante en favor de ninguna de
las dos hipótesis. Esto se puede originar en aspectos derivados del
mismo manejo econométrico del fenómeno inflacionario en ambas
escuelas. En primer lugar, la inflación es un fenómeno
intrínsecamente de desequilibrios y como tal no puede ser estimado
por las técnicas de regresión comúnmente usadas (mínimos cuadrados
ordinarios y bietápicos), las cuales suponen la existencia de un
régimen de equilibrio. Por otra parte, la ecuación de Harberger y sus
derivados, se desprende de la ecuación de la teoría cuantitativa del
dinero, la que en realidad es una identidad, dejando por fuera las
consideraciones de origen y causalidad de las variables. En especial,
es impropio suponer que el ingreso real sea exógeno, lo que da lugar a
sesgos en la estimación de los coeficientes. Por otra parte, la escuela
estructuralista en efecto no ha formulado un modelo general, de allí
que su comprobación empírica se presta a las diversas inquietudes de
los investigadores. Así surge la necesidad de investigar una vez más
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
65
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
cuáles son los efectos generales que inciden sobre la inflación en
Latinoamérica.
IV. Un enfoque empírico no tradicional
Los enfoques tradicionales para determinar las causas de la inflación
en Latinoamérica se han concentrado en análisis de series de tiempo y
de corte transversal, que relacionan la tasa de inflación con variables
estructurales o monetarias para un país o grupo de países. Los
resultados obtenidos, tal como se discutió en la sección anterior, lejos
de esclarecer los orígenes y la naturaleza de la inflación, han
conducido a mayores discrepancias, con su correspondiente efecto en
las políticas antinflacionarias implementadas en los países.
Una solución de la controversia monetarista-estructuralista no es
el objetivo final de este trabajo sino más bien examinar el problema
desde un punto de vista no tradicional, como el método de análisis
discriminante. El análisis discriminante consiste en derivar una
combinación lineal de un conjunto de variables, a partir de una
muestra de dos grupos de observaciones, para un periodo dado, de
manera tal que los grupos son forzados a ser, hasta donde sea posible,
estadísticamente distintos.14 Para este caso en particular el análisis
consiste básicamente en seleccionar a priori dos grupos de países,
inflacionarios y no inflacionarios y, a través de la interacción de un
conjunto de variables estructurales y monetarias, comunes a ambos
grupos, determinar las características económicas que los vuelve
distintos, es decir, inflacionarios y no inflacionarios. Es importante
señalar que la tasa de inflación no entra en el análisis del conjunto de
las variables, simplemente sirve para diferenciar a priori los grupos de
países.
A través de una serie de operaciones estadísticas se determina una
dimensión única, derivada de la función discriminante, en la cual los
países inflacionarios son agrupados en un lado y los no inflacionarios
en otro.
La función discriminante tiene la forma siguiente:
Zi = W1 X1 + W2 X2 + ... + Wn Xn
en donde:
Zi
14
Sobre la base matemática del
análisis discriminante véase, W. W.
Cooley, y P. R. Lohnes, Multivariante
Data Analysis, John Wiley and Sons,
Inc., Nueva York, 1971; B. W. Bolch
y C. J. Huang, Multivariante
Statistical Methods for Business and
Economics, Prentice Hall
International Series in Management,
Nueva Jersey, 1974; M. F. Donald,
Multivariante Statistical Methods,
McGraw-Hill, Inc., Nueva York,
1976.
66
Wj
Xj
=
Valor de la función discriminante, para cada uno de los k
países incluidos en ambos grupos (i =1, 2, ..., k)
= Coeficientes discriminantes en la función (j = 1, 2, ..., n)
= Variables discriminantes (j = 1,2, ..., n)
Una vez que la función discriminante ha sido obtenida (se han
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
CUADRO 1. Tasas reales de crecimiento para variables seleccionadas durante el periodo 1970-1978
(Promedios anuales %)
Países
Grupo 1
Argentina
Uruguay
Brasil
Bolivia
Perú
Colombia
Trinidad y Tobago
México
Jamaica
120.4
65.6
30.3
22.7
22.2
21.7
21.3
17.5
16.9
Producción
agrícola
(CREPAG)
2.3
0.1
5.3
3.6
0.7
4.9
-0.1
2.1
1.4
Paraguay
Haití
Venezuela
Nicaragua
Guatemala
El Salvador
Rep. Dominicana
Honduras
1.2
4.8
10.7
6.4
4.2
6.3
5.3
7.1
-10.4
Importaciones
(IMPORT)
Países inflacionarios
6.8
-0.1
-5.0
2.3
6.0
6.6
1.7
12.2
-3.8
3.1
1.2
-0.7
-1.3
-4.4
5.2
4.0
-2.7
-5.9
PIB
(GDP)
Crédito gobierno Crédito privado
(CREGOB)
(CREPRI)
Masa
monetaria
(M2)
2.3
1.9
9.2
5.6
3.1
6.0
3.4
5.0
-0.8
-2.6
1.2
-4.6
12.3
7.3
-11.1
8.3
16.9
19.5
0.4
17.7
18.8
114.8
00.1
86.2
13.8
7.1
28.0
3.7
7.4
8.1
11.4
3.0
0.7
11.5
6.7
0.0
7.5
3.9
5.6
5.8
6.0
5.2
7.4
3.3
-4.2
7.9
6.7
20.2
14.5
-11.2
0.5
12.7
9.0
23.5
19.0
5.7
8.2
7.0
11.1
10.6
14.5
13.7
18.7
6.6
9.7
8.0
6.4
10.00
Países no inflacionarios
Grupo 2
10.
11.
12.
13.
14.
15.
16.
17.
Inversión interna Exportaciones
bruta
(EXPORT)
(INVBRU)
12.3
12.2
11.1
11.0
10.8
10.3
8.6
8.0
6.2
2.6
3.5
5.4
5.3
2.7
3.3
0.8
20.6
11.9
11.8
8.6
11.3
11.1
13.2
4.9
7.6
25.5
-10.1
5.6
3.4
0.6
6.7
2.9
8.0
26.8
14.9
4.2
7.1
8.4
4.5
2.6
Fuente: Informe sobre el desarrollo mundial,Banco Mundial, agosto 1980. International Financial Statistics, varios números.
Estructuralismo, monetarismo e inflación en Latinoamérica
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
1.
2.
3.
4.
5.
6.
7.
8.
9.
Tasa
de inflación
67
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
calculado las Wj), los valores de las variables discriminantes (Xj), para
un caso dado se transforman en el correspondiente valor (Zi), el cual
es usado para fines de clasificación o predicción. Los valores
centroides son el promedio de los valores de los países en ambos
grupos, e indican qué tan alejados se encuentran éstos a lo largo de la
dimensión única derivada de la función discriminante. Asimismo, la
media de los valores centroides constituye el valor crítico de la
función.
El análisis discriminante es una poderosa técnica de clasificación,
que permite identificar a qué grupo pertenece una observación (país)
cuando la única información disponible es el valor de las variables
discriminantes. Este proceso consiste en comparar los valores Z
individuales con el valor crítico de la función.
En la conformación de la muestra para el análisis se
seleccionaron dos grupos de países. El grupo 1 incluye 9 países con
tasas promedio anuales de inflación dentro del rango de 16.9 a
120.4%, durante el periodo 1970-1978, siendo calificados estrictamente a priori- como países inflacionarios. El segundo grupo
comprende 8 países con tasas promedio de inflación anual entre 8.0 y
12.3 %, durante el mismo periodo, identificándolos como países no
inflacionarios. Ambos grupos estuvieron formados por países de la
América Latina y el Caribe. (Véase cuadro 1.)
Siguiendo las hipótesis sobre las causas del fenómeno
inflacionario en Latinoamérica, se escogieron algunas variables que se
han postulado determinantes de la inflación. Se seleccionaron 8
variables, expresadas en forma de tasas de crecimiento real anual,
para el periodo mencionado, las cuales se definen a continuación:
X1
X2
X3
X4
X5
X6
X7
=
=
=
=
=
=
=
Producción agrícola
Inversión interna bruta
Exportaciones
Importaciones
Producto interno bruto
Crédito al gobierno
Crédito al sector privado
X8 = Oferta monetaria
V. Resultados
Al efectuar los cálculos respectivos se obtuvo la función siguiente:15
Zi = -0.6492 + 0.2539 X1 + 0.1461 X2 - 0.0111 X3 + 0.0346 X4
- 0.2833X5 + 0.0262 X6- 0.0097 X7 + 0.0074 X8
15
El programa de computadora
utilizado para derivar la función
discriminante se encuentra en
Statistical Package for the Social
Sciences, McGraw-Hill, Inc., Nueva
York, 1975.
68
Centroides:
Grupo 1: - 0.72365 (Países inflacionarios)
Grupo 2: + 0.81411 (Países no inflacionarios)
Valor crítico: 0.04523
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Estructuralismo, monetarismo e inflación en Latinoamérica
En el cuadro 2 se puede observar que la función estimada presenta un
bajo valor del estadístico Lambda de Wilk (0.3741) y un alto
coeficiente de correlación canónica (0.7910), resultados que indican,
respectivamente, un gran poder discriminante de la función y una
significativa asociación entre las variables discriminantes. Sin
embargo, la prueba chi-cuadrado arroja un grado de significación de
21.2 %.
CUADRO 2. Resultados del análisis discriminante
Eigenvalue
1.67342
Correlación Lambda de
Canónica
Wilk
0.791
0.3741
Chicuadrado
Grados de Significancia
libertad
10.817
8
0.212
Coeficientes no estandarizados de la función discriminante
Producción agrícola
Inversión interna bruta
Exportaciones
Importaciones
Producto interno bruto
Crédito al gobierno
Crédito al sector privado
Oferta monetaria
Constante
0.25394
0.14614
-0.01107
0.03462
-0.28328
0.02616
-0.00969
0.00743
-0.64922
CUADRO 3. Resultados de la clasificación por grupos de países
Países
Grupo actual
Grupo asignado
por la función
Países inflacionarios
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
Argentina
Uruguay
Brasil
Bolivia
Perú
Colombia
Trinidad y Tobago
México
Jamaica
Valores de Z
-0.664
-0.411
-0.426
-0.950
-0.374
-1.342
-0.832
-0.009
-0.523
Países no inflacionarios
Paraguay
Haití
Venezuela
Nicaragua
Guatemala
El Salvador
República Dominicana
Honduras
2
2
2
2
2
2
2
2***
2
2
2
2
2
2
2
1
1.915
1.372
1.135
0.941
1.228
0.168
0.056
-0.303
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
69
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
La clasificación de los países como pertenecientes a uno u otro grupo,
requiere únicamente sustituir el valor de sus variables discriminantes
en la función estimada, obteniéndose de este modo para cada uno de
ellos un determinado valor Z, el cual se compara con el valor crítico
de la función. El valor crítico se establece en el punto medio entre los
centroides de los grupos, obteniéndose en este caso un valor de
0.04523. De este resultado se establece la regla; países que presenten
valores Z menores que 0.04523 son clasificados como inflacionarios y
países con valores Z mayores, como no inflacionarios. En el cuadro 3
se presentan los valores de Z obtenidos para cada uno de los países en
ambos grupos, señalándose con una línea de asteriscos aquellos países
que fueron clasificados incorrectamente por la función.
Tal como se observa en el cuadro 3, los nueve países del grupo
inflacionario fueron clasificados correctamente, y de los ocho no
inflacionarios, sólo uno fue clasificado incorrectamente, pues el
porcentaje total de países en realidad fue de 93.8 %. Estos resultados
indican que las variables seleccionadas para fines de discriminación
son capaces de separar con un alto grado de certeza los países
inflacionarios de los no inflacionarios.
Una vez que el alto poder discriminante de la función ha sido
comprobado, se pueden identificar las variables que implican mayores
presiones inflacionarias o deflacionarias, a través de la determinación
de sus contribuciones relativas al poder discriminante total de la
función. Estos resultados se muestran a continuación:
CUADRO 4. Contribución relativa de las variables en el poder
discriminante de la función
Tasa de crecimiento
Producción agrícola
Inversión interna bruta
Exportaciones
Importaciones
Producto interno bruto
Crédito gobierno
Crédito sector privado
Oferta monetaria
Coeficientes
normalizados
0.504
0.948
-0.084
0.264
-0.682
0.258
-0.298
0.037
Rango
3
1
7
5
2
6
4
8
Las variables discriminantes cuyos coeficientes muestran signos
positivos pueden ser interpretadas como generadores de efectos
deflacionarios, por cuanto aquellos países con altos valores de estas
variables mostrarán altos valores de la función (Zi), y así será mayor
la posibilidad de sobrepasar el valor crítico de la función, y por tanto
de ser clasificados como países no inflacionarios. Las variables con
coeficientes negativos se interpretan como asociados con la
generación de presiones inflacionarias, al contribuir a la obtención de
valores negativos de Z.
La variable que muestra la mayor contribución positiva es el
crecimiento de la inversión bruta, continuándole en importancia
positiva el crecimiento del producto agrícola. Estos resultados están
70
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Estructuralismo, monetarismo e inflación en Latinoamérica
de acuerdo con la posición estructuralista sobre la existencia de una
relación inversa entre el crecimiento de los sectores productivos y la
inflación. El crecimiento del producto interno bruto ocupa el segundo
lugar en la contribución al poder discriminante de la función, pero
ésta es negativa; es decir, a mayores tasas de crecimiento económico,
mayor es la posibilidad de que el país sea inflacionario, lo cual
concuerda con la hipótesis estructuralista.
La variable que ocupa el cuarto lugar en importancia en el poder
discriminante es el crecimiento del crédito al sector privado y su
contribución es negativa. Esto es congruente con la recomendación
monetarista reducir los niveles de crédito a fin de contrarrestar las
presiones inflacionarias. Sin embargo, el crédito al gobierno, que
ocupa un sexto lugar en importancia, muestra una contribución
positiva, indicando que ante un mayor crecimiento de esta variable
disminuye la posibilidad de inflación.
Las variables externas, exportaciones e importaciones, presentan
contribuciones inflacionarias y no inflacionarias, respectivamente,
ocupando la primera el séptimo lugar en importancia, mientras que la
segunda ocupa el quinto lugar. Finalmente, los resultados demuestran
que el papel del crecimiento de la oferta monetaria es inconducente,
ocupa el último rango en importancia y presenta además un signo
positivo.
A fin de profundizar en el análisis se utilizó la metodología que
minimiza el valor del estadístico Lambda de Wilk para derivar una
función reducida que incorpora únicamente las variables que, a través
de su interacción, muestran el mayor poder discriminante. De las 8
variables originales, fueron seleccionadas solamente 4, siendo éstas
las tasas de crecimiento del producto agrícola, la inversión bruta, de
producto interno bruto y el crédito al gobierno. La función derivada es
la siguiente.
Z1 = -0.7501 + 0.2269 X1 + 0.2202 X2 - 0.3781 X5 + 0.0400 X6
Centroides:
Grupo 1: - 0.7016 (Países inflacionarios)
Grupo 2: + 0.7393 (Países no inflacionarios)
Valor crítico: 0.0188
En el cuadro 5 se observa que la primera variable seleccionada
para formar parte de la función es la tasa de crecimiento de la
inversión bruta, y la última el crecimiento del producto agrícola. Con
la inclusión de esta última variable, el valor del estadístico Lambda de
Wilk es 0.4116 y el coeficiente de correlación canónica es 0.767. Si
bien los valores del estadístico Lambda de Wilk y del coeficiente de
correlación canónica indican una menor habilidad de la función para
separar los grupos que cuando se incluyeron todas las variables, ésta
es aún aceptable por la alta significancia de 2.1% que indica la prueba
chi-cuadrado. El nuevo valor crítico de la función discriminante se
establece en 0.0188, derivándose así la regla siguiente: países que
presentan valores de Z menores que 0.0188 son clasificados como
inflacionarios y países con valores Z mayores, como no
inflacionarios.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
71
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
El cuadro 6 muestra los valores Z obtenidos para cada uno de los
países en ambos grupos, encontrándose que de los 9 países
inflacionarios incluidos en el análisis, 8 fueron clasificados
correctamente, y de los 8 no inflacionarios, 2 fueron clasificados
incorrectamente, con el porcentaje total de países clasificados
correctamente de 82.0 %.
CUADRO 5. Resultado del análisis discriminante.
Función reducida, método Lambda de Wilk
Resumen de resultados
Paso núm.
1
2
3
4
Eigen-value
1.42944
Variables
seleccionadas
Invbru
Cregob
Pib
Crepag
Valor de F
8.55265
3.26535
1.33712
1.40122
Lambda
de Wilk
Significancia
0.62519
0.50695
0.45967
0.41161
0.009
0.009
0.015
0.022
Correlación
canónica
Lambda
de Wilk
Chi cuadrado
Grados de
libertad
Significancia
0.767
0.4116
11.540
4
0.021
Coeficientes no estandarizados de la
función discriminante
Producción agrícola
Inversión interna bruta
Producto interno Bruto
Crédito al gobierno
Constante
0.2269
0.2202
-0.3781
0.0400
-0.7501
Por otra parte, la variable que muestra la mayor contribución al
poder discriminante de la nueva función es el crecimiento de la
inversión bruta y su efecto es positivo. Continúan en orden de
importancia el producto interno bruto, como un efecto negativo, y el
crecimiento del producto agropecuario y del crédito al gobierno,
ambos con efectos positivos tal como se muestra en el cuadro 7.
Estos resultados sustentan la posición estructuralista de que las
demandas generadas por el crecimiento del producto provocan
presiones inflacionarías que pueden ser corregidas a través del
estímulo en los sectores productivos, tal como lo corroboran los
signos de los coeficientes de las variables del crecimiento del
producto agrícola y de la inversión bruta.
Se debe notar que el valor positivo de la única variable monetaria
incluida en la función discriminante es contrario a la recomendación
monetarista de restringir el déficit fiscal.
72
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Estructuralismo, monetarismo e inflación en Latinoamérica
CUADRO 6. Resultados de la clasificación por grupo de países.
Método Lambda de Wilk
Países
Grupo actual
Grupo asignado
por la función
Valores de Z
Países inflacionarios
Argentina
Uruguay
Brasil
Bolivia
Perú
Colombia
Trinidad y Tobago
México
Jamaica
1
1
1
1
1
1
1
1***
1
1
1
1
1
1
1
1
2
1
-0.938
-0.341
-0.853
-0.549
-0.548
-0.963
-0.556
0.075
-1.641
Paraguay
Haití
Venezuela
Nicaragua
Guatemala
El Salvador
República Dominicana
Honduras
Países no inflacionarios
2
2
2
2
2
2
2
2
2
2
2***
1
2
2
2***
1
2.190
1.302
0.794
0.984
1.252
-0.107
0.128
-0.229
CUADRO 7. Contribución relativa de las variables
Variables
Producción agrícola
Inversión interna bruta
Producto interno bruto
Crédito gobierno
VI. Conclusiones
Coeficientes normalizados
Rango
0.4505
1.4188
-0.9056
3
1
2
0.3946
4
Los resultados presentados en este trabajo sustentan la hipótesis de
que las presiones inflacionarias que sufren los países latinoamericanos
están estrechamente relacionadas con los desajustes estructurales que
presentan sus economías. Así, el modelo discriminante revela que los
factores propulsores de la inflación son la ausencia de dinamismo de
la inversión bruta y de la producción agrícola. También se encontró
que el crecimiento económico, de por sí, está asociado con la
existencia de presiones inflacionarias, mientras que el crecimiento del
crédito público influye en la clasificación de un país como no
inflacionario. Todos estos resultados, aunque no establecen una teoría
formal sobre la inflación latinoamericana, son motivo para continuar
y profundizar los análisis estructuralistas de la realidad de la región.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
73
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
74
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La incidencia territorial
de la inflación en Honduras
Revista Interamericana
de Planificación
Vol. XXIII, núm 89
Enero-Marzo de 1990
Luis René Cáceres*
Frederick Jiménez*
* Los autores son, respectivamente, Jefe
del Departamento de Planificación y
Analista Económico, del Banco
Centroamericano de Integración
Económica, Tegucigalpa, Honduras. Los
autores agradecen los valiosos
comentarios de Mauricio Baca, Alfredo
Noyola, Oscar Núñez y Salvador
Quintanilla.
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Introducción
La inflación es un tema que ha sido objeto de considerable atención
en la literatura económica, enfatizando la mayor parte de los estudios
en la determinación de las variables asociadas con la generación de
presiones inflacionarias, ya sean de carácter monetario o estructural, y
en la cuantificación de las relaciones de causalidad entre dichas
variables y el incremento de los precios. Específicamente, en el caso
de los países latinoamericanos virtualmente no existen trabajos que
analicen la inflación en términos de su distribución en el espacio,
prevaleciendo, de hecho, el supuesto tácito de que las presiones
inflacionarias son uniformes a lo largo del territorio nacional1. Lo
anterior podría explicarse por las dificultades de efectuar
periódicamente encuestas sobre precios y llevar los registros
correspondientes a nivel de ciudades o regiones; podría suponerse
también que existe, de parte de las autoridades económicas, la
creencia de que los mercados nacionales están plenamente integrados
y que, por ende, el precio de cada producto en un lugar determinado
es igual al costo del productor más eficiente más el costo del
transporte.
Para el caso de un bien homogéneo, bajo la condición de que los
bienes fluyen libremente entre los distintos mercados del territorio
nacional, se obtiene un equilibrio espacial que establece que las
diferencias en los precios residan en los costos del transporte. En
forma matemática, con el objetivo de minimizar los costos totales de
transporte (TC); la función objetivo es: min TC =Σ Σ xij tij;
i j
en donde:
xij = Ventas de la región i a la región j; y
tij = Costo del transporte por unidad de i a j
Esta función objetivo se minimiza, sujeta a las restricciones
siguientes:
1
Cuando este trabajo había sido
terminado, los autores encontraron un
estudio sobre el comportamiento de los
precios de varios productos
agropecuarios en 20 mercados
geográficos de Haití, el cual
probablemente sea el único trabajo
sobre precios hecho en un marco
territorial que se ha efectuado en
América Latina y el Caribe. Véase,
Mats, Lundhl y Petersson, Erling, Price
series correlations and market
integration: some evidence from Haiti,
Nordic Journal of Latin American
Studies, vol. XIII, No. 1, 1983, pp. 6176.
2
La formulación inicial de este
problema se encuentra en Samuelson,
P. A., Spatial price equilibrium and
linear programming, American
Economic Review, Vol. 42, 1952, pp.
283-303. Una reseña de los modelos de
equilibrio espacial se encuentra en
Takayama, T. y Labys, W. C., Spatial
equilibrium analysis, en Nijkamp,
Peter (ed.), “Handbook of regional and
urban economic”, Amsterdam, NorthHolland, 1986, pp. 171-199.
76
n
Σ xij = si ,
j
n
Σ xij = dj ,
i
xij > O
en donde si = oferta en la región i, dj = demanda en la región j.
La solución óptima de esta formulación se obtiene en términos de los
flujos xij, ya que cada ejercicio de programación lineal tiene una
solución alternativa; el dual de esta solución es:
n
n
Max S = Σ dj Pj - Σ si Pi
j
j
En donde Pi , Pj = precios del bien en cuestión en las regiones i y
j, respectivamente, después de establecer flujos de comercio, los
cuales están sujetos a las condiciones: Pj < Pi + tij y Pi, Pj ≥ O.
Maximizar la relación dual implica un equilibrio en cada mercado, en
el cual el maximizado S es igual a cero. En la condición de equilibrio,
los precios en cada mercado no difieren por una cantidad mayor que
el costo de transporte entre mercados2.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La incidencia territorial de la inflación en Honduras
3
Sobre el impacto de las diferencias en
el costo de vida sobre los flujos de
migración, véase, West, D.A.;
Hamilton, J.R. y Loomis, R.A., A
conceptual frame work for guiding
policy-selected research on migration,
Land Economics, Vol. 52, 1976;
Westhwein, J., A note on migration
determinants, Review of Business and
Economic Research, Vol. 16, 1980. El
papel de las diferencias interregionales
de precios sobre la localización
industrial se discute en Nourse, Hugh
O., Economía Regional, Barcelona,
Capítulo 4, Oikus-tau Ediciones, 1969;
Smith, D.M., A theoretical framework
for geographical studies of industrial
location, Economic Geography, Vol.
42, abril de 1966, pp. 95-113; Culem,
Claudy G., The location determinants
of direct investments among
industrialized countries, European
Economic Review, Vol. 32, No. 4,
abril de 1988, pp. 885-904.
Sin embargo, es debatible que en un país en vías de desarrollo
exista una integración de mercados tan completa que elimine la
divergencia territorial de precios. Por una parte, la información sobre
la calidad de los productos no fluye instantáneamente en el espacio, y
no se puede esperar que continuamente todos los consumidores tengan
igual información sobre los atributos de los bienes en el mercado. Por
otra parte, existen enclaves de producción que guardan una gran
integración con la economía internacional, así como débiles vínculos
con la economía doméstica, dando lugar a una heterogeneidad en la
oferta de productos que puede incidir en la uniformidad de los
precios. Habría que tomar en consideración, además, el efecto de las
economías de escala y de aglomeración que podrían otorgar ventajas
competitivas a determinadas regiones, dando lugar así a divergencias
en los costos de producción. Se debe agregar que la dotación de
servicios sociales y tecnológicos no es uniforme a lo largo del
territorio, así como tampoco lo es la red de infraestructura física,
factores adicionales que hacen suponer que es posible que exista en
las distintas regiones una diversidad en la intensidad de las presiones
inflacionarias.
La necesidad de un mayor conocimiento de las características
espaciales de la inflación no obedece sólo a un interés académico,
sino también a sus importantes implicaciones en las políticas de
inversión pública y de localización industrial, en el diseño de tarifas
públicas y subsidios, y en las políticas de migración3. Con el fin de
dilucidar el fenómeno inflacionario en un contexto territorial, este
trabajo presenta, primero, una breve reseña de los principales estudios
sobre el comportamiento y la determinación de precios en el marco
del espacio nacional; luego examina el caso de Honduras, país en
donde las autoridades económicas llevan registros de los índices de
precios al consumidor a nivel de cinco regiones, analizando la
dispersión y convergencia de los precios en el plano territorial;
posteriormente se estiman ecuaciones econométricas que permiten
inferir sobre la naturaleza de los mercados en las cinco regiones de
Honduras para los diferentes productos. Finalmente, el trabajo
presenta algunas consideraciones generales.
1. Reseña de la literatura
El primer análisis sistemático de la variación espacial de los precios
se encuentra en la legendaria obra de Losch. La parte fundamental de
este trabajo está dirigida a formular una teoría de la naturaleza de las
regiones en términos de las áreas de sus mercados. En el conocido
capítulo de ejemplos, Losch presenta una serie de casos que
constituyen una evidencia contundente de la variación espacial de los
precios; la gama de casos presentados es muy amplia; tal vez uno de
los más acuciosos trata de la variación del costo de cambiar el tacón y
la suela a un par de zapatos en los Estados Unidos en 1936,
encontrándose un gradiente a lo largo de la Costa Oeste de ese país,
de manera que los precios aumentaban de $1,22 en Los Ángeles, a
$ 1,42 en San Francisco, a $ 1,49 en Portland y a $1,73 en Seatle.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
77
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
4
Las razones expuestas por Losch
para explicar estos fenómenos radican
en el hecho de que en el Oeste de los
Estados Unidos la demanda por
préstamos es mayor que en la región
Este, a la vez que su capacidad para
generar capital es Inferior a la del Este
en virtud de su débil base productiva,
que descansa principalmente en la
agricultura. Asimismo, apuntó que el
nivel de riesgo en la industria
bancaria es más alto en el Oeste que
en el Este, debido a que la población
de la región occidental está más
dispersa, lo que hace que sus bancos
sean más pequeños. Además,
encuentra evidencia de que los riesgos
en el Oeste son más altos; en efecto,
las pérdidas de los bancos como
porcentaje de su cartera de préstamos
fueron, entre 1919-1925, de 0,75 en el
Oeste y 0,61 en el Este. Con un gran
detalle Losch analizó también la
variación espacial de los salarios, así
como de los precios de los bienes
raíces, lavado y planchado de una
camisa de hombre, trigo, papas,
naranjas, leche, periódicos,
automóviles y jabón, entre otros
bienes. Véase, Losch, August, The
economic of location, New York,
John Wiley, 1967. Es del caso señalar
que esa diferencia regional en las
tasas de interés todavía persiste; datos
publicados en el “New York Times”
de julio 17 de 1988, acusan la
existencia de un incremento en las
tasas de interés de los préstamos
personales a tres años: Chase
Manhattan, N.Y.: 13,90%;
Continental Illinois, Chicago: 14%;
Bank of America, San Francisco:
17,25%. Por otra parte, es interesante
el reconocimiento del efecto de la
distancia sobre los precios que tenia
Hernán Cortés en 1523, cuando
decretó ordenanzas en las cuales se
disponía, tal como lo reporta J. L.
Martínez, que “el vino se cobre a
medio peso de oro el azumbre (dos
litros) en el Puerto (Veracruz) y hasta
diez leguas de distancia, y que se
aumente medio peso por cada diez
leguas de alejamiento”. Véase,
Martínez, J.L., Pasajeros de Indias,
Alianza Editorial, Madrid, 1983, p.
26.
5
0’Farrell, P. N., Retail grocery
price variation in Northern Ireland,
Regional Studies, Vol. 6, marzo,
1972, pp. 83-92.
6
Rowley, Gwyn, Spatial variations
in the price of central goods,
Tijdschrift voor Economische en
Social Geografie, Vol. 63, 1972, pp.
360-368.
7
Izraeli, Oded, Differentials in
nominal wages and prices between
cities, Urban Studies, Vol. 14,
octubre, 1977, pp. 275-290.
78
Losch también analizó la variación de la tasa de interés cargada a los
préstamos bancarios, encontrando que ésta sube a medida que
aumenta la distancia a New York, para alcanzar un pico en los estados
montañosos y luego empezar a declinar en dirección a California.
Asimismo, a nivel del estado de Texas, Losch encontró que a medida
que aumentaba la distancia a Houston, la tasa de interés sobre los
préstamos aumentaba, de tal forma que dentro de un radio de diez
millas ésta era de 7,30%, aumentando progresivamente para alcanzar
11,3% en un radio de 160 a 200 millas de dicha ciudad 4.
P.N. 0' Farrel y M. A. Poole estudiaron la variación del índice
agregado de los precios de 19 bienes de consumo a lo largo de 54
lugares centrales (ciudades) de Irlanda del Norte5. Las variables
independientes seleccionadas para explicar las diferencias de precios
entre ciudades fueron las siguientes: el tamaño de la tienda en donde
se venden los bienes; el tipo de tienda (si es independiente o
pertenece a una cadena nacional); el tamaño del lugar central, tanto en
términos de su población como del número de tiendas localizadas en
el mismo; y la localización de la tienda, distinguiendo aquéllas
ubicadas en la relativamente pobre y remota área occidental.
Los resultados mostraron que sólo la localización de las tiendas
tenía importancia como determinante de los precios, de forma tal que
los precios en la zona occidental fueron consistentemente más bajos
que los de la región de Belfast. Asimismo, los autores encontraron
que los precios en los lugares centrales que están contiguos tienden a
ser similares, lo que interpretaron como la presencia de un alto grado
de colusión oligopolista.
La variación del precio de una canasta de bienes de consumo a lo
largo del territorio de Gales fue analizada por G. Rowley 6. Este autor
concluyó que existe una variación sistemática en el precio de dicha
canasta, de forma tal que los precios son más bajos a medida que
aumenta el tamaño del lugar central en términos de población.
También encontró la existencia de discontinuidades en la relación
entre la baja de los precios y el tamaño de la ciudad, siendo más
pronunciada dicha reducción en los pueblos más pequeños, mientras
que en la muestra de los pueblos grandes la reducción en precios fue
menos elástica.
En base a la información de una muestra de áreas metropolitanas
de los Estados Unidos, Oded Izraeli investigó los determinantes de
los niveles del costo de la vida a nivel de ciudades7. Las variables
explicativas para el índice del costo de la vida fueron de tipo
demográfico, fiscal y ecológico: la población existente en el área
metropolitana; el grado de contaminación ambiental (miligramos de
sulfatos por M 3); el grado de criminalidad; el gasto público local per
cápita; las tasas de impuestos locales; el clima (temperatura promedio
en enero); la migración neta; la edad promedio de la población
masculina; y la tasa de desempleo.
La ecuación estimada por mínimos cuadrados ordinarios para el
índice del costo de la vida explicó alrededor del 55% de la varianza
del costo de la vida en las 39 ciudades de la muestra. Tomando en
cuenta sólo las variables que resultaron estadísticamente
significativas, los resultados indicaron que entre más alta era la
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La incidencia territorial de la inflación en Honduras
8
Clark, Gordon L., Dimensions of
spatial price dispersion before and
after the crack of 1929, Geographical
Analysis, Vol. 18, No. 1, enero, 1986,
pp. 7-85.
9
Clark, Gordón L., Does inflation
vary between cities, Environment and
Planning, Vol. 16, No. 4, abril, 1984.
10
Cebula, Richard J., Geographic
living cost differentials, Lexington
Books, Lexington, 1983. Véase,
también, Cebula, Richard J. y Karen
Smith, Lisa, An exploratory empirical
note on determinants of inter- regional
living costs differentials in the United
States, 1970 and 1975, Regional
Science and Urban Economics, Vol.
11, 1981, pp. 81-85
migración neta o la edad promedio de la población masculina en una
ciudad dada, más alto resultaba su costo de vida. Asimismo, se
encontró que entre más alto era el gasto público per cápita o la
temperatura promedio, correspondía a esa ciudad un costo de vida
más alto.
En un importante trabajo de rico contenido empírico, G. L. Clark
analizó la evolución de la serie cronológica del índice de precios de
32 ciudades de los Estados Unidos para el período de 1919-19408. Los
resultados de la investigación indicaron que algunos componentes del
índice de precios al consumidor experimentaban una mayor dispersión
espacial que otros; por ejemplo, los precios de alimentos y vestuario
acusaron el mayor rango de dispersión espacial, mientras que los
precios de los combustibles y la renta de bienes raíces mostraron el
rango más estrecho. Asimismo se encontró que la dispersión
geográfica del índice de precios al consumidor varió en sincronismo
con el ciclo económico nacional, de forma tal que en períodos de
expansión económica, la dispersión fue mayor que en tiempos de
contracción. No obstante lo anterior, en el período 1919-1940 se dio
una marcada convergencia en el comportamiento de los precios de las
distintas ciudades. Por otra parte, al analizar la trayectoria de los
precios en las ciudades con relación al índice nacional, se encontró
que existían diferencias a nivel de ciudades en el grado de
sincronización entre los precios locales y el índice nacional,
concluyendo que en los Estado Unidos el proceso de formación de
presiones inflacionarias tiene una interdependencia espacial muy
débil, caracterizada por significativas discontinuidades geográficas
(Los Angeles, Detroit).
En otro trabajo reciente, G. L. Clark estudió el grado de variación
que existe entre las presiones inflacionarias de las principales
ciudades de los Estados Unidos, usando series de datos trimestrales
para el período 1959- l9809. Este autor encontró que existen
diferencias entre los fenómenos inflacionarios de las ciudades;
asimismo, por medio de la aplicación de la técnica Box-Jenkins
infirió que en nueve de las ciudades las trayectorias de sus precios
diferían radicalmente del índice nacional, lo cual denotaba que esas
ciudades tenían características particulares en la generación de sus
presiones inflacionarias.
Finalmente, se trae a cuenta el comprehensivo estudio de R.
Cebula sobre la explicación del costo de la vida en 30 ciudades de los
Estados Unidos10. El modelo formulado tiene la forma siguiente: Ci =
f (Pi, Di, Yi, Ri) en donde: Pi es la población de la ciudad i, y se postula
que su efecto es atenuar el costo de la vida en razón del efecto de las
economías de aglomeración; Di es la densidad de población, y se
espera que ejerza un efecto directo en el costo de la vida por su
incidencia en incrementar los gastos de transporte en la ciudad; Yi es
el ingreso per cápita en la ciudad i, y su efecto se postula que sea
positivo; Ri es una variable “dummy” que toma el valor de i cuando
en el estado en donde está ubicada la ciudad no existe legislación que
haga obligatoria la afiliación de los trabajadores a sindicatos.
Una ecuación lineal fue estimada por mínimos cuadrados
ordinarios para cada uno de los años del período 1966-1978. En todas
las ecuaciones estimadas los coeficientes resultaron estadísticamente
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
79
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
significativos y con los signos esperados11. Sin embargo, la bondad
del ajuste no resultó muy alta, explicándose, en el mejor de los casos,
(en 1975) alrededor del 75% de la variabilidad en el costo de la vida
de las 39 ciudades. Por otra parte, se puso en evidencia el efecto
negativo que el tamaño de la población ejerce sobre el costo de la
vida, fenómeno que ya había sido detectado por Rowley.
De la reseña de la literatura sobre la inflación en un contexto
espacial, se puede concluir que la evidencia empírica indica que los
precios tienden a diferir de ciudad a ciudad, y que las economías de
escala y la densidad de población ejercen un papel importante12. La
pregunta que surge es si dicho comportamiento espacial de los precios
también se nota en países en vías de desarrollo. Asimismo es de
interés investigar un punto que no ha sido tratado en los trabajos
anteriores, como es el de determinar si las diferencias en precios entre
las regiones son permanentes o transitorias, y si tales diferencias
varían entre los distintos bienes. Para buscar respuestas a estas
interrogantes se analiza a continuación el caso de Honduras.
2. Comportamiento regional de los precios al consumidor
en Honduras
a) Variabilidad de los precios en el período 1979/1987
A nivel latinoamericano, Honduras es uno de los pocos países que en
la presente década no ha sido afectado sensiblemente por alzas
generalizadas en los niveles de precios. En efecto, la tasa promedio
anual de inflación que registró el país en el período 1979/1987 fue de
7,3%, muy por debajo del promedio de Latinoamérica de 110,8% para
el mismo período. Este desempeño inflacionario es congruente con las
bajas presiones inflacionarias que se han registrado en el pasado; en
efecto, en las décadas de los 60s y 70s las tasas anuales promedio de
inflación fueron de 2,3% y 7,9%, respectivamente.
11
Algunos resultados (pp. 57, 66 y 81) se muestran a continuación:
Coeficientes
1966
Término constante
7032,75
(10,85)
Pi
-0,00017
(2,42)
Di
0,42165
(2,59)
Yi
0,69396
(3,41)
Ri
-482,303
(2,78)
R2
0,56
F
10,7212
1970
7458,99
(9,05)
-0,00023
(3,50)
0,58100
(0,371)
0,77017
(3,77)
-622,949
(3,33)
0,71
20,6249
1978
13286,81
(6,11)
-0,00035
(2,28)
0,9434
(3,67)
0,72372
(2,44)
-1344,50
(3,16)
0,54
10,1343
12
Algunos estudios de carácter teórico y sin verificación empírica no fueron incluidos en la reseña; entre éstos, véase, Jones, Donald W., A
geography of money, Progress in Human Geography, Vol. 5, 1981, pp. 342-369; Chisholm, Michael, Towards geography of price, The Professionals
Geographer, Vol. XI, No. 2, Marzo, 1964, pp. 10-12; Stephen, Enke, Space and value, Quarterly Journal of Economics, Vol- 56, agosto, 1942, pp. 627637. Sobre otra clase de estudios que tratan de la formación de presiones inflacionarias en términos de las funciones de oferta y demanda locales y del
costo de transporte interregionales, véase, Warntz, William, Toward a geography of price, University of Pennsylvannia Press, Philadelphia, 1959;
Cáceres, Luis René, Integración económica e inflación en Centroamérica un modelo espacial, El Trimestre Económico, Vol. 45, 1978, pp. 811-839.
80
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La incidencia territorial de la inflación en Honduras
El Banco Central de Honduras contabiliza registros del
comportamiento mensual del índice de precios al consumidor para
cinco regiones del país: norte, central, sur, oriental y occidental13. De
estas regiones, la más importante en términos políticos y económicos
es la Central, en donde se encuentra Tegucigalpa, la capital de la
República. Guarda también gran importancia la Región Norte, en
donde se encuentra localizada la mayor parte de la industria
manufacturera del país, así como las principales plantaciones de tipo
agro-exportador; las regiones Sur, Oriental y Occidental son
básicamente zonas de producción agropecuaria, sobresaliendo la
ganadería en la primera y el café y el tabaco en las otras,
respectivamente (Véase mapa).
Un examen de la evolución del índice general de precios en
términos geográficos muestra que en el período 1979-1987 las
regiones Norte y Oriental experimentaron las presiones inflacionarias
más altas; las más bajas ocurrieron en las regiones Occidental y Sur,
que son las áreas más alejadas de Tegucigalpa. Lo anterior indicaría
que los elementos de las economías de escala o de aglomeración no
atenúan las presiones inflacionarias, como si hubiera esperado en base
a la literatura reseñada anteriormente, ya que las regiones con más
características rurales y más despobladas (Sur y Occidente) han
experimentado menores incrementos se encuentra en la Zona Norte,
en donde está ubicada la industria y la gran agricultura de exportación
del país.
CUADRO No. 1
Tasa Promedio Anual de Inflación
(Período 1979/1987)
Regiones
Centro
Norte
Sur
Oriente
Occidente
República
13
Las ciudades representativas por
regiones son las siguientes: Central:
Tegucigalpa, la capital del país; Norte:
San Pedro Sula, en donde se encuentra
la base industrial del país; Sur:
Choluteca, que es la ciudad más
importante de la zona y cabecera del
departamento que lleva su nombre;
Oriente: Danlí, la ciudad más
importante de los departamentos que
integran la región; Occidente: Santa
Rosa de Copán, cabecera del
departamento de Copan. Los registros
de precios se mantienen para los
siguientes rubros: alimentos, vivienda
y funcionamiento del hogar, vestuario,
cuidado de la salud, cuidado personal,
bebidas y tabaco, transporte,
educación, lectura y diversión. La
información sobre precios fué obtenida
en el Banco Central de Honduras,
Boletín Estadístico, varios números.
%
7.2
7.5
6.0
7.3
7.0
7.3
Para conocer la intensidad con que las presiones inflacionarias
han incidido en los distintos rubros de la canasta del consumidor y
cuáles regiones han sido las más afectadas, se computó la media (µ),
la desviación estándar (o´) y el coeficiente de variación (o´/µ) de las
series mensuales de los índices de precios para los rubros alimentos,
vestuario, bebidas y tabaco, salud y vivienda, para cada una de las
regiones para el período 1979-1987). (Cuadro No. 2).
Los resultados muestran que el rubro vestuario ha experimentado
altos incrementos de precios en todas las regiones. El incremento
promedio más alto se encuentra en la región norte; esto paradójico en
vista de que en esa región están ubicadas las plantas de tejidos y
confección de ropa del país. El incremento más bajo en el precio del
vestuario se encuentra en la zona sur, lo que se explicaría por la
proximidad a El Salvador, de donde proceden prendas de vestir a
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
81
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
CUADRO 2. Comportamiento regional del índice de precios*
(período 1979 - 1987)
Rubros
Norte
Centro
Sur
Oriente
Occidente
ALIMENTOS
Media
Desv. Standar
Coef. Var.( %)
148,07
17,87
12,1
144,89
18,10
12,5
145,85
13,31
9,1
146,73
13,84
9,4
143,94
15,61
10,8
VESTUARIO
Media
Desv. Standar
Coef. Var. (%)
207,35
48,95
23,6
183,61
41,03
22,3
164,40
30,39
28,5
201,37
49,89
24,8
173,23
47,24
27,3
BEBIDAS Y TABACO
Media
Desv.Standar
Coef.Var. (%)
176,06
39,42
22,4
192,33
44,75
23,3
178,49
39,67
22,2
171,43
36,97
20,4
187,63
44,95
24,0
SALUD
Media
Desv. Standar
Coef. Var. (%)
163.93
28,78
17,6
155,48
28,42
18,3
170,98
33,83
19,8
190,87
38,81
20,3
137,60
20,47
14,9
VIVIENDA
Media
Desv. Standar
Coef. Var. (%)
163,77
33,98
20,8
164,65
30,43
18,5
176,26
25,86
14,7
171,80
40,20
23,4
152,08
29,86
29,6
precios relativamente bajos. El mismo argumento se puede presentar
para explicar el bajo incremento de precios en la zona occidental,
también contigua a El Salvador. Al examinar los coeficientes de
variación (o´/µ) de este mismo rubro a nivel de las regiones, se
observa que la mayor variabilidad de sus precios ocurre en las zonas
sur y occidental, zonas fronterizas con El Salvador. El menor
coeficiente de variación lo muestra la región Central.
El rubro bebidas y tabaco, cuyos precios son controlados por el
estado, ocupa otro lugar importante en incrementos de precios, siendo
las regiones más afectadas la central y la occidental. En la primera, se
podría explicar el alto incremento de precios por el mayor ingreso de
los consumidores y las características más “refinadas” de los
expendios; en la segunda, la relativa mayor distancia de Tegucigalpa
probablemente tiene un efecto determinante, ya que para este rubro el
costo de transporte por unidad es significativo.
Por otra parte, se puede notar que el coeficiente de variación no
muestra amplias diferencias entre regiones, como era de esperarse en
virtud del control gubernamental sobre estos precios.
Con relación al renglón gastos de salud, las alzas más
pronunciadas en los precios se encuentran en las regiones oriental y
sur, que comprenden básicamente áreas rurales contiguo a Nicaragua,
de donde en los últimos años han llegado muchos refugiados de la
82
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La incidencia territorial de la inflación en Honduras
guerra civil que experimenta ese país. Esta región también muestra
los mayores coeficientes de variación. El menor incremento en
precios ocurre en la zona occidental, que es la más remota desde el
punto de vista de la comunicación terrestre. Esta zona muestra
también el menor coeficiente de variación en los precios de los
servicios de salud, pero como se notará, también muestra los más
altos coeficientes de variación en los rubros de vivienda, y bebidas y
tabaco y el segundo más alto en vestuario.
El rubro vivienda no muestra amplias diferencias en los aumentos
de precios entre regiones; esto llama la atención dado que la vivienda
no es un bien transportable; asimismo, se debe notar que los
incrementos más altos no ocurren en las regiones Norte y Centro, las
que tienen mayor población, sino en la Sur y Oriental, áreas
fronterizas a Nicaragua, lo que podría explicarse por las comentes
migratorias que han llegado a estas dos regiones procedentes de ese
país en los últimos años. El aumento más bajo lo muestra la región
Occidental, la cual a la vez muestra el mayor coeficiente de variación.
Finalmente, en el rubro de alimentos se observan las menores
presiones inflacionarias en todas las regiones, y los incrementos en
sus precios son de magnitud similar. Asimismo, la variabilidad de los
precios de alimentos es muy inferior a la variabilidad de los otros
rubros en todas las regiones. Esto se explica por la movilidad que
existe a nivel nacional de los productos alimenticios y comestibles, y
por el hecho de que, siendo Honduras un país primordialmente
agrícola, se siembran granos básicos y se generan productos
agropecuarios virtualmente en todas las zonas del país. Es interesante
anotar que la menor variabilidad en los precios de alimentos se da en
la región Sur, la de mejor vocación agrícola y en donde más granos
básicos se cultivan. Se debe señalar, además, que, contrario a lo que
ocurre en muchos países latinoamericanos, el renglón de alimentos es
el que muestra las más bajas presiones inflacionarias.
b) Variabilidad de los precios en el territorio
A fin de determinar si en Honduras ha ocurrido una convergencia
geográfica de los precios, o mejor dicho, para conocer si los precios
de los mismos productos en distintas regiones experimentan una
tendencia a la convergencia, se calculó para cada rubro su precio
promedio anual en cada región y se encontró la varianza de esos
precios en las cinco regiones. Esto permitió calcular el coeficiente de
la variación geográfica de los precios para cada rubro a lo largo del
período bajo análisis.
Los resultados obtenidos se presentan en el Cuadro No. 3 y los
Gráficos 1 y 2, que muestran la existencia de amplias divergencias
regionales en el índice de precios de los distintos rubros, y se nota, en
la mayoría de los casos, que la variabilidad territorial va en aumento,
aun cuando las presiones inflacionarias han disminuido en el período.
La evolución del coeficiente de variabilidad territorial de los
alimentos muestra los valores más bajos y con pequeñas oscilaciones,
lo que se podría explicar por la fácil movilidad de los bienes
alimenticios entre las distintas regiones. Otra explicación podría
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
83
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
GRÁFICO 1. Variabilidad espacial de los precios
CO EFIC IEN T E DE VA R IA CIÓ N ESPA C IAL (%)
11
10
9
8
7
6
5
4
3
2
1
1979
1980
1981
1982
AL IM EN TO S
1983
1984
1985
BE B. Y TA BA CO
1986
1987
VIVIE NDA
GRÁFICO 2. Variabilidad espacial de los precios
16
C O E FIC IE N T E D E VA R IA C IÓ N E S PA C IA L (% )
15
14
13
12
11
10
9
8
7
6
5
4
3
2
1979
1980
VESTUA RIO
1981
1982
1983
1984
1985
1986
1987
SALUD
radicar en el efecto atenuante que sobre los precios ejerce la labor del
Instituto Hondureño de Mercadeo Agrícola, ente gubernamental que
tiene una extensa red de silos cubriendo numerosas localizaciones del
territorio nacional. El comportamiento de este rubro difiere de la
experiencia de los Estados Unidos, en donde, tal como lo reportó G.
L. Clark, los precios de los alimentos han experimentado la mayor
variación espacial.
Los valores más altos del coeficiente de variabilidad se observan
en el caso de la salud, así como una tendencia creciente. Esto se
explicaría por la escasa movilidad de este tipo de servicios, y
asimismo se podría suponer que esta alta variabilidad denota una
provisión heterogénea de servicios de salud a lo largo del territorio
nacional.
La variabilidad geográfica del rubro vestuario también es alta, lo
que se podría explicar por la fuerte concentración de la industria de la
confección en la región Norte, así como por la gran diversidad de
prendas de vestir, de manera que sería difícil esperar que en distintas
regiones los índices de precios correspondientes del vestuario se
refieran a bienes idénticos.
84
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La incidencia territorial de la inflación en Honduras
El rubro vivienda muestra la mayor variabilidad espacial entre las
diferentes regiones en 1980, para disminuir luego hasta 1983 y volver
a tomar una nueva tendencia ascendente hasta 1986 y disminuir
ligeramente en 1987. Este comportamiento se explicaría por los altos
flujos migratorios procedentes de Nicaragua que ocurrieron en 1980
como resultado de la guerra civil que asoló a ese país, y por el nuevo
recrudecimiento de los conflictos bélicos a partir de 1983.
Por su parte, el comportamiento bastante uniforme que se observa
en la variabilidad geográfica de los precios de las bebidas y el tabaco
se debe al control estatal de los precios a nivel nacional; sin embargo,
no se ha producido una convergencia de precios en este rubro por la
concentración de la industria de bebidas y tabaco en las regiones norte
y central.
3. La regionalización de la inflación en Honduras
14
Un excelente tratado del tema de
área de mercado se encuentra en
Chisholm, Michael, Geografía y
economía, Capítulo 7, Oikus-tau, S.A.,
Barcelona, 1969; véase también,
Richardson, Harry W., Economía
regional y urbana, Capítulo 2, Alianza
Editorial, Madrid, 1986.
15
Horowitz, Ira, Market definition
in antitrust analysis: a regression
based approach, Southern Economic
Journal, Vol.48, No. l, julio, 1981, pp.
1-16.
Se ha encontrado evidencia de que en Honduras las presiones
inflacionarias inciden con diferentes grados de intensidad en los
rubros que componen la canasta de bienes del consumidor, y que para
un mismo rubro existen distintos precios en las cinco regiones.
Asimismo, se ha podido notar que en los años recientes ha ocurrido
una tendencia hacia una divergencia espacial de los precios.
A la luz de estos resultados, cabe preguntarse si los procesos
inflacionarios que se notan en las distintas regiones son diferentes
entre sí, de manera que cada región tenga su propio fenómeno
inflacionario que se origina en la interacción entre la oferta y la
demanda existentes en la misma; o si, por el contrario, la inflación se
genera en una sola área de mercado que cubre todo el territorio
nacional, de forma tal que las diferencias de precios que se notan
entre las regiones son de carácter transitorio.
Se debe señalar que, por la definición de área de mercado, si dos
o más regiones geográficas constituyen un mismo mercado para un
determinado producto, se notará que en el transcurso del tiempo el
precio a que este bien es intercambiado en una región no puede
permanecer diferente a los precios a los cuales es intercambiado en
otras regiones; es decir, que para un mismo bien debe existir una
convergencia de los precios a los cuales ese bien se vende en distintas
regiones, para poder inferir que dichas regiones constituyen un solo
mercado o una única área geográfica de mercado. Si, por el contrario,
los precios de un mismo bien en dos regiones no convergen, entonces
se infiere que estas regiones constituyen, cada una, áreas
independientes de mercado14.
Para establecer los límites de las áreas de mercado en Honduras,
o sea, para determinar si las regiones geográficas son áreas
independientes en términos de los precios de distintos productos
comprendidos en la canasta del consumidor, se utilizará el enfoque
econométrico desarrollado por I. Horowitz15.
Defínase Pijt como el precio al cual el producto i se vende en el
área geográfica j durante un período t. Entonces Di (j - k)t = Pijt - Pikt
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
85
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
CUADRO 3. Evolución del coeficiente de variabilidad territorial de los precios
Rubros
1979
1980
1981
1982
1983
1984
1985
1986
1987
Media
Desv.Standar
Coef.Var. (%)
112,32
2,10
1,87
135,45
5,99
4,42
141,75
3,26
2,31
148,63
1,74
l,17
155,35
3,01
1,93
154,47
3,87
2,51
157,91
3,52
2,23
162,23 163,60
4,96
4,35
3,06
2,66
VESTUARIO
Media
Desv.Standar
Coef.Var. (%)
111,31
3,20
2,87
138,02
11,71
8,49
157,40
17,42
11,07
189,89
22,20
11,68
205,98
24,42
11,87
220,86
20,57
9,31
228,58
18,94
8,23
236,02 238,18
21,59 24,88
9,14 10,45
BEBIDAD Y TABACO
Media
Desv. Standar
Coef. Var. (%)
109,89
2,14
1,94
146,33
3,83
2,61
155,93
5,27
3,38
187,60
8,64
4,61
199,17
8,22
4,13
203,85
7,96
3,91
218,74
8,94
4,09
244,03 245,88
9,10 11,01
3,73
4,48
SALUD
Media
Desv. Standar
Coef. Var. (%)
112,79
5,5
4,91
127,76
10,42
8,15
147,53
16,67
11,29
164,52
19,43
11.80
178,12
19,65
11,03
188,53
21,99
11,66
193,31
22,01
11,38
197,62 202,46
25,83 31,70
13,07 15,66
VIVIENDA
Media
Desv. Standar
Coef. Var. (%)
112,00
3,63
3,24
132,37
14,14
10,68
149,82
14,36
9,58
159,43
8,33
5,23
175,05
6,54
3,74
188,83
9,45
5,01
197,40
12,01
6,08
208,80 217,52
13,63 11,95
6,53
5,49
ALIMENTOS
representa la diferencia de precios del producto i entre las áreas j y k.
Denotando Dt como la diferencia geográfica de precios en un tiempo
dado, y DtL como la diferencia de precios que se obtendría en el largo
plazo; las diferencias de precios de corto plazo que se observan entre
varias regiones tenderían a aproximarse en el transcurso del tiempo a
las diferencias de precios de largo plazo; es decir:
1) DtL-Dt = λ (DtL - D t-l)
En donde λ es una constante que mide la velocidad de ajuste de los
precios entre el corto y el largo plazo (-1 < λ < 1). Entre más cerca de
cero es el valor de λ más rápidamente la diferencia de precios de
corto plazo se aproxima a la de largo plazo.
Si se supone, además, que las diferencias de precios de largo
plazo en el período t están sujetas a un error aleatorio Wt, distribuido
normalmente con media cero y varianza constante para todo t,
entonces se puede expresar a DtL como:
2) DtL =ϒ +Wt
En donde ϒ es una constante. Substituyendo la ecuación (2) en la (1)
y reordenando términos, se obtiene una ecuación de diferencias finitas
de primer orden que puede ser estimada por mínimos cuadrados:
86
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La incidencia territorial de la inflación en Honduras
3) Dt =(1- λ ) ϒ + λ Dt-1 + (1- λ) Wt
Ignorando el término de error, la solución de la ecuación anterior
es dada por:
4) Dt = ϒ + (Do - ϒ ) λ t, donde Do representa una condición inicial
de las diferencias de precios.
Ignorando los costos transaccionales y de transporte, en un
mercado ideal, ϒ = Do = Dt = O, se obtiene un precio único en el corto
plazo que es igual al precio de largo plazo, pudiéndose inferir,
entonces, que las dos regiones constituyen una sola área de mercado;
sin embargo, en la realidad los mercados no son ideales, y el valor ϒ
de λ puede ser significativamente diferente a cero, lo que denota una
diferencia persistente de precios entre regiones. Asimismo, la
velocidad de ajuste puede indicar amplias fluctuaciones en las
diferencias de precios cuando λ < O. Entre más cercano es el valor de
λ a cero, más rápidamente Dt se aproxima a cero, obteniéndose un
ajuste inmediato cuando λ = O.
De esta forma, para determinar si las regiones de Honduras
constituyen áreas de mercados independientes, o si, por el contrario,
son parte de un mismo mercado nacional, se calcularon las diferencias
entre las cinco regiones para cada una de las series de precios
mensuales de los rubros de alimentos, vestuario, bebidas y tabaco y
salud. Partiendo de los datos mensuales de los índices de precios del
período 1979-1987 para cada par de regiones y para cada rubro se
obtuvieron series de 96 diferencias de precios del mismo rubro entre
dos regiones, las cuales sirvieron de base para efectuar un análisis de
regresión utilizando la ecuación (3). Se estimaron las 40 posibles
ecuaciones cuyos resultados se presentan en el Cuadro No. 4, ∧ ∧
incluyendo para cada una
de ellas
los parámetros estimados (ϒ y λ.),
∧
∧
los errores estándar (S ϒ y S λ) y el coeficiente de determinación
(R2), de acuerdo al siguiente formato16:
∧
∧
ϒ∧
(S ϒ )
λ∧
(S λ)
R2
16
El error estándar
asociado al
∧
coeficiente ϒ es dado por la expresión
siguiente:
∧
Sϒ∧ = (s ϒ ´ , 2∧+ ( ϒ ´/ (1λ-))2 S ∧λ2 -2 ϒ
∧
´ Sϒ ´ ∧λ / (1- λ)1/2 / | 1-λ |
∧
∧
Donde ϒ ´ = λ (1 - λ) y Sϒ ´ ∧λ es la
covarianza estimada de
ϒ´y λ
La estimación de la ecuación (3) se muestra en el Cuadro No. 4.
Un resultado muy importante es que las dos regiones de mayor
desarrollo en Honduras, las zonas Central y Norte, constituyen
mercados independientes. como lo demuestran los valores estimados
del coeficiente ϒ que son significativamente diferentes de cero a un
nivel de 5%, para todos los rubros. Esto indica que los precios de los
rubros analizados se fijan en la región Norte independientemente de la
región Central, y viceversa; o sea, que estas regiones son áreas
geográficas de mercado sin ningún traslape.
El rubro alimentos están servidos por un mercado único a nivel
nacional, excepto en las dos regiones anteriores, hecho que se explica
por la fuerte movilidad de los productos alimenticios entre las
diferentes zonas, así como por la red de silos existentes a nivel de
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
87
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
CUADRO 4. Diferencias de precios entre regiones por rubros seleccionados.
Resultados de las regresiones
Regiones
Alimentos
CENTRO-SUR
0.23
(4.65)
CENTRO-ORIENTE
0.86
(6.48)
Vestuario
0.93
(0.04)
27.81
(29.48)
0.96
(0.03)
-23.72
(31.37)
0.86
3.33
(1.59)
0.69
(0.07)
-28.11
(11.05)
0.88
(0.05)
7.14
(24.48)
4.68
(4.26)
NORTE SUR
4.62
(5.59)
NORTE ORIENTE
4.6
(6.32)
SUR ORIENTE
-0.82
(6.48)
SUR OCCIDENTE
1.78
(1.47)
0.86
(0.05)
39.75
(36.91)
12.53
(8.41)
0.92
(0.34)
63.93
(32.26)
0.95
(0.04)
6.32
(5.01)
0.96
(0.03)
-75.03
(107.50)
0.68
(0.08)
-360
(826.25)
0.93
(0.03)
16.97
8.48
0.98
(0.02)
4.62
(2.10)
0.96
(0.02)
-12.29
(6.46)
0.97
(0.01)
-2.34
(1.40)
0.87
(0.05)
-14.04
(2.98)
0.98
(0.01)
-2.7
(2.14)
0.99
(0.01)
-10.61
(5.29)
33.78
(39.35)
0.62
0.95
0.77
(0.06)
-8.58
(3.08)
0.75
(0.07)
22.1
(11.64)
0.75
(0.07)
28.53
(12.50)
0.59
(0.08)
-8.42
(7.25)
0.67
(0.08)
-30.34
(14.88)
0.7
(0.07)
-22.69
(17.46)
0.84
(0.05)
57.7
(107.30)
0.48
(0.03)
0.91
0.86
(0.05)
0.76
0.85
(0.06)
0.69
0.86
(0.05)
0.76
0.91
(0.04)
0.87
0.69
0.98
(0.03)
0.93
0.84
(0.06)
0.07
0.48
(0.09)
0.23
0.49
-8.22
(4.31)
0.92
(0.03)
0.89
0.44
0.96
(0.02)
0.92
(0.05)
0.81
0.34
0.98
0.79
(0.06)
-42.03
(20.76)
0.57
0.98
0.47
0.84
(0.05)
0.56
0.78
0.89
-19.1
(20.55)
0.61
0.99
0.88
0.94
(0.02)
0.74
0.96
0.81
Salud
0.95
0.95
0.73
ORIENTE OCCIDENTE 2.5
(2.20)
0.96
(0.03)
0.93
0.76
NORTE OCCIDENTE
17.42
(10,07)
0.91
0.5
CENTRO OCCIDENTE 1.32
(2.98)
0.97
(0.02)
0.96
0.89
CENTRO NORTE
Bebidas y Tabaco
69.5
(29.61)
0.96
(0.02)
0.97
todo el país; se debe recordar que este rubro mostró la más baja
variabilidad territorial de precios. Se nota, además, que el grado de
ajuste en los precios de alimentos ocurre con menos rapidez entre la
región Oriente y las regiones contiguas del Norte, Sur y Centro.
En el caso del vestuario, se destaca que las regiones Norte y Sur
constituyen mercados diferentes, y que las ecuaciones estimadas
presentan un mayor grado de ajuste que las de los otros productos
considerados. En este rubro se notan, asimismo, los valores más altos
del coeficiente λ, lo que se podría interpretar como un efecto de la
heterogeneidad de las prendas de vestir.
El rubro bebidas y tabaco constituye mercados distintos en casi
todas las regiones y muestra, además, la mayor velocidad de
convergencia de precios del corto al largo plazo ( λ presenta valores
bajos), evidenciando la regulación por parte del Estado de la
comercialización de estos productos.
Por su parte, el rubro salud está servido en la mayoría de las
regiones por mercados independientes, lo que podría reflejar la
ausencia de movilidad de los servicios de salud entre las distintas
zonas. En este punto se debe recordar que este rubro presentó la más
alta variabilidad espacial.
El análisis efectuado muestra que, no obstante que las presiones
inflacionarias no han mostrado una magnitud significativa en Honduras, y a pesar de su relativamente pequeña extensión territorial
(112.088 Km2), existen amplias diferencias en las tasas de inflación
entre las distintas regiones y rubros, siendo este hecho más acentuado
en el caso del vestuario y menos marcado en el de los alimentos.
88
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La incidencia territorial de la inflación en Honduras
17
Sobre el “desparrame” de precios
de una región a otras véase, Mehra,
Yash P., Spillover in wage
determination en U.S. manufacturing
industries, The Review of Economics
and Statistics, vol. 58, agosto, 1996,
pp. 300-312; Drewes, Torben,
Regional wage spillover en Canada,
The Review of Economics and
Statistics, vol. 69, mayo, 1987, pp.
224-231.
Asimismo, no hay un indicio claro de convergencia espacial en
las trayectorias de los precios y, por el contrario, existen amplias
divergencias territoriales, con una tendencia al aumento en los
diferentes rubros, exceptuando los alimentos y, en menor grado, en las
bebidas y el tabaco. En el primer caso, tal comportamiento se explica
por la fácil movilidad de los bienes alimenticios entre las diferentes
regiones, y en el segundo, influye el papel regulador del Estado en los
precios de esa clase de productos.
Las regiones Central y Norte, las de mayor desarrollo relativo,
constituyen mercados independientes para todos los rubros, lo cual
podría interpretarse como una ausencia de competencia entre las
empresas localizadas en las regiones más desarrolladas. Por otra parte,
las regiones que para todos los rubros constituyen una sola área de
mercado son la Centro-Sur y Sur-Oriente. En lo que respecta a salud y
bebidas y tabaco se detecta una independencia de mercados entre las
diferentes regiones del país, explicado por la escasa movilidad en los
servicios de salud y el control de los precios ejercido por el Estado en
la industria de bebidas y tabaco. Para el caso de los alimentos, los
resultados revelan la existencia de un solo mercado en todo el país,
exceptuando a las regiones Central y Norte. Finalmente, los precios
del vestuario se fijan independientemente entre las regiones Central y
Norte, ocurriendo lo mismo en relación con las regiones Norte y Sur,
explicándose este último comportamiento por la concentración de la
industria del vestuario en el Norte, y por la afluencia de artículos de
vestir en el Sur, procedentes de El Salvador.
Como implicaciones de política económica derivadas de este
trabajo se pueden apuntar, primero, que, dada la efectividad que se
nota en el control estatal de los precios de bebidas y tabaco, se
podrían esperar resultados positivos similares si se llevase a cabo un
programa de control de precios de otros bienes. Por otra parte, en
vista de que ciertos rubros muestran una disparidad de precios en el
territorio nacional, se hace necesario analizar el impacto redistributivo
de la inflación en función de las distintas regiones y de la canasta de
consumo de los distintos estratos sociales. Es decir, es conveniente
hacer explícito el impacto que tiene el espacio en la incidencia de la
inflación sobre el poder adquisitivo de los distintos grupos sociales.
Se aprecia, además, que las regiones contiguas a El Salvador y a
Nicaragua presentan algunas particularidades en los precios de la
vivienda y el vestuario, por lo que se podría inferir que algunos rubros
presentan, en algunas regiones, un efecto de inflación “importado”.
Es necesario reconocer que varios aspectos del fenómeno
inflacionario no han sido analizados en detalle y que ameritan un
examen posterior. Uno de ellos es la determinación de un efecto de
“desparrame” de los precios de región a región, ante la existencia de
regiones “líderes” en donde se fijan los precios, los cuales son
“copiados” por otras regiones. Esto podría explicar la uniformidad de
los precios de todos los rubros en las regiones Centro-Sur y SurOriente17. Sería muy provechoso, además, estudiar el impacto que el
sistema de almacenamiento de granos y la cadena de tiendas
nacionales han ejercido a lo largo del territorio sobre la variación de
los precios de los alimentos.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
89
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Finalmente, otros puntos que ameritan estudio son el papel que la
red bancaria nacional, en particular la concesión de créditos en el
contexto espacial, ha desempeñado en las presiones inflacionarias de
las distintas áreas, lo mismo que la incidencia de la implementación
de políticas de descentralización industrial, ya que, paradójicamente
en el caso de Honduras, la región Norte, que presenta la mayor
concentración industrial, exhibe, a la vez, la más alta tasa de
inflación.
90
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La determinación del tipo
de cambio en el mercado negro
de El Salvador
El Trimestre Económico
Vol. LVIII (2)
México, Abril-Junio de 1991
Núm. 230
Luis René Cáceres y Óscar A. Núnez *
* Funcionarios del Departamento de
Planificación del Banco
Centroamericano de Integración
Económica, Tegucigalpa, Honduras. Los
autores agradecen log valiosos
comentarios de Carlos G. Herrera, Carlos
A. Imendia, Frederick J. Jiménez y
Salvador Quintanilla.
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
I. Introducción
1
Acerca de la política económica
seguida en los países
centroamericanos desde los años
treinta véase Bulmer-Thomas (1987a).
Las medidas cambiarias puestas en
práctica en años recientes se analizan
en Bulmer-Thomas (1987b). Rivera,
Sojo y López (1986).
2
Acerca del papel del tipo de
cambio en la fuga de capitales véase
Cuddington (1987), Arellano y Ramos
(1988), Holmes (1987) y Durwendag
(1988). El efecto en la inflación se
examina en Sachs (1987), Rivera
(1988) y Collins (1988).
3
Una reseña de los distintos
modelos de determinación del tipo de
cambio en el mercado negro se
encuentra en López (1987).
Hasta principios de los años ochenta una característica peculiar de las
economías centroamericanas era la prolongada estabilidad cambiaria
que habían mantenido en el transcurso de varias décadas. En el caso
de El Salvador el tipo de cambio de su unidad monetaria, el colón,
permaneció invariable respecto al dólar desde los años treinta. Esta
estabilidad terminó a principios de la recién pasada década, cuando la
caída de las exportaciones, la merma en las entradas de recursos de la
banca privada internacional y la reducción de la inversión foránea
dieron lugar a restricciones en la oferta oficial de moneda extranjera,
al establecimiento de regímenes cambiarios múltiples (oficial,
paralelo, bancario), a la devaluación en 1986 del tipo de cambio
oficial y, en particular, al surgimiento del mercado negro para la
divisa.1
El efecto macroeconómico de la operación de un mercado negro
de divisas es de suma importancia, y sobresale su influencia en la
inflación, en la fuga de divisas y en la efectividad de las políticas
monetaria y cambiaria.2 No obstante su importancia, los estudios
acerca de la naturaleza del mercado negro de divisas de los países
centroamericanos son relativamente escasos. Esto se podría explicar
por la ausencia de un acervo estadístico que permita verificar distintas
teorías o proponer otras, así como por el limitado material de carácter
teórico que se encuentra en la bibliografía.3
Este trabajo tiene por objeto identificar las variables que inciden
en la determinación del tipo de cambio en el mercado negro de El
Salvador. Este país ha sido seleccionado para análisis dado que
existen series estadísticas confiables de la cotización del dólar en
dicho mercado; asimismo, el funcionamiento del mercado libre de
divisas no ha sido clandestino, de manera que el correspondiente tipo
de cambio refleja un régimen de oferta y demanda de divisas ajeno a
la influencia de problemas legales. En la próxima sección se realiza
un examen de la trayectoria del tipo de cambio en el mercado negro
de El Salvador y de las repercusiones de dicho mercado; a
continuación se presenta una reseña de la bibliografía sobre la
determinación del tipo de cambio en el mercado negro, seguido de la
presentación y estimación de un modelo, para terminar con una
sección de consideraciones finales.
II. El tipo de cambio en el mercado negro de El Salvador
El año de 1979 marcó el comienzo de una etapa de recesión
económica en El Salvador, resultado de una serie de fenómenos de
carácter económico y del conflicto político-social interno. Desde ese
año el producto interno bruto real comenzó a disminuir, alcanzó un
valor mínimo en 1982 y a partir de 1983 muestra tendencia al
estancamiento. El débil desempeño económico ha generado
desequilibrios fiscales y en la cuenta corriente, incrementos sin
precedentes de los precios internos, una rápida expansión de la oferta
92
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La determinación del tipo de cambio en el mercado negro de El Salvador
monetaria y una tendencia a la sobrevaluación del tipo de cambio
oficial. Para cubrir los déficit fiscal y comercial el sector público ha
dependido principalmente de transferencias privadas y oficiales
externas.4
Desde principios de la década de los años ochenta se empezaron a
implantar medidas restrictivas en la utilización de divisas, por medio
del establecimiento de un sistema de permisos de importación y de la
fijación de un monto máximo a la cantidad de recursos externos que
una persona podía usar para viajar al exterior. Asimismo, en 1980 se
nacionalizaron la banca y la comercialización externa del café y el
azúcar.
En agosto de 1982 se puso en vigor una política de tipos de
cambio múltiples que creaba un mercado paralelo de divisas
(interbancario) y a partir de esa fecha se intensificaron las
transacciones en el mercado libre (negro). El colón fue
experimentando progresivas devaluaciones en los mercados
interbancario y negro, hasta que en enero de 1986 las autoridades
monetarias decretaron una devaluación, y el tipo oficial pasó de 2.5 a 5
colones por dólar. El mercado libre aún continúa funcionando, pero las
variaciones en la cotización del dólar han sido menos pronunciadas
que antes de la devaluación oficial.
En la gráfica 1 se presenta la trayectoria de la cotización del dólar
en el mercado negro de San Salvador, la ciudad capital, según datos
del Banco Central de Reserva, para el periodo de septiembre de 1982
a junio de 1987. Se puede observar que el tipo de cambio muestra
cierto comportamiento regular: en los meses de noviembre y diciembre
experimenta un descenso, probablemente como consecuencia del
incremento de la oferta de dólares por las remesas que los salvadoreños
residentes en el extranjero hacen a sus familiares para las fiestas de
Navidad. Se nota, asimismo, un alza en los meses de julio y agosto, lo
que se podría explicar por el incremento en la demanda de dólares que
ocurre en el mes de agosto, dado que el 6 de dicho mes es el día de la
fiesta nacional y que tanto las empresas privadas como el sector
público otorgan a sus empleados una semana de vacaciones, lo que trae
un considerable aumento del turismo al exterior.
GRÁFICA 1. El Salvador: Evolución de la cotización del dólar
en el mercado negro
(Agosto 1982-junio 1987)
8
7 .5
7
Va lo r d e l d ólar
6 .5
6
5 .5
5
4 .5
4
De la evolución reciente de la
economía salvadoreña véase Banco
Mundial (1989).
4
3 .5
1982
1983
1984
1985
1986
1987
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
93
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
5
Para las familias las remesas
tienen una gran importancia: “La
cantidad de dinero enviado a cada
familia, en promedio, mediante las
remesas de parientes en los Estados
Unidos, supera el ingreso del jefe de
la familia... e incluso en varios casos,
supera también el ingreso familiar
mensual, con destacada
predominancia en el sector rural, en
familias en que el jefe es la mujer...”
(Montes, 1989, p. 15). Montes
(1987b, p. 121) también ha señalado
que: “La magnitud del envío de
dolares por los salvadoreños
refugiados en los Estados Unidos...
podría explicar el hecho de que la
moneda salvadoreña se mantenga
estable en el mercado negro
nacional..., asimismo, podría explicar
la aparente bonanza económica de
algunos sectores del país, el
crecimiento de la construcción de
viviendas... y (la) mayor flota
vehicular del país”
6
En Cáceres y Suay (1988) se
presenta evidencia de que en El
Salvador en los recién pasados años se
ha perdido la relación directa entre
oferta monetaria e inflación y entre
crecimiento económico y expansión
monetaria, lo que se explica por la
presencia del fenómeno de sustitución
monetaria. Este fenómeno proviene
del mercado negro de divisas; en
efecto, si el mercado negro de dólares
es muy amplio, de manera que de
hecho circulan dos monedas, la
demanda de dinero interno en
términos reales, M, estaría
determinada por el ingreso nacional
Y; la tasa de inflación p, como un
indicador del costo de oportunidad de
mantener saldos de dinero, y el acervo
de dólares en el mercado negro, S:
Se debe apuntar que el mercado negro de divisas en El Salvador
tiene una singular importancia, sobre todo porque constituye el medio
para la venta en moneda nacional de las remesas de los nacionales que
residen en el extranjero. En efecto, en una encuesta realizada en 1986
a 453 ciudadanos salvadoreños en los Estados Unidos se encontró que
el monto promedio de sus remesas mensuales era de 113.6 dólares
(Montes, 1987a). En el supuesto de que hay un millón de
salvadoreños en los Estados Unidos las remesas significan una cifra
anual de 1 136.2 millones de dólares, cantidad que, según dicho autor,
era “casi igual a la suma de las exportaciones y la ayuda
estadunidense, casi dos veces el presupuesto nacional y casi la mitad
del PIB en 1986” (ibid, p. 13). Asimismo, una encuesta reciente a 113
personas salvadoreñas de bajos ingresos reveló que el monto mensual
que recibían de un familiar radicado en los Estados Unidos
representaba el 88.67 % del ingreso total de su familia. 5
Otras repercusiones macroeconómicas del mercado negro de
divisas en El Salvador se aprecian al tomar en cuenta que de hecho en
el país circulan dos monedas, lo cual tiene implicaciones en la
efectividad de la política monetaria, ya que la asociación precisa entre
dinero interno e ingreso nacional se debilita.6 Además, la demanda de
dinero interno no goza de la estabilidad que se postula en la
bibliografía, ya que en adición al ingreso nacional existe en su
argumento otra variable de escala cual es el acervo de dólares en el
mercado negro. Dado que, tal como se señaló anteriormente, este
acervo puede tener una trayectoria estacional, se podría esperar
entonces que la demanda de dinero también tuviera esta
característica.7
M = f(Y,p,S)
Entonces, al especificar la oferta
de dólares en el mercado negro como
S=h (E), en donde E es la cotización
del dólar, la forma funcional de la
demanda de dinero se torna: M = g(Y,
p,E) que es la forma usual de los
modelos de sustitución monetaria
(véase Poloz, 1984; Batten y Hafer,
1984, 1986, y Alexander, 1981).
7
En el caso de El Salvador los
resultados de Cáceres y Péñate (1981)
confirman la inestabilidad de la
demanda de dinero.
94
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La determinación del tipo de cambio en el mercado negro de El Salvador
III.
Modelos de determinación del tipo de cambio
en el mercado negro
Uno de los primeros intentos para explicar en términos econométricos
el tipo de cambio en el mercado negro es de Culbertson (1975), quien
plantea el siguiente modelo:
Rb = aoPalRa2Za3
Donde Rb es la cotización del dólar en moneda local en el
mercado negro; P es la razón del índice de precios internos al índice
de precios externos, o sea la medición de la paridad del poder de
compra; R es el tipo oficial de cambio, y Z es la variación anual de la
cuantía de reservas oficiales. El cálculo de esta ecuación para los
casos de la India, Filipinas y Turquía, usando datos anuales para el
periodo 1952-1971, arrojó resultados que mostraban significación
estadística únicamente para la razón de precios nacionales a
extranjeros.8 Esto condujo al autor a concluir que las variaciones de
esta variable tienden a dominar los movimientos en los tipos de
cambio. Sin embargo, se debe señalar que los resultados
econométricos acusan la presencia de autocorrelación de residuos; por
otra parte, la correlación entre el tipo de cambio y la razón de precios
podría revelar el hecho de que ambas variables muestran una
tendencia ascendente a lo largo del periodo muestral, por lo que el
poder explicativo del modelo es cuestionable. La determinación del
tipo de cambio en el mercado negro en función de un desequilibrio en
el mercado monetario nacional ha sido propuesto por Blejer (1977).
Este modelo plantea que el tipo de cambio resulta de la interacción de
la oferta y la demanda de moneda extranjera; dicha oferta es una
función del tipo de cambio prevaleciente en el mercado negro,
mientras que la demanda es una función del porcentaje esperado de
depreciación del tipo de cambio en el mercado negro, y de la
diferencia entre la inflación esperada nacional y extranjera. De esa
manera la forma reducida del modelo es la siguiente:
Pb* = Σ hi(rD* + a* - md* - V) t-i
i=0
Donde:
Pb = Depreciación del tipo de cambio en el mercado negro (el
asterisco indica cambios porcentuales de las variables)
8
Algunas de las ecuaciones calculadas por Culbertson se presentan a continuación:
India: 1.870 +1.632 LogP+0.025 LogR+0.002 LogZ.
(7.85)
(0.13)
(0.22)
R2=0.91
Dw =0.98
Filipinas: 1.161 +1.254 LogP+0.179 LogR+0.032 LogZ.
(1.95)
(0.79)
(1.38)
R2 = 0.69
Dw = 0.71
Turquía: 2.794 + 0.913 LogP- 0.106 LogR+0.036 LogZ.
(1.86)
(0.34)
(0.96)
R2=0.64
Dw=0.34
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
95
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
D
r
a
md
V
= Componente de crédito interno de la base monetaria
= Factor de proporcionalidad igual a D/(D + R), siendo R el
monto de reservas internacionales en el banco central
= Multiplicador del dinero
= Demanda de dinero real
= Tasa de inflación mundial
En la ecuación anterior la depreciación del tipo de cambio en el
mercado negro se expresa como una función del desequilibrio
monetario interno y la inflación mundial. A una tasa de expansión del
crédito interno relativamente mayor que los aumentos en la demanda
de saldos monetarios reales corresponde una depreciación más rápida
del tipo de cambio en el mercado negro; por el contrario, la
depreciación será más lenta cuanto más alta sea la inflación mundial.
Blejer presenta estimaciones del modelo para los casos de Chile, el
Brasil y Colombia. Los resultados indican que en los tres países el
desequilibrio monetario tiene un efecto significativo en el
comportamiento del tipo de cambio en el mercado negro. Sin
embargo, en todas las estimaciones el coeficiente de determinación es
bajo.9
La determinación del tipo de cambio en el mercado negro de la
India es analizada por Gupta (1980) con un modelo que combina
variables monetarias y reales. Este autor parte de una función de
demanda de dinero que representa los saldos nominales de dinero (M),
en función del ingreso real (Y), el precio del oro (Pg), el precio de la
plata (Ps), la tasa de interés nominal (i) y el índice de precios interno
(P). Este índice depende a la vez del índice de precios mundial (Pw),
el tipo de cambio oficial (E) y el tipo de cambio en el mercado negro
(Eb). Las relaciones anteriores permiten al autor resolver por el tipo de
cambio en el mercado negro:
LnEb = h0 - h1LnE + h2LnM - h3LnY +h4Lni - h5LnPs - h6LnPg - h7LnPw
La ecuación precedente indica que aumentos en la masa
monetaria, o en la tasa de interés nominal, dan lugar a una
depreciación del tipo de cambio en el mercado negro; a la inversa,
aumentos en el ingreso nacional, en el tipo de cambio oficial, o en el
nivel de precios del oro, la plata o del resto del mundo acarrearían una
apreciación.
9
Algunas ecuaciones calculadas por Blejer, usando M1, son:
Chile (1955-1970):
Brasil (1952-1973):
Colombia (1953-1973):
96
* *
*
Pb = 10.358 + 0.923 (rD + a - md - V)t.
(0.99) (2.76)
R2 = 0.54
Dw=1.56
Pb == 8.015 + 0.846 (rD* + a*- md - *V)t.
(1.25)
(4.25)
R2 = 0.475 Dw =1.65
*
*
*
Pb = 9.598 +0.327 (rD + a - md - V)t.
(1.91)
(1.31)
R2 = 0.132 Dw =2.20
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La determinación del tipo de cambio en el mercado negro de El Salvador
El cálculo de la ecuación anterior, usando datos trimestrales para
el periodo 1967-1975, arroja coeficientes estadísticamente
significativos para todas las variables, excepto los índices de precios
mundial y de la plata.10 Nótese que la interacción de variables reales y
monetarias en el modelo de Gupta surge de la función de demanda de
dinero nacional y no de la conjugación de la oferta y demanda de
divisas en el mercado negro. En efecto, en la ecuación anterior el tipo
de cambio en dicho mercado se expresa como función de las distintas
variables monetarias y reales debido exclusivamente a su influencia
en la determinación del índice de precios internos. De esa manera el
estudio no ofrece un modelo estructural que explique el
comportamiento del tipo de cambio.
Por otra parte, Olgun (1980) ha señalado el carácter de equilibrio
parcial de los modelos de tipos de cambio en el mercado negro que se
encuentran en la bibliografía económica. Para solventar esta
limitación el autor presenta, para el caso de Turquía, un modelo de
ecuaciones simultáneas a fin de tomar en cuenta la interacción de
distintas variables y de eliminar el sesgo de simultaneidad. Las
ecuaciones son las siguientes: i) el índice de precios internos es una
función del tipo de cambio en el mercado negro, la inflación mundial
y la razón de la masa monetaria al ingreso; ii) la cuantía real de
dinero se explica por el ingreso real y la tasa esperada de inflación;
iii) el ingreso real se determina por la razón de dinero a ingreso con
un año de rezago, el ingreso del año anterior y el ingreso potencial si
se diera plena utilización de la capacidad instalada, y iv) el tipo de
cambio en el mercado negro (Rb) se explica por la razón entre los
índices de precios internos y externos (Z), el tipo oficial de cambio
(R) y la inflación esperada (i).
Estas ecuaciones se calcularon por medio de variables
instrumentales, y para las ecuaciones del índice de precios, del
ingreso y de los saldos monetarios las variables explicativas resultaron
ser estadísticamente significativas. En el caso de la ecuación para el
tipo de cambio la única variable que resultó ser estadísticamente
significativa fue el tipo oficial de cambio.11 Así, estos resultados no
se pueden interpretar como una explicación del mercado negro de
divisas en Turquía.
Finalmente, Dornbusch y otros (1983) desarrollaron un modelo
del mercado negro de dólares en el Brasil que parte del supuesto de
que la demanda de dólares responde a un comportamiento de
diversificación de cartera, y depende positivamente de la riqueza total
y de su rendimiento. Así, los autores derivaron una expresión para
10
Los resultados de la ecuación calculada para la India por Gupta se muestran a continuación:
Variable (logaritmo)
Ps
Pg
i
M
YP
Pw
11
Coeficiente
Estadístico t
-0,004
-0.519
0.065
0.821
-0.850
0.259
0.05
5.47
1.92
3.03
2.73
0.55
La ecuación calculada para el tipo de cambio en el mercado negro es la siguiente:
LogRb = 0.621 + 0.62 LogZ + 0.855 LogR + 0.002i
(0.24)
(3.65)
(0.09)
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
97
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
explicar el cambio porcentual del premio del dólar en el mercado
negro en términos del acervo de esta moneda y de su rendimiento, o
sea:
x/x = G(xB/C) - (i* + d - i); G’ > 0,
x ≡ E/E, C ≡ C/E
Donde B representa el acervo de dólares en el mercado negro, C y C
son los valores de los activos, denominados en cruceiros y en dólares
respectivamente, E y E son los correspondientes precios en cruceiros
del dólar en los mercados negro y oficial, í* e i son las tasas
nominales de interes en dólares y cruceiros, d es la tasa de
depreciación del dólar en el mercado negro, x es el premio del dólar y
x/x representa su variación porcentual. Los autores introdujeron una
ecuación para describir la adición neta a las existencias de dólares
(B). Los movimientos de las existencias de dólares se originan en
diversas fuentes: por un lado, en las entradas de divisas del
contrabando de exportaciones de café y las provenientes de los
turistas, y por el otro, en las salidas asociadas con el contrabando de
importaciones de manufacturas y con las personas que viajan al
exterior. La expresión incorporada denota que B es una función del
premio del dólar y del tipo de cambio real, e:
B = f (x, e);
fe >0,
∝
f e>0
De esa manera se obtiene una ecuación final que expresa la
variación porcentual del premio (x/x) en función del tipo de cambio
oficial real (e) y de la depreciación de este tipo, ajustado por la
diferencia de las tasas de interés (í* + d - i). La ecuación se calculó
utilizando datos bimensuales para el periodo mayo-junio de 1974 a
marzo-abril de 1981 y ambas variables independientes resultaron
estadísticamente significativas y explicaron una parte importante de la
variación del premio del dólar.12 Sin embargo, además de presentarse
un problema de autocorrelación de residuos, reconocido por los
autores, el valor del término constante de la regresión implicaba un
premio muy alto de casi 30 por ciento.13
IV. El modelo postulado y su estimación
En esta sección se presenta un modelo para explicar el
comportamiento de la cotización del dólar en el mercado negro de
divisas y se anotan los resultados del cálculo del mismo. Este modelo
difiere de los expuestos en la reseña anterior en que no incorpora el
12
El cálculo del modelo reportó los resultados siguientes:
x/x =29.4 - 0.09 e + 12.7 (i*+d - i) R2 = 0.59,
(7.6)
(-3.9)
(2.0)
Dw =1.8
13
Cuando este trabajo se había concluido sus autores conocieron dos estudios adicionales sobre el tema: S. B. Kamin (1988) y Clavijo (1987). Además,
se conoció el trabajo de Nowak (1984), que presenta un modelo de equilibrio general para una economía abierta que incorpora controles cuantitativos y
cambiarios en el mercado oficial, para evitar ajustes en el tipo de cambio.
98
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La determinación del tipo de cambio en el mercado negro de El Salvador
tipo de cambio oficial como variable explicativa, dado que ésta se ha
mantenido virtualmente constante y, además, en que no toma en
cuenta la divergencia entre precios internos y externos, y en cambio
destaca el funcionamiento de la oferta y la demanda de dólares en el
mercado negro. El modelo se origina en la consideración de que la
divisa extranjera es un bien que está sujeto a demanda y oferta en el
mercado. Así, se postula una función de oferta de dólares en el
mercado negro (0t ), la cual depende del precio o la cotización en
moneda nacional del dólar en ese mercado (Et):
Ot = a + bEt ;
b>0
(1)
Se postula que la demanda de dólares es una función dinámica con
una estructura de ajustes rezagados en el tiempo, y para ese fin se
adoptó el modelo de demanda de Houthakker y Taylor (1970):
Dt = β St + rMt
St=Dt
Donde:
Dt = demanda de dólares en el mercado negro
St = acervo de dólares en poder del público
Mt = oferta monetaria nacional
(2)
(3)
La ecuación (2) explica la demanda de dólares en función del
acervo de esta moneda que los agentes económicos han adquirido en
el pasado (St), y la disponibilidad actual de moneda nacional, la cual
se representa por la oferta monetaria Mt. La ecuación (3) indica que
la adición al acervo de dólares depende únicamente de la demanda en
el presente, ya que la tenencia de dólares se puede considerar como un
activo que no se deprecia.14 Houthakker y Taylor demuestran que una
aproximación finita al modelo de demanda es la siguiente:
Dt = B1Dt-1 + B2∆Mt
(4)
La estimación de la ecuación anterior permite calcular los valores
de los coeficientes estructurales de la función de demanda:
∧
2(B1 - l)
B1 + 1
∧
2B2
B1 + 1
β=
r=
14
En el caso de un activo
depreciable la ecuación (3) se convierte
en: S(t)= D(t) - δS(t), donde δ es un
factor de depreciación. Véase
Houthakker y Taylor (1970),
capítulo 1.
Ahora bien, ante condiciones de equilibrio se puede suponer que
Dt = Ot; por lo tanto, en la ecuación (4) Dt se representa por a + bEt ,
y a su vez Dt-1 se sustituye por a + bEt-1. Entonces la ecuación (4) se
convierte en:
a + bEt = B1(a + bEt-1) + B2∆Mt
(5)
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
99
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
y resolviendo por Et se obtiene una ecuación estimable:
Et = 1/b a(B1 - 1) + B1bEt -1 + B2∆Μt
(6)
La ecuación (6), que constituye la forma reducida del modelo
estructural representado por las ecuaciones (1) y (2), fue calculada por
mínimos cuadrados ordinarios, utilizando datos mensuales del periodo
agosto de 1982-junio de 1987, y tres definiciones de la oferta
monetaria, la amplia (M2), la restringida (M1), y una definición que
comprende únicamente los billetes (M0).15 Se incluyeron dos variables
dummies para la ordenada en el origen: D1 = 1 para los meses de julio
y agosto y cero en los restantes, y D2 = 1 para los meses de noviembre
y diciembre y cero en los restantes. Los resultados del cálculo de la
ecuación (6) después de corregir por autocorrelación de residuos,
siguiendo el método de Cochrane y Orcutt, son los siguientes:
Et = 0.50 + 0.914Et-1 + 0.003 ∆M2 - 0.067 D1 - 0.288 D2
(1.80) (16.47)
(0.831)
(0.581)
(2.50)
2
R = 0.92
h =0.07
Et = 0.50 + 0.917Et-1 + 0.004 ∆M1 - 0.071 D1- 0.323 D2
(1.81) (16.83)
(1.157)
(0.624)
(2.634)
R2 = 0.92
h = 0.09
Et = 0.51 + 0.918Et-1 + 0.013 ∆M0 - 0.091 D1- 0.387 D2
(1.83) (16.79) (2.01) (-8.31) (3.152)
R2 = 0.93
h =0.16
15
La fuente de datos para el tipo de
cambio en el mercado negro es el
Banco Central de Reserva de El
Salvador. Los índices de precios al
consumidor internos y los valores de
la oferta monetaria se obtuvieron de
varios números de la publicación del
Fondo Monetario Internacional,
International Financial Statistics. En
las ecuaciones calculadas las cifras en
paréntesis representan los valores
absolutos de los estadísticos t, R2
denota el coeficiente de determinación
y h el estadístico de Durbin.
Los resultados muestran que en todas las ecuaciones los
coeficientes de las variables Et-1 y D2 son estadísticamente
significativos. Sin embargo, los coeficientes de la oferta monetaria
definida como M2 y M1 no fueron significativos. Sólo cuando la
oferta monetaria se representó por el acervo de billetes esta variable
resultó significativa. Esto denota que el mercado cambiario depende
del dinero en su forma más líquida (billetes) para facilitar su función
de realizar transacciones, y que la influencia de activos menos
líquidos, como cuentas de cheques y cuasidinero, no es significativa.
Por su parte, el efecto de estacionalidad de los meses de
noviembre y diciembre, representado por D2, cuando supuestamente
las remesas de familias residentes en el exterior son más altas, resultó
ser significativo y con un signo negativo, lo que indica que en esos
meses la cotización del dólar tiende a bajar.
Se debe señalar que las ecuaciones estimadas no permiten
calcular todos los parámetros estructurales de las expresiones (1) y
(2), ya que el modelo está subidentificado. Sin embargo, de la
estimación de la ecuación (6), la forma reducida de estas ecuaciones,
se obtiene el coeficiente B1 de la variable Et-1 (0.918), lo que permite
el cálculo del coeficiente estructural, de la variable acervo de dólares:
100 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La determinación del tipo de cambio en el mercado negro de El Salvador
∧
2(0.918-1)
β=
= - 0.086
0.918+1
Del signo negativo del coeficiente β se deduce que la demanda de
dólares en el mercado negro está sujeta a un efecto de inventario y no
a un efecto de “formación de hábito”, o sea, que la tenencia de dólares
se comporta como un bien duradero que no se deprecia.
V. Consideraciones finales
En este trabajo se postuló y calculó un modelo de acervo de divisas en
poder del público para determinar el tipo de cambio en el mercado
negro. Este modelo presentó resultados satisfactorios cuando se utilizó
el agregado monetario billetes; sin embargo, otras formas de
definición de la oferta monetaria (M1 y M2) no fueron significativas.
Los resultados indican que la demanda de dólares en el mercado
negro de El Salvador está sujeta a un efecto de inventario y no a una
“formación de hábito”. Así, la tenencia de dólares tiene las
características de un bien duradero que no se deprecia y varía
proporcionalmente a los cambios de la oferta monetaria en términos
de billetes.
Es necesario apuntar que el modelo presentado en este trabajo es
de equilibrio parcial y se refiere exclusivamente a la demanda y la
oferta de divisas en el mercado negro, sin considerar las repercusiones
en otros mercados; sin embargo, el hecho es que casi toda la
bibliografía sobre este tema también se circunscribe a modelos de esta
naturaleza. De ahí que este tema represente un campo fértil para
futuras investigaciones, particularmente en términos de la efectividad
de la política monetaria y de la movilización del ahorro interno en el
contexto de un mercado negro de divisas.
Febrero de 1990
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103
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
104 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Influencias internas y externas
en la determinación del tipo
de cambio en el mercado negro
de Guatemala
El Trimestre Económico
Vol. LIX (2), Núm. 234
México, Abril-Junio de 1992
Luis René Cáceres
y Oscar A. Núñez-Sandoval*
* Los autores son funcionarios del
departamento de Planificación del Banco
Centroamericano de Integración
Económica. Los puntos de vista
expresados en este trabajo son
estrictamente personales. Se agradece los
comentarios de Carlos Imendia, Frederick
J. Jiménez, Carlos G. Herrera, Salvador
Quintanilla y Marvin Taylor-D.
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Introducción
El comercio entre Guatemala y El Salvador es muy significativo,
alcanzando las exportaciones de Guatemala a El Salvador en los años
recientes un valor equivalente a 55% de sus ventas al Mercado
Común Centroamericano y a 12% de sus exportaciones totales. Las
cifras correspondientes a El Salvador son de 65% y 14%
respectivamente. Estudios acerca de la integración económica
centroamericana han apuntado que estos dos países tienen el más
fuerte vínculo comercial en la subregión.1
En términos de integración física su vinculación también es muy
significativa; se puede señalar que desde 1986 está funcionando una
red de interconexión eléctrica entre ambos países; en cuanto a la red
vial, existen cuatro carreteras pavimentadas que cruzan su frontera y
viajar por automóvil entre las ciudades capitales sólo toma un
promedio de cuatro horas. San Salvador ha sido un centro turístico
muy visitado por los guatemaltecos, así como para los turistas
salvadoreños lo han sido la ciudad de Guatemala y otras localidades
de ese país. Además, en los recien pasados años la inversión de
empresarios salvadoreños en Guatemala ha sido considerable, como
también lo es el “comercio informal” en ambas vías.
La fuerte interrelación económica entre los dos países también se
manifiesta en la trayectoria de la cotización del dólar en las ciudades
capitales, San Salvador y Guatemala, que muestra un marcado
sincronismo, como se aprecia en la gráfica 1.
GRÁFICA 1. Tipos de cambio en el mercado negro
de El Salvador y de Guatemala
8
El Salv. (colones / dólares)
Guat. (quetzales / dólares)
6
4
2
0
8 / 1982
1
Estudios econométricos acerca de
la vinculación económica entre los
países centroamericanos han
encontrado que los multiplicadores de
interdependencia más significativos
ocurren entre El Salvador y
Guatemala. Véase Cáceres (1980),
Cáceres y Seninger (1980), y Cáceres e
Imendia (1987).
1 / 1984
1 / 1985
1 / 1986
1 / 1987
Ante esta situación, es de interés conocer la dirección de
causalidad existente entre estas dos variables, así como el efecto
cuantitativo que ejercen entre sí. El presente trabajo trata estos puntos
en las siguientes secciones. Primero se analiza brevemente la
evolución del mercado negro de divisas en Guatemala y El Salvador.
Enseguida, se estudia empíricamente la dirección de causalidad entre
el tipo de cambio en el mercado negro de Guatemala y el de El
106 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Influencias internas y externas en la determinación del tipo de cambio en el mercado negro de Guatemala
Salvador. A continuación se formula y se estima un modelo que
explica el tipo de cambio en los mercados negros de estos países, para
terminar con una sección de consideraciones finales.
I. El mercado cambiario de Guatemala y El Salvador
2
En relación con la política
cambiaria de los países
centroamericanos en una
perspectiva histórica véase BulmerThomas (1990).
3
Estimaciones acerca de los
movimientos migratorios de los
países centroamericanos en la
década de los años ochenta se
encuentran en CEPAL (1989),
Torres-Rivas y Jiménez (1985) y
Peterson (1986).
4
Respecto a las estimaciones de
remesas que entran a El Salvador
véase Montes (1989).
Recientemente Magaña (1990) ha
afirmado que el monto de las
remesas familiares captadas por las
casas de cambio durante los meses
de julio, agosto y septiembre de
1990 alcanza un promedio mensual
de 36.9 millones de dólares.
Una característica común de las economías de Guatemala y El
Salvador es la estabilidad cambiaria que sostuvieron por muchos
años.2 En efecto, desde 1933 hasta 1982 El Salvador mantuvo un
régimen cambiario con un tipo único de 2.5 colonos por dólar. A
partir de entonces se estableció un mercado paralelo de divisas,
alimentado por las remesas de familiares residentes en el exterior y
por las exportaciones no tradicionales hacia fuera de Centroamérica;
así, a fines de 1982 se cotizaba el dólar a 3 colones en dicho mercado,
mientras se mantenía el tipo oficial de 2.5 colones por dólar para el
pago de la deuda externa y la importación de determinados bienes,
dependiendo de su importancia. Durante los siguientes tres años se fue
ampliando la lista de mercaderías sujetas a cancelación en el mercado
paralelo. No fue hasta 1986 que las autoridades monetarias decretaron
una devaluación oficial, estableciendo el tipo de cambio en 5 colones
por dólar; posteriormente, en 1989 se adoptó un sistema de flotación
mediante el cual el dólar se cotiza de acuerdo con su oferta y
demanda; Desde entonces se establecen un número considerable de
casas de cambio que constituyen el principal medio para la compra y
venta de divisas.
Por su parte, Guatemala también conservó fija por décadas la
paridad de un quetzal por dólar, esquema que llegó a su fin en 1984
cuando se crearon los mercados cambiarios de esencialidades, de
licitaciones y libre. Estos tres mercados fueron unificados en ese año
a un tipo de 2.50 quetzales por dólar, que se mantenía por la
regulación o la intervención del banco central. En agosto de 1989,
ante un fuerte deterioro de la balanza de pagos, se fijó el tipo único en
2.78 quetzales por dólar y se adoptó un sistema de “deslizamiento”
del tipo de cambio. Sin embargo, en noviembre de ese año se optó por
la liberación total del mercado cambiario, que fue suplantado en 1990
por un sistema de subasta de moneda extranjera.
En ambos países han existido mercados negros de divisas con una
cobertura significativa. La principal fuente de recursos comerciados
en estos mercados son las remesas que emigrantes de estos países
envían a sus familiares. En efecto, según cálculos recientes, sólo en
los Estados Unidos se habían radicado durante la década pasada 800
mil salvadoreños y 300 mil guatemaltecos.3 Los montos de las
remesas que ingresan cada mes a estos países son igualmente
significativos. Para El Salvador se calcula que el valor anual de estas
entradas varía entre 500 y 1 200 millones de dólares, mientras que en
Guatemala la cifra correspondiente es de 300 millones.4
Existe además el movimiento de compradores de dólares de un
país a otro, dependiendo de los valores de esta moneda en cada país.
Estas compras son significativas, al grado que las autoridades
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
107
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
monetarias de ambas naciones periódicamente protestan por los
“disturbios monetarios” causados por los cambistas que cruzan la
frontera y “aumentan la variabilidad del tipo de cambio”.
Además, se debe apuntar que, invariablemente, al comparar las
cifras de un año dado de las exportaciones de El Salvador a Guatemala con los valores registrados en las cifras oficiales de Guatemala
como importaciones provenientes de El Salvador, se nota una
sobrefacturación de las exportaciones, o sea que el valor declarado en
Guatemala como importaciones provenientes del otro país es inferior
a lo informado por los exportadores salvadoreños como ventas a
Guatemala. Esto implicaría que sólo una parte de las importaciones
totales guatemaltecas provenientes de El Salvador se cancela por
medio de los canales oficiales y que otra se realiza utilizando divisas
obtenidas fuera del sistema oficial, lo que determina la existencia de
un canal adicional de vinculación entre los mercados negros de
divisas de ambos países.5
II. La Dirección de casualidad entre los tipos de cambio en el
Mercado Negro de Guatemala y El Salvador
Para investigar la dirección de causalidad entre los tipos de cambio en
el mercado negro de Guatemala y El Salvador, en este trabajo se
utiliza la prueba formulada por Granger (1969), la cual está basada en
la estimación de las ecuaciones siguiente
p
Yt = a10 + Σ a1j Y(t - j) + el t
j=1
p
q
j=1
i=1
Yt =a20+Σa2j Y(t - j) + Σb2i X(t - i) + e2t
5
El comercio “informal” y otras
manifestaciones de la fuga de
capitales en Centroamérica se
analizan en Cáceres (1990).
6
Una descripción detallada de la
aplicación de la prueba de Granger y
referencias adicionales se encuentran
en Núnez-Sandoval (1990).
7
El término “ruido blanco” se usa
para describir una serie con media
cero y varianza constante, la cual es
estrictamente aleatoria.
en donde Xt y Yt son series cronológicas estacionarias, es decir, que
muestran un valor promedio y varianza constantes en el tiempo; p y q
representan el número de rezagos de las variables Xt y Yt
respectivamente, y elt y e2t son residuos con la característica de “ruido
blanco”.7 La prueba de causalidad de Granger mantiene que si la
información que se agrega en la segunda ecuación, incorporada por
las variables Xt rezagadas, no mejora la predicción de la variable Y
obtenida al estimar la primera ecuación entonces no existe una
relación de causalidad de Xt a Yt Para la implantación de la prueba las
ecuaciones anteriores se estiman usando mínimos cuadrados
ordinarios y se efectúa una prueba F sobre la hipótesis nula de que los
parámetros de las variables Xt rezagadas son, como un todo,
estadísticamente no significativas, de lo cual se infiere que no existe
una relación de causalidad de la variable Xt a Yt.
Para realizar la prueba es conveniente seleccionar los valores
“óptimos” de los rezagos p y q; con este fin se usó el procedimiento
que consiste en minimizar los errores finales de predicción (Akaike,
1969a y 1969b). Además, dado que la metodología de Granger
108 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Influencias internas y externas en la determinación del tipo de cambio en el mercado negro de Guatemala
requiere ser aplicada a series estacionarias, como un primer paso se
procedió a examinar esta propiedad en los datos mensuales para las
variables tipo de cambio en el mercado negro de El Salvador (Ees) y
de Guatemala (Eg), para el periodo agosto de 1982 a diciembre de
1989, analizando el comportamiento de la función de autocorrelación
y evaluando el estadístico Q de Ljung y Box (1976). De estas pruebas
se pudo inferir que las series Ees y Eg no son estacionarias, por lo que
se calcularon sus primeras diferencias, y de esa manera las series
adquirieron esta propiedad. Resumiendo, para efectuar la prueba de
causalidad se estimaron las ecuaciones anteriores utilizando las
primeras diferencias de Ees y Eg, con el número de rezagos
determinados por la metodología de Akaike. Estas ecuaciones son las
siguientes: Eg = f (3 valores rezagados de Eg y 2 valores rezagados de
Ees) y Ees = f (4 valores rezagados de Eg y 3 valores rezagados de
Ees). Los resultados se muestran en el cuadro 1.
Se puede notar en el cuadro 1, que cuando Ees es la variable
dependiente todos los coeficientes de los rezagos de Eg son
estadísticamente significativos; asimismo, la regresión tiene un alto
grado de ajuste (R2 = 0.54); por el contrario, cuando Eg es la variable
dependiente los coeficientes de Ees rezagados resultaron
insignificantes y el poder explicativo de la regresión fue muy bajo
(R2 = 0.09).
CUADRO 1. Coeficientes estimados de las ecuaciones
de regresión Eg y Eesa
Regresiones de Eg
Variables
independientes
Constantes
Eg-1
Eg-2
Eg-3
Regresiones de Ees
Coeficientes
0.018
(1.04)
0.296 b
(2.70)
0.160
(1.40)
-0.192 b
(1.71)
Ees-1
Ees-2
0.019
(1.06)
0.321 b
(2.71)
0.204
(1.56)
-0.155
(1.24)
-0.061
(0.72)
-0.029
Variables
independientes
Constante
Ees-1
Ees-2
Ees-3
Coeficientes
0.020
(0.76)
0.283b
(2.60)
-0.181
(1.62)
0.207 b
(1.91)
Eg-l
Eg-2
Eg-3
Eg-4
Grados de libertad
R2 ajustado
SSR
Q(27)
81
0.10
2.12
20.5
79
0.09
2.10
21.9
81
0.07
4.98
15.8
0.002
(0.12)
0.110
(1.16)
-0.359 b
(3.89)
0.137
(1.49)
0.640b
(4.99)
0.520 b
(3.67)
-0.467b
(5.85)
0.798 b
(5.85)
76
0.54
2.34
30.5
a Los estadígrafos t se muestran debajo de los correspondientes coeficientes; SSR representa la suma del cuadrado de los residuos, Q es el
estadístico de Ljung y Box.
b Indica que el coeficiente es estadísticamente significativo a un nivel de 5 por ciento.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
109
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Además, el estadístico Q indica que los residuos de ambas regresiones
son “ruidos blancos”.8
La prueba-F que aparece en el cuadro 2 muestra que en la
regresión de Ees como variable dependiente los coeficientes de las
variables Eg rezagadas son diferentes de cero, lo que es contrario a lo
que sucede con los coeficientes de los rezagos de Ees cuando la
variable dependiente es Eg. Por lo tanto, la evidencia estadística
permite rechazar la hipótesis nula de que no existe una relación de
causalidad en la dirección del tipo de cambio de Guatemala al de El
Salvador, es decir, es la evolución del mercado cambiario
guatemalteco lo que determinaría, en el sentido de causalidad de
Granger, el comportamiento del tipo de cambio en el otro país.9
CUADRO 2. Prueba de causalidada
Variable endógena
Prueba F
Eg
Ees
a
0.31
21.40a
Significativa a un nivel de 0.01%. La hipótesis nula es que los coeficientes rezagados de la variable exógena son como un todo iguales a cero.
A continuación se formula un modelo para la determinación de
los tipos de cambio en los mercados de El Salvador y Guatemala.
III. El modelo de determinación del tipo de cambio
1. El modelo propuesto
8
El valor de la tabla de la
distribución Chi-cuadrado con 27
grados de libertad y 95% de nivel de
probabilidad es 40.11. Dado que los
valores computados de Q son
inferiores a 40.11 se infiere que en las
ecuaciones estimadas no existe
autocorrelación de residuos.
9
Este resultado es congruente con
el trabajo de Meléndez (1990) sobre la
determinación de la dirección de
causalidad entre los desequilibrios
monetarios de un país centroamericano
y el crecimiento económico de otro
que, para el caso de Guatemala y El
Salvador, concluyó que dicha
causalidad existía de Guatemala a El
Salvador: “...hay indicios de que una
fuerte relación de causalidad existe
desde los desequilibrios monetarios de
Guatemala sobre el comportamiento de
la tasa de variación de la producción
real salvadoreña... sin embargo, en lo
que se refiere a la influencia de los
desequilibrios monetarios de El
Salvador sobre el PIB de Guatemala el
análisis no muestra que exista
correlación alguna... resultando por lo
demás sospechoso” (p.32)
En un trabajo reciente Cáceres y Núñez-Sandoval (1991)
presentan un modelo de la determinación de la cotización del dólar en
el mercado negro de El Salvador. El punto de partida de dicho modelo
es el supuesto de que la oferta de dólares en el mercado negro, Ot, es
una función del precio en moneda nacional del dólar, Et:
Ot = a + bEt b > 0
(1)
Se postula, además, que la demanda de dólares, Dt, es una
función dinámica determinada por el modelo de Houthakker y Taylor
(1970):
Dt = cSt + rMt
(2)
S = Dt
(3)
En efecto, la ecuación (2) indica que la demanda de dólares
depende del stock de esta moneda que los agentes económicos han
adquirido en el pasado, St, y de la actual disponibilidad de moneda
nacional, representada por la oferta monetaria, Mt. A la vez, la
110 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Influencias internas y externas en la determinación del tipo de cambio en el mercado negro de Guatemala
ecuación (3) explica la adición al stock de dólares. La representación
de la oferta y demanda de dólares según el modelo anterior, permitió
a Cáceres y Núñez-Sandoval derivar una ecuación cuya estimación
explicó 85% de la variabilidad del tipo de cambio en el mercado
negro de El Salvador, resultando además estadísticamente
significativos todos los coeficientes de la ecuación estimada.
El modelo anterior es ampliado en este trabajo para incorporar el
fenómeno de la fuerte interrelación entre las economías de estos
países. Así, utilizando el caso de Guatemala para ilustrar el desarrollo
del modelo, la ecuación para la oferta de dólares en este país, Ogt, es
la siguiente:
Ogt = a + bEgt - cEest
(4)
Esta ecuación muestra que la oferta de dólares depende
directamente de la cotización del dólar en Guatemala, Egt, y además
recibe un efecto negativo proveniente de la cotización en el mercado
negro de El Salvador, Eest, dado que si tal cotización es alta los
agentes económicos guatemaltecos preferirían vender sus divisas en
El Salvador.
Por otra parte, al igual que en el modelo reseñado anteriormente,
se supone que la demanda de dólares en Guatemala está influida por
el stock de dólares, Sgt, y por la oferta monetaria de Guatemala, Mgt:
Dgt = wSgt + yMgt
(5)
Asimismo, la adición al stock de dólares es igual a la demanda:
Sgt = Dgt
(6)
La ecuación de demanda se puede expresar de manera finita así:
Dgt = ΘDgt - 1 +β∆Mgt
(7)
Al estimar la ecuación anterior se pueden calcular los valores de
los coeficientes estructurales de la función de demanda (ecuación 5):
2(Θ-1)
w= Θ + 1
y=
2β
Θ+1
(8)
(9)
A continuación se introduce el supuesto de que existe equilibrio
en el mercado cambiario, o sea que Dgt = Ogt, y de esa manera en la
ecuación (4) Dgt se representa así:
Dgt = a + bEgt - cEest
(10)
Al sustituir la ecuación (10) con los correspondientes rezagos por
Dgt - 1, la ecuación (7) toma la forma siguiente:
Dgt = a + bEgt - cEest = Θ(a + bEgt - 1 - cEest - 1) + β∆Mgt
(11)
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
111
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
A partir de esta ecuación se puede resolver por Egt:
Egt = a/b (Θ - 1) + ΘEgt - 1 + c/b Eest- cΘ/b Eest - 1 +β/b ∆Mgt (12)
Egt = a/b (Θ - 1) + ΘEgt - 1 + c/b( Eest - ΘEest - 1) + β/b ∆Mgt (13)
Se puede notar que la cotización del dólar en El Salvador ejerce
una influencia positiva en el precio del dólar en el mercado negro de
Guatemala (c/b Eest), pero esta misma cotización con un rezago tiene
un efecto negativo cuando Θ es positivo (-cΘ/b Eest -1), de manera
que el efecto neto es igual a c/b(Eest - Θ Eest - 1). Así, se puede
apreciar en la ecuación 13 que cuando el tipo de cambio en El
Salvador va subiendo (el dólar se está apreciando), el efecto en el tipo
de cambio de Guatemala tendería a ser positivo en virtud de que se
restringe la oferta en este país (ecuación 4). A la vez, si el tipo de
cambio en El Salvador va declinando la repercusión en el tipo de
cambio en Guatemala sería negativa, dado que se ampliaría la oferta
de dólares en Guatemala. En equilibrio se tiene que Eest = Eest - 1, y
por lo tanto el efecto del tipo de cambio de El Salvador en el mercado
de Guatemala sería Eest c/b (1 - Θ), que será positivo siempre y
cuando Θ sea menor que la unidad. Se aprecia entonces que es el
coeficiente de la variable Dgt rezagada el que determina el efecto del
mercado salvadoreño en el tipo de cambio en Guatemala. Se debe
notar que cuando el coeficiente Θ es menor que uno el coeficiente
estructural w será negativo, de acuerdo con la ecuación (8), denotando
que, según Houthakker y Taylor, la demanda de dólares en Guatemala
está sujeta a un efecto de inventario, tal como el caso de un bien
duradero. Esto indica que la cotización del dólar en el mercado negro
de El Salvador tenderá a incrementar el valor del dólar en el de
Guatemala siempre que la demanda de este país se comporte de
acuerdo con un proceso de inventario.
2. Estimación del modelo
Con respecto a la estimación de la ecuación (12) es necesario notar
que dicha ecuación contiene una restricción en sus coeficientes, en el
sentido de que el coeficiente de la variable Eest - 1, (cΘ/b) debe ser
igual al negativo del producto del coeficiente de la variable Eest, (c/
b), multiplicado por el coeficiente de Egt - 1, (Θ), por lo que su
estimación exige el uso de la metodología de mínimos cuadrados con
restricciones. Para los casos de Guatemala y El Salvador la ecuación
(12) fue estimada por mínimos cuadrados restringidos, usando datos
mensuales del periodo de agosto de 1982 a diciembre de 1989. En el
caso de Guatemala, en una primera estimación se utilizó la definición
amplia de la oferta monetaria guatemalteca, M2, obteniéndose los
resultados siguientes:
Eg = 0.0378 + 0.9629 Eg -1 + 0.3205 Ees - 0.3086 Ees - 1 + 0.00073 ∆ M2G
(1.50)
(31.08)
(4.67)
(1.89)
R2 = 0.9677
112 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
h =1.62
Influencias internas y externas en la determinación del tipo de cambio en el mercado negro de Guatemala
Se puede apreciar que los coeficientes de las variables tipos de
cambio en El Salvador actual y la rezagada muestran los signos
esperados, y que sus coeficientes son significativos; Además, el grado
de ajuste de la regresión es alto. Sin embargo, el coeficiente del
incremento de la oferta monetaria de Guatemala aparece con signo
negativo, que es contrario a lo que se espera con base en el modelo
propuesto, aunque este coeficiente no es significativo en un nivel de 5
por ciento.
Una nueva estimación, utilizando una definición menos amplia
del dinero (M1) presentó los resultados siguientes:
Eg = 0.0427 + 0.9552 Eg - 1 + 0.3167 Ees - 0.3025 Ees - l + 0.0032 ∆ M1 g
(1.61)
(30.92)
(4.60)
(2.07)
R2 = 0.9680
h = 1.28
Se puede notar que todas las variables de los tipos de cambio son
significativas y tienen los signos esperados, así como el incremento de
la oferta monetaria de Guatemala, como lo postula el modelo, y que
es significativo en un nivel de 5%. Por su parte, el estadístico h de
Durbin indica la ausencia de autocorrelación de residuos.
La ecuación anterior indica que la oferta monetaria restringida
(M1) ofrece una mejor explicación del comportamiento del tipo de
cambio en el mercado negro de Guatemala, lo cual es acorde con los
requerimientos de liquidez de las transacciones en dicho mercado. A
partir de la ecuación estimada se calculó el valor de w (ecuación 8)
siendo igual a -0.046, lo que denota que la demanda de dólares en
Guatemala está sujeta a un efecto de inventario.
La validez del modelo se comprueba al restimar la ecuación (13)
excluyendo las variables de El Salvador, encontrándose que no sólo
disminuye el grado de ajuste de la ecuación sino que además, el
coeficiente h de Durbin muestra la presencia de autocorrelación de
residuos, lo que denota la ausencia de variables explicativas:10
Eg = 0.0827 + 0.9744 Eg -1 + 0.0047 ∆ M1g
(1.56)
(44.26)
(2.75)
R2 = 0.9585
h = 2.27
10
Se debe señalar que en la
bibliografía no se encuentran otros
modelos que cuantifiquen la
integración de los mercados
cambiarios en países en desarrollo.
En efecto, la integración monetaria
en países desarrollados ha sido
analizada en términos de pruebas
de causalidad entre las tasas de
interés internas y las del mercado
de eurodólares (Swanson, 1988).
De particular importancia sería
expandir el modelo presentado en
este trabajo en términos de detectar
la interacción de las políticas
monetarias de ambos países y sus
repercusiones propias y cruzadas
en los mercados de divisas y en la
balanza de pagos, siguiendo el
importante trabajo de De Grouwe
(1975).
En el caso de El Salvador, al utilizarse las definiciones de la
oferta monetaria M2 y M1 la estimación del modelo presentó los
resultados siguientes:
Ees = 0.3849 + 0.8903 Ees- 1 + 0.7905 Eg - 0.7037 Eg-1 - 0.0007 ∆ M2es
(2.154) (17.434)
(6.25)
(1.04)
R2 = 0.95
h = 2.04
Ees = 0.3424 + 0.90464 Ees- 1 + 0.7802l Eg - 0.7058 Eg-1 + 0.00019 ∆ M1es
(1.94) (18.028)
(6.028)
(0.1969)
R2 = 0.95
h = 2.037
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
113
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
En los dos casos anteriores los coeficientes de la variable tipo de
cambio en Guatemala son significativos y presentan los signos
esperados. Sin embargo, el incremento de la oferta monetaria en su
modalidad M2 y M1 no muestra coeficientes significativos y en el
caso de M2 su signo es contrario a lo esperado. En adición, el
estadístico h de Durbin indica la presencia de autocorrelación de
residuos. El cálculo del coeficiente estructural w (-0.10) denota que la
demanda de dólares en El Salvador está sujeta a un efecto de
inventario.
Consideraciones finales
A la luz de la interdependencia de las economías de Guatemala y El
Salvador, en este trabajo se realizó la prueba formulada por Granger
para investigar la dirección de causalidad entre los tipos de cambio en
el mercado negro de estos dos países. La evidencia empírica permitió
aceptar la hipótesis de que existe una relación de causalidad en la
dirección del tipo de cambio de Guatemala al de El Salvador.
Se postuló y estimó un modelo de stock de divisas en poder del
público para determinar el tipo de cambio en los mercados negros de
Guatemala y El Salvador, incorporando la influencia del
comportamiento de tal mercado en el otro país. En el caso de Guatemala, el modelo presentó resultados satisfactorios y muestra,
particularmente, que las variables tipos de cambio en El Salvador
actual y la rezagada tienen la influencia esperada, con base en el
modelo propuesto, en el tipo de cambio de Guatemala; además, la
ecuación estimada que utilizó la oferta monetaria restringida (M1)
ofreció una mejor explicación del comportamiento del tipo de cambio
que cuando se empleó una definición más amplia (M2). Los
resultados indican, asimismo, que la demanda de dólares en el
mercado negro de Guatemala está sujeta a un efecto inventario y no a
una “formación de hábito”. En el caso de El Salvador se encontró que
el principal determinante del tipo de cambio en el mercado negro es el
tipo de cambio de Guatemala, no encontrándose significación
estadística en la oferta monetaria salvadoreña. Asimismo, las
estimaciones demuestran que la demanda de dólares está sujeta a un
efecto de inventario.
Marzo de 1991
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115
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
116 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La integración centroamericana:
logros, restricciones
y perspectivas
Comercio Exterior
Col. 42, Núm. 8
México, Agosto de 1992, pp. 557-563
El autor agradece los comentarios a una
versión preliminar de este trabajo por
parte de Carlos G. Herrera, Carlos A.
Imendia, Salvador Quintanilla, Alfredo
B. Noyola, Óscar Núñez Sandoval,
Héctor Salazar y Marvin Taylor. Empero,
los puntos de vista de este artículo son
de su responsabilidad exclusiva.
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Logros de la integración centroamericana
1
De 1960 a 1988 la participación
del sector industrial en el PIB se elevó
de 12.8 a 15.8 por ciento en
Guatemala; de 14.6 a 17.6 en El
Salvador; de 12.5 a 13.8 en Honduras;
de 16 a 17 en Nicaragua, y de 14.2 a
21.5 en Costa Rica.
2
Véase Luis René Cáceres,
“Integración económica e inflación en
Centroamérica: un modelo espacial”.
El Trimestre Económico, vol. 45, núm.
180, México, octubre-diciembre de
1978, pp. 811-839.
3
Véase Luis René Cáceres,
Integración económica y
subdesarrollo de Centroamérica,
Fondo de Cultura Económica, México,
1980, cap. II.
4
Véase Luis René Cáceres,
“Economic Integration and Export
Instability in Central America”,
Journal of Development Studies, vol.
15, núm. 3, Lo ndres, abril de 1979,
pp. 141-153.
En los tres últimos decenios el programa centroamericano de
integración económica registró un balance positivo, en particular en
comercio intrarregional, industrialización e interdependencia
económica. El comercio del Mercado Común Centroamericano
(MCC) tuvo un crecimiento dinámico durante los años setenta y se
contrajo en los primeros seis años del decenio siguiente, para
nuevamente recuperarse a partir de 1987. En 1990 el comercio
intrarregional ascendió a 657 millones de dólares, 14.6% de las
exportaciones de bienes del área.
Relacionado con la evolución del comercio intrazonal, el
área registró un proceso de industrialización que en algunos países
tuvo avances significativos. Cabe destacar que alrededor de 90% de
los bienes intercambiados en el comercio intracentroamericano son de
origen industrial, por lo que dicho comercio ha desempeñado un
papel importante en la industrialización.1
Las corrientes comerciales de los países centroamericanos
muestran una fuerte interdependencia, lo cual se ha reflejado en la
disminución de las presiones inflacionarias nacionales, debido al
incremento de la oferta agregada y a la reducción del costo del
transporte.2 Otro efecto importante del MCC ha sido la trasmisión de
impulsos de crecimiento económico entre los países; se calcula que
en el período 1965-1968 la economía guatemalteca aumentó su tasa
anual de crecimiento real en 1.67% debido al dinamismo en los otros
países; los porcentajes correspondientes a El Salvador, Honduras,
Nicaragua y Costa Rica fueron 2.2, 0.5, 1.45 y 0.4, respectivamente.3
Existe evidencia de que el MCC tiene gran influencia en la
estabilización de los sectores externos de los países del área. Esa
ascendencia fue notable en Costa Rica y Nicaragua en el período
1968- 1973, y contribuyó a aumentar sus propensiones marginales a
invertir.4 También es legítimo asociar el comercio intrarregional con
la creación de la importante infraestructura vial, de
telecomunicaciones y eléctrica que une a los países. La red de
carreteras se incrementó de 45 613 km en 1964 a 84 572 km en 1979.
Además, con la puesta en marcha del programa de integración se
comenzó a construir un moderno sistema de telefonía internacional,
que ha sido determinante en las interrelaciones de los países. El
programa de integración también ha sido importante en la edificación
de una Infraestructura institucional de alcance regional en materia
financiera (Banco Centroamericano de Integración Económica y
Consejo Monetario Centroamericano), administración pública
(Instituto Centroamericano de Administración Pública) y tecnología
(Instituto Centroamericano de Investigación Tecnológica Industrial),
entre otros.
Con todo y los importantes logros de la integración
centroamericana, el modelo ha experimentado restricciones
formidables que se manifestaron con mayor rigor en el decenio de los
ochenta. Entre ellas destaca el papel determinante que las
exportaciones extrarregionales ejercen en el comercio intrarregional.
118 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La integración centroamericana:logros, restricciones y perspectivas
5
Véase Luis René Cáceres,
Integración económica y
subdesarrollo ....,op. cit., capítulo III.
6
Véase Luis René Cáceres y
Salvador Quintanilla, “Sector externo
y ahorro doméstico: el papel de las
exportaciones intrarregionales en
Centroamérica”, Cuadernos de
Economía y Finanzas, núm. 11,
Tegucigalpa, abril de 1990.
7
Los coeficientes de disparidad
del ingreso per cápita, definidos como
la desviación estándar dividida por el
valor promedio, se muestran a
continuación: 1960,0.197;
1965,0.201; 1970,0.240; 1975,0.295;
1980, 0.365; 1984,0.394.
8
Véase CEPAL, “La crisis en
Centroamérica: orígenes, alcances y
consecuencias”. Revista de la
Integración y el Desarrollo de
Centroamérica, núm. 31,
Tegucigalpa, marzo de 1986, pp. 39108.
9
Véase William R. Cline,
“Benefits and Costs of Economic
Integration in Central America”, en
William R. Cline y Enrique Delgado
(eds.), Economic integration in
Central America, The Brookings
Institution, Washington, 1978, pp. 59124.
10
Véase William R. Cline, “El
papel de la integración económica en
el desarrollo centroamericano”,
Revista de la Integración y el
Desarrollo de Centroamérica, núm.
39, Tegucigalpa, septiembre de 1989,
pp. 75-94.
En efecto, ambas variables están asociadas de manera muy estrecha.
Así, cuando cae la demanda internacional de productos primarios, las
exportaciones intracentroamericanas disminuyen, lo que ahonda las
fuerzas recesivas.5 Esto se explica por el modelo de sustitución de
importaciones que se basa en la compra externa de materias primas y
por tanto está sujeto a la disponibilidad de divisas. Así, la
industrialización no logró disminuir la dependencia en el sector
externo tradicional, que constituía uno de los principales argumentos
en favor de la integración. Además, una investigación reciente ha
demostrado que las exportaciones intracentroamericanas no favorecen
la generación de ahorro interno en los países.6 De esa manera, dada la
relación inversa entre la formación de ahorro nacional y la
acumulación de deuda externa, se podría suponer que el MCC no
contribuyó a mitigar el endeudamiento de los países.
Contrario al propósito del programa de integración de establecer
un proceso de desarrollo equilibrado en la región, en el transcurso de
los últimos tres decenios aumentaron las disparidades económicas
entre los países. Un cálculo de la dispersión del ingreso per cápita de
las cinco naciones del área muestra una tendencia hacia una mayor
desigualdad.7
Las restricciones anteriores deben analizarse en el contexto de un
modelo de desarrollo que no alteró ni subsanó los problemas
económicos y sociales de fondo que históricamente han obstruido el
proceso de desarrollo (pobreza extrema y vulnerabilidad de la
economía a las fluctuaciones de la economía internacional, entre
otras).8 Esto indica que es necesario examinar las limitaciones del
programa de integración a la luz de las políticas globales de desarrollo
de los países. Es posible suponer que si las políticas económicas
hubieran insistido con mayor fuerza (o tenido más éxito) en los
programas de desarrollo social, ampliando la demanda efectiva de la
población, el esfuerzo integrador hubiera tenido logros mayores que
los alcanzados.
Con todo y las limitaciones, diversos estudios sobre el MCCA
revelan que todos los países se beneficiaron de la ampliación del
comercio en términos de ahorro de divisas, empleo de economías de
escala y absorción de mano de obra; en 1968 esos beneficios
representaron en conjunto 1.62% del PNB de la región.9
Importancia de la integración centroamerican en la actualidad
La integración económica, reformulada con base en las realidades
imperantes en la región y en el plano internacional, mantiene
relevancia como instrumento de desarrollo. Es necesario, en primer
lugar, considerar que las economías de los países centroamericanos,
tomadas en forma aislada, son sumamente pequeñas. Con excepción
de Guatemala, su magnitud promedio es similar a la de Bogotá.10 Esto
no permitiría a un solo país establecer plantas industriales que operen
a bajos costos unitarios. Para una muestra de 20 industrias y
considerando el mercado promedio de un país, se encontró que la
escala óptima, o sea eficiente, se alcanza sólo en las plantas de
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
119
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
11
Véase Paul Krugman (ed.),
Strategic Trade Policy and the New
International Economics, The MIT
Press, Cambridge, 1986.
12
Véase Paul Krugman, “La nueva
teoría de comercio internacional y los
países menos desarrollados”, El
Trimestre Económico, vol. 55,
México, enero-marzo de 1988,
pp. 41-66.
13
Véase José Manuel Salazar,
“Presente y futuro de la integración
centroamericana”, Revista de la
CEPAL, núm. 42, Santiago de Chile,
diciembre de 1990, pp.171-197.
14
Véase William R. Cline,
“Benefits and Costs...”, op. cit.,
pp. 59-124.
15
Véase William R. Cline, “El
papel de la integración...”, op. cit.
Otra investigación que demuestra el
efecto positivo de la reactivación del
comercio intracentroamericano en el
crecimiento económico es “Central
America: Economic Performance
During the 1980’s and Perspectives
for the Period 1989-1995", Report to
the European Commission, Institute of
Social Studies, La Haya, 1988.
16
Es interesante mencionar el
reportaje del Wall Street Journal del
10 de junio de 1991 sobre el reducido
apoyo financiero del Gobierno
estadounidense al combate contra el
cólera en América Latina, lo cual
motivó las declaraciones del
representante Robert Torricelli:
“Invertimos miles de millones de
dólares en detener la insurgencia
comunista en la región, pero ahora no
podemos encontrar recursos
suficientes para luchar contra
problemas de salud que pueden
alcanzar pronto nuestro territorio.”
calzado, harina e hilos de algodón. Sin embargo, cuando toma como
referencia el mercado regional, se agregan las de cerveza, cigarrillos,
gasolina, cemento, acero, baterías, papel y bicicletas. Se debe
reconocer, sin embargo, que las economías de escala pueden no ser
determinantes a la luz de la “nueva” teoría del comercio
internacional, que privilegia un análisis dinámico en el cual la ventaja
comparativa no está dada sino que se crea mediante el manejo
estratégico de las políticas comerciales e industriales.11 En este
enfoque las variables determinantes son la educación, la flexibilidad
de producción y la capacidad de adaptación, que permiten a un país
“dar un salto” sin pasar por las etapas tradicionales para cerrar la
brecha tecnológica.12 De ahí que el punto medular no es si el MCC da
lugar a las economías de escala que permitan una industrialización
eficiente, sino si la concertación de los países centroamericanos
conduce a una generación de competitividad de forma más eficaz que
si cada país la emprendiera por sí mismo.
En un estudio reciente se argumenta que ése es el principal papel
de la integración centroamericana, al aunar esfuerzos para adquirir
ventajas comparativas derivadas de las economías de especialización,
localización y cobertura.13 La variable clave en cualquier esfuerzo de
reactivación económica del área es la inversión, en la actualidad muy
deprimida. En 1988 el valor real de ésta representó 72% de su monto
máximo alcanzado en 1978. Esto debe contrastarse con el efecto
positivo de la integración en la movilización de la inversión privada.
En un estudio basado en una encuesta de 142 empresas se encontró
que de 1960 a 1973 los porcentajes de las inversiones realizadas,
atribuibles a la creación del MCC, fueron de 40.9 en Guatemala, 13.9
en El Salvador, 63.9 en Honduras, 60.5 en Nicaragua y 15.9 en Costa
Rica.14 Así, en la actualidad es posible esperar un efecto benéfico de
la integración en la inversión.
En un estudio reciente se señala que si se eliminaran los
obstáculos al comercio intrazonal, instaurando el libre flujo de
mercancías, el ahorro de divisas derivado de sustituir importaciones
extrarregionales por la producción regional, se traduciría en un
crecimiento económico de 3%.15 Así, el comercio intrazonal puede
hacer un aporte significativo a la reactivación económica, en particular si se toma en cuenta que no son halagüeñas las perspectivas de los
precios de los productos tradicionales de exportación de los países del
área.
Acontecimientos en el ámbito externo hacen urgente revitalizar el
programa de integración centroamericana. Cabe resaltar que la
atención internacional que la región concentró durante el decenio
pasado ha disminuido en forma considerable. Este fenómeno obedece
a los avances en la pacificación del área y al final de la guerra fría.16
En la actualidad los países desarrollados dan una atención creciente a
revitalizar las economías de Europa Oriental y del Golfo Pérsico.
Recientemente Estados Unidos acordó condonar alrededor de 80% de
la deuda de Polonia, mientras que el componente de reducción de la
deuda de América Latina comprendido en la Iniciativa para las
Américas todavía no lo ha aprobado totalmente el Congreso de dicho
país. Asimismo, algunos países industrializados muestran gran interés
en crear un nuevo banco de desarrollo para atender las necesidades
120 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La integración centroamericana:logros, restricciones y perspectivas
17
Véase “Caribbean Islands
Quickens Pace Toward Unión”, The
New York Times, 17 de marzo de 1990,
p. 7.
18
Véase Luis René Cáceres, “Una
reseña de la cooperación económica
entre los países centroamericanos en
los años ochenta”, mimeo., julio de
1988.
financieras de los países árabes, similar al recién constituido para
Europa del Este.
Todo eso ocurre precisamente cuando América Central requiere
de cooperación externa para consolidar la reactivación económica con el papel coadyuvante de la integración- y avanzar en la resolución
de los conflictos sociales. Asimismo, como es bien conocido, en el
campo internacional hay una tendencia a la formación de bloques
económicos de países (la CE y América del Norte, los dos ejemplos
más inmediatos), que indica que se reducirá el poder de negociación
internacional de las naciones que actúen en forma aislada. Este hecho
no ha pasado inadvertido por los países en desarrollo; en efecto.
Argentina, Brasil, Paraguay y Uruguay han suscrito el tratado
mediante el cual se crea el mercado común de esa zona. De particular
importancia son los esfuerzos de las islas caribeñas de Granada, Santa
Lucía, San Vicente y Dominica para lograr en el corto plazo su unión
económica y política.17 Los acontecimientos señalados son
alentadores, pues muestran que en los últimos años ha habido una
tendencia favorable hacia la integración en el ámbito
centroamericano. De hecho, la experiencia reciente ha evidenciado
que, en medio de la profunda crisis económica y social del área, se ha
dado un movimiento progresivo hacia la acción conjunta, en particular ante países desarrollados. Así lo demuestran las reuniones anuales
con los países de la CE y ante otras naciones latinoamericanas, como
México y Venezuela, de los cuales se ha buscado apoyo en materia
financiera y comercial, así como en desarrollo de la infraestructura
física de alcance regional, seguridad alimentaria y reforestación, entre
otros.18
De particular importancia es el reconocimiento que los
presidentes centroamericanos han otorgado a la integración. En la
Declaración de Antigua, que comprende los puntos acordados por los
presidentes en su cumbre económica de junio de 1990, declararon:
“Restructurar, fortalecer y reactivar el proceso de integración,
así como los organismos regionales centroamericanos, adecuando o
reformulando su marco jurídico e institucional para imprimirles
renovado dinamismo y facilitar su readaptación a las nuevas
estrategias de apertura externa y modernización productiva que
emprenden los países centroamericanos, aspirando a la conformación
y consolidación de la Comunidad Económica del Istmo
Centroamericano.”
En la Declaración los presidentes adoptaron el Plan de Acción
Económica para Centroamérica (PAECA), que incluye una serie de
aspectos para tratar en forma conjunta. Sobresalen los de
reconstrucción de la infraestructura física de carácter regional,
impulso de una política de reconversión industrial, formulación de
políticas agrícolas y de ciencia y tecnología, coordinación regional
para promover el comercio exterior y perfeccionamiento de la zona de
libre comercio, entre otros. Cabe señalar que el PAECA contiene un
mandato de los presidentes en cuanto a la restructuración del
programa de integración: “Iniciar a la brevedad el análisis y estudio
de los instrumentos jurídicos e institucionales de la integración, a fin
de crear un nuevo marco jurídico y operativo para la misma”.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
121
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Así, al más alto nivel político del área se impulsa una nueva etapa
del proceso de integración. Es por tanto procedente que los distintos
estratos de la población analicen y discutan a profundidad los rasgos y
las modalidades del marco de integración que se adoptará, a fin de
procurar, mediante reflexión, estudios y consultas, un modelo viable y
eficaz. Enseguida se presentan algunas consideraciones que deberían
tomarse en cuenta como elementos del nuevo modelo de integración.
Elementos distintivos de la nueva integración
19
Véase Víctor Bulmer-Thomas,
“Sustitución regional de importaciones
y crecimiento lidereado por las
exportaciones: ¿Combinación
posible?”, en George Irvin y Stuart
Holland (eds.), Centroamérica: El
futuro de la integración económica,
Editorial DEI, San José, 1990,
pp. 90-124. Véase también Germánico
Salgado, “Integración latinoamericana
y apertura externa”, Revista de la
CEPAL, núm. 42, Santiago de Chile,
diciembre de 1990, pp. 147-169.
20
Éste es el caso de la Comunidad
de África Oriental. Véase Arthur
Hazlewood, “The End of the East
African Community: What Are the
Lessons for Regional Integration
Scheme”, Journal of Common Market
Studies, vol. 28, núm. 1, Londres,
septiembre de 1979. En este contexto
se deben señalar las preocupaciones de
Uruguay de terminar “cautivo” de sus
grandes socios del Mercosur, como lo
menciona el Latin America” Weekly
Report, del 23 de mayo de 1991.
Un nuevo impulso a la integración debe tener como objetivo generar
beneficios que de otra manera no se obtendrían. Esto se aplica al
comercio intrarregional y en una dimensión más amplia a las medidas
que los países emprendieran de manera conjunta para impulsar sus
propios intereses económicos. Ello implica que la integración debe
rendir frutos “nacionales”, es decir, incluir acciones en diversos
campos que generen resultados más ventajosos que si cada país las
llevara a cabo en forma individual. Esto contribuiría a mantener el
apoyo político necesario para la marcha del proceso.
Se trata, entonces, de volver “relevante” la integración en un
plano nacional, económico y político, de manera que constituya un
mecanismo complementario importante de la estrategia de desarrollo
de cada país. En este contexto son de particular preminencia los
esfuerzos de las naciones para lograr una mejor inserción en la
economía internacional. Surge la interrogante de si son compatibles el
sistema de comercio intrarregional -promovido por una
industrialización que goza de protección arancelaria- con el fomento
de nuevas exportaciones a terceros mercados. Un estudio exhaustivo
sobre este tema concluye que mediante una aplicación selectiva de
mecanismos cambiarios y arancelarios tal compatibilidad es factible y
además deseable, en vista de que la eliminación de protección podría
conducir a los países centroamericanos a la desindustrialización.19
También son de particular importancia las políticas y los
mecanismos orientados a procurar una distribución equitativa de los
beneficios de la integración. En un entorno regional caracterizado por
fuerte influencia del neoliberalismo, no debe pensarse que se “atenta”
contra las “fuerzas de libre mercado” al emprender modelos de
asignación de industrias o de incentivos fiscales diferenciados, que
tienen como fin otorgar un tratamiento preferencial a los países de
menor desarrollo relativo. Especial cuidado deberá tenerse de no
prescindir de medidas que mitiguen y tiendan a eliminar el
desfavorable desempeño de algún país en el comercio intrarregional o
en materia de localización industrial. Ello debido a que la experiencia
en otras latitudes ha evidenciado que el conflicto engendrado por la
desigual distribución de costos y beneficios ha impedido el avance o
llevado a su fin los programas de integración.20 Además, dadas las
significativas necesidades de desarrollo social en el área es de
fundamental importancia ampliar el alcance de la integración a fin de
inducir un equilibrio u homogeneización en todo el territorio nacional.
122 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La integración centroamericana:logros, restricciones y perspectivas
21
Sobre las instituciones de
desarrollo de la CE véase José Miguel
Carcelén Conesa, Las entidades
financieras de desarrollo regional en
la Europa comunitaria, Instituto de
Estudios de Administración Local,
Madrid, 1982. Es de interés notar el
proyecto de asignación de recursos del
Fondo Europeo de Desarrollo Regional
para el período 1989-1993: Grecia, 6.7
miles de millones de UME; Irlanda,
3.7; Portugal, 7; Francia, 0.9; Italia,
7.4; España, 9.8, y el Reino Unido
(Irlanda del Norte), 0.8. Tomado del
Boletín del FMI, 11 de marzo de 1991,
p. 70.
22
Véase Stuart K. Tucker, “The
Potential of Trade Expansión as a
Generator of Added Employment in the
Caribbean Basin”, Commission for the
Study of International Migration and
Cooperative Economic Development,
Working Paper núm. 31, Washington,
mayo de 1990.
23
Véase Luis René Cáceres y Oscar
Núñez Sandoval, “La determinación de
la tasa de cambio en el mercado negro
de El Salvador”, que se publicará
próximamente en El Trimestre
Económico.
24
Luis René Cáceres y Óscar Núñez
Sandoval, “Influencias domésticas y
externas en la determinación de las
tasas de cambio en los mercados negros
de Guatemala y El Salvador”, mimeo.,
1991.
25
Véase Luis René Cáceres, “Notas
sobre el crecimiento económico de
Centroamérica”, mimeo., 1988.
La integración centroamericana será más viable y autosostenida en la
medida en que se integren plenamente las regiones de cada país
miembro, en aspectos físicos, sociales y económicos. Éste es el
enfoque prevaleciente en la CE, por lo que el principal objetivo del
Banco Europeo de Inversiones y el Fondo Europeo de Desarrollo
Regional consiste en subsanar la problemática de las zonas
deprimidas de los países miembros.21 Cabe señalar que el esfuerzo que
las naciones desarrollan para lograr una mayor “integración hacia
afuera” es complementario a uno con el mismo propósito hacia
adentro, que promueva la igualdad territorial en los aspectos
económico y social. La “integración hacia adentro” entraña la
creación de nuevas fuentes de oferta productiva y de demanda
efectiva que se desbordarían de un país a otro. Con ello se impulsan
las corrientes comerciales intra y extrarregionales, dando continuidad
a la integración. Además, redundaría en la retención de los flujos
migratorios del campo a las capitales y podría constituir un valioso
medio para la generación de empleo. Este tema tiene relevancia
particular pues el número de los nuevos puestos de trabajo generados
por las exportaciones no tradicionales de Centroamérica es muy bajo;
se calcula que si durante esta década las exportaciones no
tradicionales crecieran 13% al año, los empleos nuevos generados
como porcentaje del incremento de la fuerza laboral serían sólo de 2%
en El Salvador y Guatemala, 6% en Nicaragua y 22% en Costa Rica.22
La coordinación de las políticas macroeconómicas requiere
atención especial. Esto implica uniformar determinadas políticas
económicas, como las leyes sobre inversión extranjera y tarifas
arancelarias, entre otras. Armonizar la política fiscal significa
establecer tasas mínimas de determinados impuestos comunes a los
cinco países. En particular habría que brindar facilidades especiales a
los países de menor desarrollo relativo, mediante la concesión de
plazos más largos para uniformar sus políticas con las de los demás.
De particular importancia es la coordinación de las políticas
fiscal y monetaria. Las tasas de cambio en algunos países se
determinan por la oferta de dinero. Así, a una mayor expansión
monetaria debida, por ejemplo, al financiamiento del déficit fiscal,
corresponde una mayor devaluación de la moneda.23 Cabe destacar
que las tasas de cambio son interdependientes; según estudios
recientes basados en las metodologías de causalidad de Granger y de
corrección de errores, la tasa de cambio de El Salvador está
determinada por la de Guatemala, de manera que una expansión
monetaria en el segundo determina el valor del colón salvadoreño. 24
Es evidente que los desequilibrios monetarios y fiscales de un país
repercuten en otro, por lo que la estabilidad macroeconómica requiere
una programación monetaria y fiscal de carácter conjunto. Es decir,
que cuando El Salvador determine su tasa de cambio (y de inflación)
deberá considerar las variables que afectan la oferta y demanda de
dinero en Guatemala.
La necesidad de coordinación rebasa el ámbito centroamericano.
La evidencia econométrica muestra que uno de los factores del
crecimiento económico de Honduras y Costa Rica es la tasa
preferencial de interés de Estados Unidos,25 y que la tasa LIBOR
influye en gran medida en los niveles de inversión de los cinco
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
123
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
26
Véase Luis René Cáceres y
Frederick José Jiménez, “La
capacidad de absorción de inversiones
de los países centroamericanos”,
Revista de la Integración y el
Desarrollo de Centroamérica, núms.
45-46, Tegucigalpa, abril de 1991,
pp. 65-94.
países.26 Así, cualquier avance de los países centroamericanos en
materia de coordinación de sus políticas económicas podrían
nulificarlo las perturbaciones provenientes de las economías
desarrolladas, principalmente por el efecto de sus déficit fiscales. Por
tanto, es necesaria una coordinación global para que los países de
economías frágiles no sean “arrollados” por los problemas del entorno
internacional. Esto indica que incluso en la época de los bloques
económicos hay razón de sobra para insistir en un marco justo de
relaciones Norte-Sur.
Relevancia especial adquiere la instrumentación de una política
de desarrollo social de alcance regional que prevea reducir las
disparidades socioeconómicas en cada país. A ello podría contribuir
una instancia regional que proponga políticas y prepare proyectos con
perspectiva centroamericana, más aún cuando las zonas fronterizas
presentan grandes similitudes culturales y geográficas y mantienen
fuertes vínculos comerciales. La labor de esa institución podría
complementarse con un fondo financiero con características similares
a las del Fondo Europeo de Desarrollo Regional, capitalizado por
cuotas (diferenciadas) de los países centroamericanos y de
instituciones internacionales.
Habría que considerar, además, el papel de los recursos externos
en el futuro desarrollo e integración del área. No cabe duda que se
requerirán en montos considerables para la reconstrucción en algunos
países, después de más de un decenio de conflictos armados. Además,
la situación social se ha deteriorado y es preciso atender las
necesidades de las mayorías para cimentar un marco firme para la
paz. Sin embargo, es importante evitar que la región sea un objeto de
la caridad internacional; habría que considerar que, contrario a la
intención de los donantes, la cooperación financiera internacional
podría servir para posponer las reformas económicas o para mantener
el consumo superfluo, la corrupción o la fuga de capitales. Así, la
crisis debe dejar como secuela no sólo un esfuerzo significativo hacia
el desarrollo y la integración, sino también el establecimiento de
políticas que propendan a que la región viva con sus medios y
fortalezca sus mecanismos financieros (banca, bolsa de valores, etc.).
En este contexto, sería apropiado que la cooperación externa se
otorgara en función de los esfuerzos de ayuda propia (self-help) de la
región, esto es, con base en la formulación de programas de
desarrollo, reducción de gastos superfluos del sector público, control
de la corrupción, aumento de la tasa de ahorro y voluntad política
para atender los problemas sociales.
De particular importancia es la creación de un organismo regional
encargado de estudiar las opciones y restricciones para el desarrollo
en el mediano plazo, proponer estrategias adecuadas para alcanzar
determinados objetivos, preparar estudios prospectivos de largo plazo,
contribuir al intercambio de ideas y a su difusión y, en términos
generales, crear un pensamiento propio sobre el desarrollo
centroamericano. Esta concepción sustentaría la perspectiva de la
región en las negociaciones externas y contribuiría a identificar los
mitos en las teorías económicas en boga.
Con respecto a la instrumentación del esfuerzo integracionista, es
conveniente que los sectores que se han de considerar en un enfoque
124 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La integración centroamericana:logros, restricciones y perspectivas
27
Según informa The Washington
Post del 26 de junio de 1991, las
características de un país que
contribuyen a dotarlo de competitividad
internacional, según estudios del
International Institute for Management
Development y que se relacionan con la
educación, son: fortaleza económica
interna, políticas gubernamentales,
mercados financieros, infraestructura,
ciencia y tecnología, capacidad
administrativa y gente.
28
Véanse Richard A. Easterlin,
“Why Isn’t The Whole World
Developed?”, The Journal of Economic
History Wilmington, vol. 41, marzo de
1981, pp. 1-17, y Simón Kuznets,
“Driving Forces of Economic Growth:
What Can We Learn from History?”.
Weltwirchftliches Archiv, Kiel.
vol. 116. núm. 30,1980, pp. 409-429.
global se determinen de forma creciente, incorporando nuevas áreas
en la medida en que se den las condiciones internas (prioridad
nacional) que garanticen un mínimo apoyo político. De lo contrario,
el proceso se podría empantanar por atender aspectos que carecen de
suficiente interés nacional o para los cuales no se dispone de recursos
para su ejecución. De particular importancia sería estructurar un
mecanismo institucional que permita a los presidentes de los países
centroamericanos recibir nuevos planteamientos y evaluaciones del
proceso de integración en forma periódica y recurrente. En dicho
mecanismo la participación de los organismos internacionales deberá
ser relevante, a fin de propiciar una rápida ejecución de los acuerdos
alcanzados. Esto se facilitaría si las dependencias nacionales
encargadas de ejecutar los acuerdos participaran en su formulación.
Sería conveniente, además, preparar un plan de trabajo en torno a
cada acuerdo alcanzado por los presidentes, asignando
responsabilidades a las unidades competentes de cada país y a los
organismos regionales.
Independientemente de cuáles sean los campos de acción
conjunta en un enfoque integrado, es necesario que en las altas
jerarquías políticas se adopten compromisos relacionados con el
cambio estructural de las economías de los países y se establezcan los
programas nacionales y regionales para llevarlos a cabo. En ello tiene
especial relevancia que en el mediano plazo converja los niveles de
desarrollo social de cada país, o sea, se homogeneicen el desarrollo
social de toda la región. Además de los beneficios que esto acarrearía
al aumentar la capacidad de compra y ampliar la oferta productiva,
constituiría bases firmes para consolidar la democracia y la paz
regional. En especial, un esfuerzo de esta naturaleza conduciría a que
amplios segmentos de la población consideraran la integración como
un medio real para mejorar su situación social y, por tanto, estarían
dispuestos a buscar su continuidad y avance.
De especial importancia es incorporar el sector educativo al
proceso de integración centroamericano con miras a generar sobre un
fundamento regional las bases de conocimiento necesarias para crear
ventajas comparativas e impulsar una deliberada estrategia comercial
externa del área.27
La educación en el desarrollo y la integración de Centroamérica
Se considera a la educación el pilar fundamental del crecimiento y el
desarrollo económicos. Con base en rigurosos análisis históricocomparativos se ha demostrado que el factor determinante de estos
logros ha sido la educación masiva en todos los niveles. Las
investigaciones revelan que los países ahora desarrollados aumentaron
su crecimiento económico, diversificaron su estructura productiva y
se modernizaron debido al apoyo decisivo que otorgaron a la
educación.28 La experiencia de esos países todavía es vigente. De
1963 a 1968 Corea del Sur, el gran “milagro” de desarrollo de los
últimos decenios, incrementó su tasa de alfabetismo de 30 a 80 por
ciento. Asimismo, de 1961 a 1981 las ventas externas de ese país
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
125
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
29
Véase Kwan S. Kin, “Industrial
Policy and Industralization in South
Korea: 1961-1962. Lessons for Other
Developing Countries”, Working
paper núm. 39, Kellog Institute,
University of Notre Dame, South
Bend, enero de 1985.
30
Véase Assaf Razin, “Economic
Growth and Education: New
Evidence”, Economic Development
and Cultural Change, vol. 25, núm. 2,
Chicago, enero de 1987. Los
resultados que informa Razin de la
mejor estimación de una ecuación de
regresión de 11 países en vías de
desarrollo, usando datos del período
1953-1965, es la siguiente:
G=-101.315 + 1.883 i + 23.0 log e + 0.78 n R 2 = 0.54
(5.4)
(4.3)
(4.9)
En donde G = la tasa de crecimiento
real del ingreso per cápita; i = el
cociente inversión/ingreso; e = el
porcentaje de habitantes entre 15 y 19
años que atiende la educación
secundaria, y n = la tasa de
crecimiento demográfico. La ecuación
indica que si la población en escuela
secundaria aumentara 1 %, el ingreso
per cápita lo haría 23 por ciento.
31
Irma Adelman y Cynthia Talf
Morris, Economic Growth and Social
Equity in Development Countries,
Stanford University Press, Stanford,
1973, p. 184. Las autoras definieron
los recursos humanos como el
promedio ponderado de los cocientes
de matrícula en los niveles secundario
y superior.
crecieron de 450 millones de dólares a 45,000 millones. En la
actualidad esa economía participa con 7% de las exportaciones
mundiales.
En un análisis comparativo sobre el desarrollo de México y Corea
del Sur, Kwan S. Kim concluye: “El éxito de Corea demuestra
vividamente la importancia de los recursos humanos en el proceso de
desarrollo económico. En cambio, México todavía ocupa un lugar
elevado entre los países en vías de desarrollo en términos de
analfabetismo y de escasez de mano de obra educada. Así, todavía
existe mucho que hacer en la inversión en recursos humanos de
México.29
Evidencia econométrica demuestra que el crecimiento económico
está influido por la inversión en capital humano,30 pues hay una
relación positiva y estadísticamente significativa entre la tasa de
crecimiento del ingreso per cápita real y el porcentaje de la población
en edad escolar que atiende la educación secundaria. Además, la
relación entre crecimiento económico e igualdad social en países
menos desarrollados se ha estudiado ampliamente. El importante
trabajo de Adelman y Taft Morris, que analiza datos económicos y
políticos de 74 países en desarrollo para el período 1957-1968, revela
que el desarrollo económico se acompaña de una redistribución del
ingreso sólo cuando mejoran de manera notable el desarrollo social y
la educación. Ese trabajo concluye que: “De las variables de mayor
relevancia en el análisis, la más confiable para aumentar la calidad de
la distribución del ingreso parece ser la tasa de mejoramiento de los
recursos humanos.31
El papel determinante de la educación en el desarrollo económico
ahonda la gravedad de los déficit educacionales de algunos países del
área. Con excepción de Costa Rica, el analfabetismo de adultos
todavía es mayor al promedio de los países de ingresos medianos
(véase el cuadro 1). La situación de la educación superior es
particularmente deficiente, como se aprecia en el cuadro 2. Es muy
alentador, sin embargo, que los presidentes centroamericanos estén
convencidos de que la educación debe desempeñar un papel
importante en el desarrollo regional. En la Declaración de Antigua
acordaron impulsar políticas, programas y proyectos en educación e
investigación científica y tecnológica, debido a que constituyen un
valor fundamental para la superación integral del individuo y el
progreso económico, social, político y cultural de los pueblos.
Así , es necesario esforzarse para impulsar la formación de
recursos humanos y en especial erradicar el analfabetismo. En la
búsqueda de recursos para ese fin, habría que aprovechar las
iniciativas internacionales formuladas para contribuir al desarrollo
regional; en particular lograr que la ayuda militar que recibe el área se
transfiera a proyectos de educación. Asimismo, siguiendo la pauta
establecida en la Iniciativa para las Américas, sería conveniente
fomentar la elaboración de programas de conversión de deuda por
educación con base en el mecanismo que prevé para los proyectos de
conservación ambiental.
La educación superior puede recibir un impulso notable de la
integración centroamericana. Por una parte, sería conveniente
establecer un programa de intercambio de estudiantes, de manera que
126 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La integración centroamericana:logros, restricciones y perspectivas
alumnos de un país pudiesen prepararse en universidades de otro, por
un año por ejemplo, recibiendo las equivalencias respectivas y con
base en un programa de becas recíprocas. También podría incluirse el
intercambio de profesores y estudiantes de posgrado en fases de
investigación. Este programa complementaría otro de especialización
de las universidades centroamericanas en determinados campos.
Además, convendría que estas instituciones establecieran un sistema
de equivalencias de los títulos otorgados en toda la región y realizaran
esfuerzos conjuntos de investigación en las áreas tecnológicas y de
ciencias sociales.
La infraestructura de investigación es muy pobre en el área y
existe un campo fértil para establecer centros de excelencia
constituidos en forma conjunta. En términos operativos, ciertas
universidades podrían ser la sede, procurando distribuirlos de modo
uniforme a lo largo de la región. Es decir, se trataría de crear un
sistema o red regional de investigación y formación. Es
recomendable, además, que las universidades promuevan un mayor
vínculo con los sectores productivos. Así, sería conveniente un
programa regional destinado a fortalecer y ampliar ese vínculo, de
manera que el sector productivo pudiera aprovechar los avances
científicos y de asesoría de las universidades del área.
Sería aconsejable que las universidades estructuraran y operaran
una bolsa de trabajo en escala regional para la colocación de los
graduados, a fin de promover la movilidad de los profesionales
centroamericanos dentro del área. Relacionado con lo anterior, se
deberían llevar a cabo esfuerzos para detectar en forma periódica
nuevas necesidades en materia de educación superior en los cinco
países centroamericanos y formular las respuestas más apropiadas
para satisfacerlas con una perspectiva regional. Convendría, además,
establecer un cuerpo que acreditara los programas de estudio
ofrecidos por las universidades y los supervisara en forma periódica, a
fin de garantizar que la educación impartida en todos los países del
área sea de alta calidad. Asimismo, es importante que las
universidades centroamericanas, de manera conjunta con los sectores
público y privado, impulsen la creación de una red de televisión
regional que difunda manifestaciones de la cultura centroamericana, a
fin de fortalecer en la región la conciencia sobre sus valores y
tradiciones.
CUADRO 1. Tasa de analfabetismo de adultos, 1985a
(Porcentajes)
Honduras
Guatemala
El Salvador
Costa Rica
Promedio de países de ingreso medio
41
45
28
6
26
a. No se dispuso de información sobre Nicaragua.
Fuente: Banco Mundial, Informe sobre el desarrollo mundial 1990, Washington, p.198.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
127
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
CUADRO 2. Grupo de edad matriculado en nivel superior
(Porcentajes)
Honduras
Guatemala
El Salvador
Costa Rica
Nicaragua
1965
1
2
2
6
2
1987
9
9
18
25
8
Fuente: Banco Mundial, Informe sobre el desarrollo mundial 1990, Washington, p.254.
Consideraciones finales
La integración centroamericana ha acarreado beneficios importantes
al área y constituye un valioso instrumento para afincar la
recuperación del desarrollo económico de corto y largo plazos. Habría
que definir los requisitos inmediatos para ubicar a la integración en un
plano más protagónico en los esfuerzos del desarrollo. La variable
clave es el apoyo político de los países miembros y la convicción de
que el programa con ese propósito generará beneficios nacionales.
Muchos de estos requisitos se han cumplido, como lo prueban las
declaraciones de los presidentes del área. Habría también que
establecer un marco más formal en el contexto legal del proyecto de
categorización a la programación para ejecutar las decisiones
adoptadas, así como procurar que las estrategias nacionales
incorporen, como un mecanismo específico, la integración. En un
plano más operativo, conviene normalizar el comercio
intracentroamericano -en lo cual se ha avanzado en forma considerable con la aprobación del Sistema Centroamericano de Pagos- y
definir el arancel externo común. También es urgente evaluar la
funcionalidad de los organismos regionales para fortalecerlos según
las prioridades regionales. En definitiva, difícilmente se podrá
avanzar en la integración sin mejorar la calidad del capital humano
del área. Introducir la educación en el marco de la integración es, así,
una necesidad insoslayable. De esa forma, con medidas concretas e
inmediatas se forjará una nueva etapa de la integración que permitirá
a la economía regional proporcionar mejores niveles de vida a todos
los centroamericanos.
128 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La relación de equilibrio de largo
plazo entre los tipos de cambio
en los mercados negros
de Guatemala y El Salvador
El Trimestre Económico
Vol. LIX (3) México
Julio-Septiembre de 1992
Luis René Cáceres y
Óscar A. Núñez Sandoval
Los autores son funcionarios,
respectivamente, del Departamento de
Planes y Programas del Banco
Interamericano de Desarrollo y del
Departamento de Planeación Estratégica
del Banco Centroamericano de
Integración Económica. Los autores
agradecen los comentarios de Carlos G.
Herrera, Carlos Imendia, Frederick
Jiménez y Salvador Quintanilla, así
como las valiosas sugerencias de un
miembro anónimo del Comité
Dictaminador.
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Introducción
1
Cáceres (1980), Cáceres y Senin
ger (1981) y Cáceres e Imendia (1987)
han encontrado que en la subregión los
multiplicadores más significativos
ocurren entre El Salvador y
Guatemala.
2
Véase, sobre la fuga de capitales
y acerca de la subfacturación de las
importaciones centroamericanas,
Cáceres (1990).
3
Cáceres y Suay (1988)
presentaron evidencia empírica de que
existe sustitución entre las monedas de
El Salvador y Guatemala. Una
implicación es que en estos países no
se encuentra una relación directa entre
la oferta monetaria y la tasa de
inflación. Por su parte, Meléndez
(1990) encontró que existe una fuerte
relación de causalidad de los
desequilibrios monetarios de
Guatemala al comportamiento de la
tasa de variación de la producción real
salvadoreña.
4
Cáceres y Núñez-Sandoval (1991)
encontraron evidencia empírica de una
dirección de causalidad del tipo de
cambio de Guatemala al de El
Salvador. Asimismo, que el tipo de
cambio de cada país tiene
significación estadística en la
determinación del tipo de cambio del
otro.
5
Sobre la eficiencia de los
mercados véase el Trabajo seminal de
Fama (1970). Los aspectos empíricos
de la eficiencia de los mercados
cambiarios se tratan en Levich (1971 y
1978). Una descripción de los
mercados negros de divisas en El
Salvador y Guatemala se encuentra en
Cáceres y Núñez-Sandoval (1991 y
1992).
Estudios recientes han apuntado la existencia de una significativa
interdependencia entre las economías de Guatemala y El Salvador.1
De hecho, las exportaciones de Guatemala a El Salvador se han
mantenido en alrededor de 55% de sus ventas al Mercado Común
Centroamericano y 12% de sus exportaciones totales. Las cifras
correspondientes a El Salvador son de 65 y 14% respectivamente. Se
considera que el “comercio informal” entre ambos países es muy
significativo, encontrándose además evidencia de subfacturación en el
valor de sus importaciones y exportaciones.2 La fuerte interrelación
económica entre los dos países se manifiesta en la sustitución de sus
monedas y en los efectos de trasmisión de los desequilibrios
monetarios.3 Asimismo, en los años recientes también se observa una
marcada sincronización en las trayectorias de las cotizaciones del
dólar en las ciudades capitales, San Salvador y Guatemala4 (gráfica
1).
De esa manera surge el interrogante de si la integración de estos
mercados cambiarios es tan fuerte que en efecto constituyen un solo
mercado, en el cual ambos tipos guardan una relación estable de largo
plazo. Lo anterior supone implicaciones en cuanto a la eficiencia de
los mercados cambiarios de cada país. Como es bien conocido, un
mercado se dice que es eficiente cuando los precios reflejan toda la
información disponible, de manera que ningún agente económico
puede realizar ganancias extraordinarias. Al existir una relación de
largo plazo entre los tipos de cambio, el comportamiento de cada uno
se podría inferir observando la trayectoria del otro, lo cual negaría la
existencia de un régimen de eficiencia de los mercados.5
En este trabajo se analiza la eficiencia de los mercados negros de
divisas de Guatemala y El Salvador aplicando la prueba de
cointegración. Esencialmente se investiga de manera empírica si
GRÁFICA 1. Tipos de cambio en el mercado
de El Salvador y Guatemala
8
El Salvador
(colones / dólares)
7
6
5
4
Guatemala
(quetzales / dólares)
3
2
1
8 / 82
1 / 84
130 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
1 / 85
1 / 86
1 / 87
1 / 88
1 / 89
12 / 89
La relación de equilibrio de largo plazo entre los tipos de cambio en los mercados negros de Guatemala y El Salvador
existe una relación de equilibrio de largo plazo entre los tipos de
cambio de ambos mercados. La sección I describe la metodología de
cointegración y el mecanismo de corrección de errores. Las secciones
II y III presentan respectivamente los resultados de ambas pruebas. A
continuación el trabajo presenta una sección de consideraciones
finales.
I. La teoría de cointegración y la eficiencia de los mercados
cambiarios
En su forma más sencilla la teoría de cointegración se puede
relacionar con la existencia de una asociación estable en la trayectoria
de largo plazo de dos variables, en la cual sus series de tiempo no
divergen persistentemente entre sí y regresan a sus trayectorias de
largo plazo después de ser sometidas a perturbaciones. Si esta
asociación existe se infiere que las variables son cointegradas.
Para apreciar en términos operativos el concepto de cointegración
se introduce la definición de dos clases de series de tiempo. Una, las
series cuya media, varianza y auto correlación temporal son
constantes, las cuales se denominan series con propiedades
“estacionarias”, llamándose series integradas de orden cero, o I(0).
Por otra parte, las series que necesitan que se obtenga su primera
diferencia para que adquieran la característica de estacionalidad, se
les denomina series integradas de orden uno, o sea I(1). En términos
generales, si una serie necesita ser diferenciada d veces para volverse
I(O), se le denomina serie integrada de orden d. Las series I(0)
muestran una tendencia a regresar a su valor promedio y fluctúan en
torno del mismo sin apartarse de él considerablemente. Su función de
auto correlación disminuye rápidamente en la medida que aumentan
los rezagos, dando poca ponderación a sucesos en el pasado distante,
y de esa manera tienen una “memoria” finita. Por su parte, una serie
I(1) oscilará ampliamente y rara vez retornará a valores previos.6
Lo anterior conduce a la siguiente definición de la propiedad de
cointegración: considérense X, Y un par de series de orden 1;
entonces, si existe una constante A tal que Z = X - AY sea de orden
cero, se infiere que X y Y son cointegradas y A se denomina el
parámetro de cointegración. La expresión X = AY se puede interpretar
como una relación de largo plazo o de “equilibrio”, y de esa manera a
la variable Z, que refleja el grado en que las variables X y Y se apartan
de tal relación, se le conoce como el “error de equilibrio”.
Una extensión de la teoría es que si Xy Y son I(l) y son
cointegradas, entonces existe un mecanismo de “corrección de
errores”, definido de la siguiente manera:
n
n
i -1
i-1
n
n
∆ X = - σ 1 Z-1 + Σαi ∆X-i +Σβ i ∆Y-i + ε1
6
Las referencias clásicas de la tesis
de cointegración son Granger (1986) y
Engle y Granger (1987). Una completa
exposición en castellano se encuentra
en Chica Avella (1990).
(1)
∆ Y = - σ 2 Z-1 + Σδi ∆X-i +ΣΘ i ∆Y-i + ε2
i -1
i-1
en donde Z = X -AY, y los errores ε1 y ε2 tienen la característica de
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
131
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
“ruido blanco”. Granger (1986) y Engle y Granger (1987) han
demostrado que si dos variables son cointegradas deben comportarse
de acuerdo con el modelo de corrección de errores y debe existir una
relación de causalidad, en el sentido de Granger, en por lo menos una
dirección, dado que una variable sirve para pronosticar el valor de la
otra.
La metodología de cointegración se ha aplicado para detectar la
existencia de relaciones de largo plazo entre variables
macroeconómicas; cabe destacar los estudios efectuados para
comprobar la validez de la teoría de la paridad del poder de compra
mediante la investigación de la existencia de cointegración entre los
precios internos y externos, ajustando estos últimos por el tipo de
cambio (MacNown y Wallace 1989; Johnson, 1990; Canarella, 1990,
y Layton y Stark, 1990); el análisis de la relación entre el ingreso y el
consumo de energía per capita (Nachane y otros, 1988); la relación
entre la tasa de interés nacional y la tasa de inflación (Atkins, 1989, y
MacDonald y Murphy, 1989), y las relaciones entre dinero e ingreso
(MacDonald, 1990), impuestos y gasto público (Miller y Russek,
1990) y déficit fiscales y tasa de interés (Darrat, 1990).
El tema de la eficiencia de los mercados cambiarios también se
ha analizado mediante la prueba de cointegración. Así, MacDonald y
Taylor (1989) parten de la observación de Granger (1986) de que si
los mercados cambiarios son eficientes los tipos de cambio no pueden
ser cointegrados. Si lo son, esto implica que existe una relación de
causalidad en el sentido de Granger entre los tipos de cambio en por
lo menos una dirección y, por lo tanto, un tipo de cambio se puede
usar para pronosticar el otro, dada la existencia de una relación
estable de largo plazo entre ambos tipos. Por lo tanto, el tipo de
cambio individualmente considerado no comprende toda la
información disponible y se infiere que el mercado cambiario es
ineficiente. Estos autores realizaron la prueba de cointegración para
tipos de cambio de siete países europeos, Canadá y Japón,
encontrando que para todos los países las series mensuales de sus
propios tipos de cambio son integradas de orden uno, y al examinar la
existencia de cointegración entre dichas series en ningún caso se pudo
rechazar la hipótesis de no cointegración.
En un estudio posterior Hakkio y Rush (1989) analizan la
eficiencia de los mercados cambiarios de Inglaterra y Alemania
mediante la prueba de cointegración entre los tipos de cambio spot y a
futuro de estos dos países. Utilizando datos mensuales del periodo
1975-1986 estos autores encontraron que tanto las series de tipos spot
de los dos países así como las de sus tipos a futuro no eran
cointegradas y, por lo tanto, concluyeron que dichos mercados eran
eficientes. Cuando la prueba de cointegración se aplicó a los tipos de
cambio spot y a futuro de cada país por separado los autores
encontraron evidencia de cointegración.
De particular importancia para el tema de este trabajo es el
estudio de Herrera (1990) acerca de la eficacia del mercado paralelo
de divisas en Colombia. Este autor realizó una prueba de
cointegración usando datos semestrales del periodo 1970-1989 de los
tipos de cambio paralelo y oficial, encontrando que ambas series
estaban cointegradas, por lo que concluyó que:
132 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La relación de equilibrio de largo plazo entre los tipos de cambio en los mercados negros de Guatemala y El Salvador
. . . puesto que las dos series son cointegradas, debe existir causalidad en al
menos una dirección. . . en el anexo l se presentan ejercicios que permiten
concluir que las variaciones en el tipo de cambio oficial anteceden, y
“causan” . . . los movimientos en la tasa de cambio negro. Esto significa que
se puede utilizar la tasa de cambio oficial (que es información pública) para
mejorar las proyecciones del cambio negro, por lo cual se rechaza la
hipótesis de eficiencia... del mercado paralelo de divisas.
II. Prueba de cointegración para los tipos de cambio
de Guatemala y El Salvador
A continuación se investiga la hipótesis de cointegración entre los
tipos de cambio en los mercados negros de Guatemala y El Salvador,
utilizando series mensuales de ambos tipos para el periodo agosto de
1982-diciembre de 1989. Siguiendo a Engle y Granger (1987) el
análisis se efectúa en tres etapas:
Paso 1: se investiga si las series son estacionarias. Así, es necesario
conocer si los tipos de cambio en los mercados negros de
Guatemala y El Salvador, Eg y Ees respectivamente, son
estacionarios.7 Para este propósito se recurre a la prueba
desarrollada por Dickey y Fuller (1979) que en términos
generales, para el caso de una variable X, requiere la
estimación de la ecuación:
p
∆Xt= φXt-1 + ΣΘi ∆ Xt-1+ et
(2)
i-1
en donde el tamaño del rezago p se selecciona para asegurar que et es
“ruido blanco”.
La hipótesis nula, Ho:X t es I(1) se rechaza en favor de H1: Xt es
I(0) si se encuentra que φ es negativo y estadísticamente significativo.
La prueba se realiza calculando un “estadístico t” igual a la razón del
valor del coeficiente φ a su error estándar. Este estadístico es
comparado con los valores críticos computados por Fuller (1976), ya
que no tiene una distribución t en vista de que la varianza de X es
infinita si la hipótesis nula es aceptada.
Los resultados de las estimaciones de la ecuación (2) para los
logaritmos de Eg y Ees, reportados en el cuadro 1, demuestran que
ambas variables no son I(0):8
El valor crítico a un nivel de 5% es -2.89, rechazándose la
hipótesis nula cuando el “estadístico t” de φ es < -2.89. De esa manera
se infiere que ambas variables Eg y Ees son I(l), cumpliéndose así una
condición necesaria para la existencia de cointegración.
7
Las v ariables Eg y Ees
denotan unidades de las
respectivas monedas nacionales
(quetzales y colones) por un dólar
de los Estados Unidos.
8
El método de estimación
usado es mínimos cuadrados
ordinarios.
Paso 2: se estima la ecuación de cointegración. Usando mínimos
cuadrados ordinarios se estima la ecuación siguiente:
Xt = A + BYt + µ t
(3)
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
133
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
CUADRO 1. Coeficientes estimados de las ecuaciones
de regresiones Eg y Ees
Regresión de ∆Eg
Variables
Independientes
Regresión de ∆Ees
Coeficientes
Variables
Independientes
Constante
Coeficientes
Constante
0.026
(1.73)
0.0716
(1.73)
Eg-1
-0.025
(1.37)
Ees-1
0.0418
(1.67)
∆Eg-1
0.377
(3.45)
∆Ees-1
0.41
(3.87)
∆Eg -2
0.170
(1.45)
∆Ees-2
-0.195
(1.75)
∆Eg -3
-0.152
(1.35)
∆Ees-3
0.295
(2.79)
Grados de libertad
R2
Q(27)
80
0.17
31.4
Grados de libertad
R2
Q(27)
80
0.17
15.42
El resultado de la estimación de la ecuación (3) se reporta a continuación:9
LogEes= 1.30 + 0.44 LogEg
(73.31) (21.32)
R2 = 084 DW = 0.32
Paso 3: se comprueba que el error µt (ecuación 3) es estacionario o
I(0), La existencia de cointegración es aceptada cuando el
residuo µt tiene la propiedad I(0), es decir que es
estacionario. Para este fin se recurre a las siguientes pruebas:
Prueba 1: el estadístico Durbin-Watson de la regresión de
cointegración (DWRC)
9
Al estimar la ecuación (3) con
Log Eg como la variable dependiente
se obtuvieron los resultados
siguientes:
LogEg = -2.37 + 1.92 LogEes
(15.90) (21.31)
R2 = 0.84
D.W. = 0.29
De acuerdo con Sargan y Bhargava (1983), si el estadístico
Durbin-Watson de la regresión de cointegración es significativamente
mayor que cero se puede rechazar la hipótesis de que no existe
cointegración. La significación estadística del estadístico DurbinWatson obtenido al estimar la ecuación (3) se establece utilizando los
valores críticos reportados en Engle y Granger (1987) para una
muestra de 100 observaciones; si el estadístico DW es mayor que los
valores críticos se acepta la existencia de cointegración.
El coeficiente Durbin Watson de la ecuación anterior de
cointegración es igual a 0.32, un valor idéntico al valor crítico
134 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La relación de equilibrio de largo plazo entre los tipos de cambio en los mercados negros de Guatemala y El Salvador
correspondiente a un nivel de 10%. Así, esta prueba indicaría que en
ese nivel de confianza se aceptaría la existencia de cointegración.
Prueba 2: el estadístico de Dickey-Fuller (DF)
Utilizando la serie de los residuos de la ecuación de regresión (3) se
estima una ecuación propuesta por Dickey y Fuller (1979):
∆µt = δµt-1 + vt
(4)
La significación estadística del parámetro δ se establece usando
su “estadístico t”, comparándolo con los valores Críticos de Engle y
Granger (1987). Si el “estadístico t” de δ es mayor que los valores
críticos se acepta la hipótesis de existencia de cointegración. En
cuanto a la prueba de Dickey-Fuller, que se muestra en el cuadro 2, el
valor del “estadístico t” del coeficiente de µt-1 es de 2.60, inferior a los
valores críticos de 4.07, 3.37 y 3.03, correspondientes a niveles de 1,
5 y 10%, por lo que de acuerdo con esta prueba se rechaza la
existencia de cointegración.
CUADRO 2. Regresión de la prueba de cointegración
Variables
independientes
µt - l
Coeficientes
Regresiones de ∆µ
Coeficientes
-0.15
(2.60)
-0.22
(3.40)
∆µ-l
0.34
(3.13)
∆µ-2
-0.18
(1.71)
∆µ-3
0.35
(3.25)
Grados de libertad
R2
DW
Q(27)
86
0.07
1.62
38.9
80
0.24
1.99
26.65
Prueba 3: el estadístico de Dickey-Fuller aumentado (DFA)
De nuevo, con los residuos de la regresión (3) se estima una ecuación
que incorpora valores rezagados de ∆µt a fin de asegurar que el error
wt es ruido blanco y tiene la forma siguiente:
p
∆µt = φµt-1 + Στi∆µt-i + wt
(5)
i-l
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
135
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Es del caso señalar que Engle y Granger (1987) recomendaron el
uso del estadístico DFA como el más apropiado en la prueba de
cointegración. El valor de 3.40 correspondiente al “estadístico t” del
coeficiente de µt-1 (cuadro 2) en la prueba del estadístico DickeyFuller aumentado es superior al valor crítico de 3.17 a un nivel de 5%.
De esa manera, se infiere la existencia de cointegración entre Eg y
Ees.
III. El modelo de corrección de errores
La sección anterior presentó evidencia con base en la prueba de
Dickey-Fuller aumentada y en el estadístico Durbin-Watson, de que
los tipos de cambio en los mercados negros de Guatemala y El
Salvador son cointegrados. Esto indica que debe existir una ecuación
de corrección de errores para estas variables. Siguiendo la
formulación de Engle y Granger (1987) se estimaron ecuaciones de
corrección de errores, siendo las variables dependientes tanto ∆Eg
como ∆ Ees. Se debe apuntar que la ecuación de ∆Eg incluye el error
de la ecuación de cointegración de Eg en Ees y viceversa, y que el
coeficiente del error rezagado representa la respuesta de la variable
dependiente a desviaciones de la relación de equilibrio. Si el
coeficiente del error no es significativo se infiere que la variable
dependiente no se ajusta para corregir las desviaciones del equilibrio.
Los resultados de las estimaciones de la ecuación de corrección de
errores para ∆ Ees y ∆ Eg se presentan en los cuadros 3 y 4.
Los resultados anteriores muestran que el coeficiente del error
rezagado es significativo en todas las ecuaciones que explican el tipo
de cambio en El Salvador, no así en las ecuaciones correspondientes a
Guatemala, reiterando la presencia de cointegración entre las variables Eg y Ees. Además, el estadístico Q de todas las regresiones es
menor que el valor crítico de la distribución chi- cuadrado, a 95% de
nivel de probabilidad, indicando que no existe auto correlación de
residuos. Estos resultados señalan la existencia de una relación de
causalidad del tipo de cambio de Guatemala al de El Salvador,
confirmando la conclusión de Cáceres y Núñez Sandoval (1992),
proveniente de la aplicación de la metodología de causalidad de
Granger. Se debe señalar que el coeficiente del término de corrección
de errores en la regresión de ∆Ees sugiere que alrededor del 24% de
las desviaciones de la relación de equilibrio de largo plazo entre los
tipos de cambio de El Salvador y Guatemala se corrigen por
movimientos en el tipo de cambio del primer país en el siguiente mes.
Con base en la estimación de las ecuaciones de corrección de
errores se realizó una prueba adicional para determinar si las series Eg
y Ees son cointegradas. La prueba consiste en obtener los
“estadísticos t” para los coeficientes de los términos de corrección de
errores en los cuadros 3 y 4, elevarlos al cuadrado y sumarlos, y
comparar este valor con los límites críticos reportados en Engle y
Granger (1987). Utilizando los valores más altos de los “estadísticos
t”, correspondientes a la ecuación de tres rezagos para las variables
independientes, de 0.324 y 3.507, se encuentra que la suma de sus
136 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La relación de equilibrio de largo plazo entre los tipos de cambio en los mercados negros de Guatemala y El Salvador
CUADRO 3. Estimación del modelo de corrección de errores
(Regresión de ∆Ees)
Variables
independientes
Constante
∆Ees-1
∆Ees -2
Coeficientes
Coeficientes
Coeficientes
Coeficientes
0.0028
(0.7258)
-0.244
(2.411)
0.0022
(0.583)
0.188
(1.666)
-0.139
(1.303)
0.0018
(0.514)
0.349
(3.072)
-0.140
(1.308)
0.372
(3.741)
0.002
(0.076)
0.321
(3.006)
-0.282
(2.518)
0.2275
(2.259)
-0.068
(0.682)
0.128
(1.713)
0.131
(1.729)
0.136
(1.672)
0.0798
(1.124)
0.120
(1.593)
-0.199
(2.597)
-0.210
(3.398)
-0.156
(2.270)
-0.237
(3.507)
0.156
(2.308)
0.125
(1.777)
-0.217
(3.087)
0.289
(3.913)
-0.149
(2.148)
83
78
76
73
0.29
23.9
0.31
18.25
0.41
18.74
0.50
15.0
∆Ees-3
∆Ees-4
∆Eg-1
∆Eg-2
∆Eg-3
∆Eg-4
µt - 1
Grados de liberad
2
R
Q(27)
cuadrados es de 12.40, superior al valor crítico de 11.8 a un nivel de
5%. Así, esta prueba permite inferir que existe cointegración. Del
análisis anterior se deduce que las series de los tipos de cambio en los
mercados negros de Guatemala y El Salvador son cointegradas y que,
por lo tanto, los mercados cambiarios de estos países son ineficientes;
la ineficiencia se aprecia al tomar en cuenta que el error rezagado (µt), que se conoce en el periodo t - 1, puede utilizarse para predecir Ees
1
en el tiempo t, por lo que el tipo de cambio no contiene toda la
información pertinente.
Por último, se trae a cuenta la observación de Hakkio y Rush
(1988) en el sentido de que la conclusión de la ineficiencia de los
mercados cambiarios por el hecho de que los respectivos tipos de
cambio son cointegrados presupone que las monedas son activos
diferentes, lo cual no es el caso cuando los países coordinan sus
políticas económicas. En el caso objeto de este trabajo no es difícil
apreciar que El Salvador y Guatemala no coordinaron sus políticas
económicas en el periodo de estudio.
El primer país emprendió medidas de restricción cambiaría
mucho antes que Guatemala, como resultado de los altos déficit fiscal
y en cuenta corriente originados principalmente por el conflicto bélico
experimentado durante la década recién pasada. Así, contrario a una
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
137
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
CUADRO 4. Estimación del modelo de corrección de errores
(Regresión de ∆Ees)
Variables
independientes
Coeficientes
Coeficientes
Coeficientes
Constante
0.742
(1.188)
0.038
(0.225)
0.0067
(1.042)
-0.124
(0.651)
0.218
(0.121)
0.007
(1.173)
-0.057
(0.282)
0.128
(0.661)
-0.022
(0.124)
0.007
(1.075)
-0.019
(0.936)
-0.003
(0.012)
-0.0607
(0.301)
-0.191
(0.967)
0.395
(3.216)
0.384
(0.029)
0.1272
(0.924)
0.380
(2.977)
0.139
(1.015)
-0.186
(1.329)
0.0166
(0.344)
0.0006
(0.0011)
0.0182
(0.324)
0.417
(3.161)
0.145
(1.047)
-0.209
(1.475)
0.217
(1.487)
-0.013
(0.215)
83
0.13
36.2
78
0.12
38.3
76
0.12
29.3
73
0.13
31.2
∆Ees-1
∆Ees-2
∆Ees-3
∆Ees-4
∆Eg-1
∆Eg-2
∆Eg-3
∆Eg-4
µt-1
Grados de liberdad
R2
Q(27)
Coeficientes
coordinación de política macroeconómica, lo que se experimentó fue
un retroceso en la interdependencia de las economías por medio de
interrupciones periódicas del comercio recíproco ante problemas de
pagos. En este marco de una economía en un periodo de contracción y
estancamiento en medio de una guerra civil y otra que mantuvo un
relativo dinamismo, excepto por los años 1982 y 1983, se encuentra
que es posible predecir el tipo de cambio de El Salvador observando
el de Guatemala en el mes inmediato anterior. Esta última
información es “ajena” al tipo de cambio de El Salvador, o sea que no
comprende toda la información necesaria para predecir su trayectoria,
y de ahí que los mercados sean ineficientes.
Es conveniente corroborar este resultado con base en otras
pruebas de eficiencia de mercados que se han desarrollado en la
bibliografía. En particular,Culbertson (1989) ha realizado una prueba
de eficiencia estimando la ecuación siguiente:
LogR = a + b LogR-1 +z
en donde R es el tipo de cambio en el mercado negro, postulando que
si tal mercado es eficiente el término constante, a, debe ser
estadísticamente igual a cero, el coeficiente b debe ser muy cercano a
la unidad y los errores de la ecuación no deben estar
138 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La relación de equilibrio de largo plazo entre los tipos de cambio en los mercados negros de Guatemala y El Salvador
autocorrelacionados. La aplicación de esta prueba a una muestra de 10
países resultó en la aceptación de la hipótesis de la eficiencia de los
mercados negros de esos países.
A continuación se presentan los resultados de estimar una
ecuación, como la propuesta por Culbertson, para el caso de los tipos
de cambio en los mercados negros de Guatemala y El Salvador.
Log Eg = 0.0291 + 0.9792 Log Eg-1
(1.98) (56.68)
R2 = 0.97
D.W. = 0.16
h
= 3.94
Log Ees = 0.0496 + 0.9739 Log Ees-1
(1.24) (40.34)
R2 = 0.95
D.W. = 1.29
h
= 3.47
Se puede notar que, no obstante que los coeficientes del tipo de
cambio rezagados son muy cercanos a la unidad, en el caso de
Guatemala el término constante resultó ser estadísticamente
significativo a un nivel de 5%; además, en ambos casos los
estadísticos Durbin-Watson indican la presencia de autocorrelación de
primer orden de los residuos, lo cual es confirmado por los valores del
estadístico h de Durbin. De esa manera se corrobora la ineficiencia de
los mercados negros de divisas de estos países.
Consideraciones finales
Como es bien conocido, se dice que un mercado es eficiente cuando
los precios reflejan toda la información disponible, de manera que no
es posible realizar ganancias extraordinarias mediante el uso de
información que no esté contenida en los precios. En este trabajo se
ha analizado la eficiencia de los mercados negros de divisas de
Guatemala y El Salvador aplicando la prueba de cointegración. Si
estos mercados son eficientes los tipos de cambio no pueden estar
cointegrados y no existe una relación estable de largo plazo entre
ambos tipos.
En este estudio se encontró evidencia de que las series de los
tipos de cambio en los mercados negros de Guatemala y El Salvador
son cointegradas y que, por lo tanto, los mercados cambiarios de estos
países son ineficientes, en el sentido de que no contienen toda la
información importante. Este resultado fue corroborado por otras
pruebas de eficiencia de mercados que se han desarrollado en la
bibliografía.
Octubre de 1991
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
139
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
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Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
141
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
142 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Elementos para una estrategia
centroamericana
de renegociación
de la deuda externa
y captación de recursos
eca
Estudios Centroamericanos
Revista de extensión cultural de la
Universidad Centroamericana
“José Simón Cañas”
Año XLVIII
Julio- Agosto, 1993
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Resumen
Análisis documentado sobre la deuda externa de los países
centroamericanos, subrayando sus causas y sus puntos débiles.
El autor insiste en los mecanismos y posibilidades de
renegociación de esta deuda para promover un desarrollo
sostenido en el área. Además, propone políticas, medidas y
mecanismos concretos para disminuir la elevada deuda
regional así como para convertirla en un instrumento que
ayude al desarrollo económico y social centroamericano.
1. La deuda externa de los países centroamericanos
Entre las distintas manifestaciones de la crisis económica
experimentada por Centroamérica en la década recién pasada,
sobresale el proceso de rápido endeudamiento externo y los
severos problemas encontrados para atender el servicio de
dicha deuda. En efecto, su crecimiento ha sido significativo.
Basta señalar que en 1970 la deuda externa total era de 1,349
millones de dólares, para pasar a 6,874 millones de dólares en
1979. A principios de los años ochenta se nota el crecimiento
más acelerado, al pasar de 8,458 millones de dólares en 1980 a
17,144 millones de dólares en 1985. Después de ese año, el
incremento ha sido menos pronunciado, pero el monto en
1990 era bastante significativo (22,658 millones de dólares). A
nivel de países, en 1990 el mayor monto de endeudamiento lo
presenta Nicaragua, seguido de Costa Rica y Honduras;
empero, hay que hacer notar que ese año Costa Rica redujo su
deuda con la banca privada internacional en 1,152 millones de
dólares. En cuanto a la estructura de la deuda publica externa
para la región en su conjunto, en 1990, un 53.56 por ciento del
total estaba constituida de obligaciones con fuentes bilaterales
oficiales, un 29.78 por ciento con organismos multilaterales y
un 16.66 por ciento con fuentes privadas. Al nivel de países, la
deuda oficial constituye un porcentaje significativo en El
CUADRO 1. Centroamérica: deuda total desembolsada 1970-1990 (millones de dólares)
1970
1979
1980
1981
1982
1983
1984
Guatemala
281
El Salvador
142
Honduras
193
Nicaragua
314
Costa Rica
429
Centroamérica 1,349
939
939
1,280
1,483
2,233
6,874
1,166
911
1,475
2,171
2,735
8,458
1,264
1,127
1,708
2,572
3,288
9,9591
1,537
1,419
1,845
3,331
3,631
11,763
1,799
1,673
2,132
4,178
4,164
13.946
2,343
1,730
2,291
5,113
3,970
15,447
1985
1986
1987
1988
1989
1990
2,584 2,758
1,753 1,850
2,742 2,985
5,691 6,730
4,374 4,529
17,144 18,850
2825
1975
3303
7864
4727
21248
2633
1987
3318
8587
4531
21056
2594
2070
3333
9568
4603
22168
2777
2132
3480
10497
3772
22658
Fuente: Banco Mundial, World debt tables, excepto para los años 1970 y 1979 que la fuente es R. Caballeros, “La deuda externa de Centroamérica”,
Revista de la CEPAL, No. 32, 1987.
144 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Elementos para una estrategia centroamericana de renegociación de la deuda externa y captación de recursos
CUADRO 2. Indicadores de la deuda externa
(Porcentajes)
Deuda
Total/Exportaciones
PAIS
Guatemala
El Salvador
Honduras
Costa Rica
Nicaragua
Deuda
Total/Prod.Nac.Bruto
1980
1985
1990
1980
1985
1990
63.6
71.1
152.5
224.5
422.3
185.8
162.7
293.5
344.4
1,603.5
175.2
236.0
322.2
184.2
2,729.0
14.9
25.9
61.7
59.5
106.2
27.4
46.5
83.1
121.8
217.9
37.5
40.4
140.9
69.2
620.0
Fuente: Banco Mundial, World debt tables.
1
Maxwell F. Fry, “Foreign Debt
Instability: An Analysis of National
Saving and Domestic Investment
Responses to Foreign Debt
Accumulation in 28 Developing
Countries”, Journal of International
Money and Finance, vol. 8, No. 3,
septiembre 1989, pág. 32-34.
2
Joshua Greene y Delano
Villanueva, “Private Investment in
Developing Countries”, IMF Staff
Papers, vol. 38, No. 1, marzo 1991,
pág. 33-58.
Salvador, Nicaragua y Honduras (91.57, 82.24 y 88.19 por ciento
respectivamente). En el caso de Nicaragua, sobresale el hecho de que
del total que se adeudaba a fuentes oficiales en 1990, el 85.29 por
ciento, consistía de préstamos de organismos bilaterales. Algunos
indicadores de la deuda externa de cada país centroamericano se
presentan a continuación en el Cuadro 2. Se puede notar un
crecimiento muy marcado de dichos índices en todos los países. En
1990 el mayor nivel de endeudamiento con relación a las
exportaciones lo presentaba Nicaragua, seguido de Honduras; los
índices más bajos lo presentaban Guatemala y Costa Rica, siendo
incluso inferiores al promedio de América Latina y el Caribe
(261.4%). En relación al producto nacional bruto, el mayor
porcentaje correspondió a Nicaragua, seguido también por Honduras;
la posición menos crítica la presentaba Guatemala, con un porcentaje
inferior al promedio de la región (40.8%).La situación en términos de
la relación entre el servicio de su deuda y las exportaciones ha
aumentado considerablemente en Guatemala, El Salvador y Honduras.
Para el caso de Costa Rica, esta relación aumentó a mediados de la
década pero disminuyó posteriormente. Con relación a las
transferencias netas de recursos, es decir, los desembolsos menos el
servicio de la deuda, en el período 1987-1990, éstas suman 623
millones de dólares, y al excluir a Nicaragua la suma es negativa en
1,213 millones de dólares. Las transferencias netas son más negativas
para Costa Rica y Guatemala, debido a sus obligaciones con la banca
privada internacional. Los datos anteriores confirman los serios
problemas de endeudamiento externo de los países centroamericanos,
que ocurren precisamente cuando existe la urgencia de dedicar
recursos para el desarrollo. Estos problemas no radican
exclusivamente en las dificultades de dar servicio a las deudas sino,
además, en el efecto de “desplazamiento” que la deuda externa ejerce
sobre la formación de capital. En efecto, evidencia econométrica ha
señalado que cuando la razón deuda-PIB supera el 55 por ciento, la
deuda externa reduce la inversión1. Además, otro estudio ha
encontrado que para una muestra de 23 países en vías de desarrollo, el
servicio de la deuda tiene un efecto negativo sobre la razón inversiónPIB.2
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
145
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
CUADRO 3. Servicio de la deuda-exportaciones
(Porcentajes)
País
1980
1985
1990
Guatemala
El Salvador
Honduras
Nicaragua
Costa Rica
7.9
7.5
21.4
22.3
29.0
28.0
24.0
24.9
18.5
41.4
13.3
23.7
40.0
4.0
24.5
Fuente: Banco Mundial, World debt tables, varios números.
CUADRO 4. Transferencias netas con acreedores 1987-1990
(Millones de dólares)
País
Guatemala
El Salvador
Honduras
Nicaragua
Costa Rica
Total
Transferencias netas
-480
-131
25
1836
-627
623
Fuente: Banco Mundial, World debt tables.
2. Causas del endeudamiento externo
En vista de lo anterior, es conveniente indagar sobre las razones que
explican el endeudamiento externo de los países centroamericanos. Se
trae a cuenta, en primer término, la identidad macroeconómica que
expresa la inversión (I), en función de ahorro nacional (S), y del
ahorro externo, o sea, el incremento del endeudamiento externo
(F): I = S +F. Al observar la estructura del financiamiento de la
inversión en las últimas cuatro décadas, se nota que persistentemente
el ahorro nacional ha ido perdiendo importancia en el financiamiento
de la inversión, y el resultante vacío ha sido ocupado progresivamente
por el endeudamiento externo. En efecto, el hecho es que en 1950 la
totalidad de la inversión fue financiada con recursos internos. En la
década de los sesenta, el ahorro externo representaba alrededor de un
25 por ciento de la inversión; un porcentaje similar es mostrado en la
primera mitad de los años setenta, para empezar a crecer
aceleradamente a partir de 1978. Se debe señalar que hasta la segunda
mitad de los setenta, Costa Rica y Nicaragua, los países más
endeudados, recurrían en mayor proporción al ahorro externo para
financiar su inversión. Así, en el período 1970-1979, el ahorro externo
representó en promedio un 46.7 por ciento de la inversión en Costa
Rica, mientras que el promedio de los otros tres países era del 22 por
ciento y del 42.9 por ciento en Nicaragua. En los años ochenta, la
participación de los recursos domésticos en el financiamiento de la
inversión decrece considerablemente. Así, en El Salvador, el aporte
de los recursos internos ha representado sólo un 29.4 por ciento de la
inversión en el período 1985-1988. Una situación similar se observa
146 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Elementos para una estrategia centroamericana de renegociación de la deuda externa y captación de recursos
en los otros países, excepto en Costa Rica, que temprano en los anos
ochenta emprendió un proceso de ajuste. El porcentaje de la inversión
cubierta por el ahorro externo en cada país en las dos décadas recién
pasadas y en el período 1982-1990 se presenta en el Cuadro 5.
Así, una explicación del elevado endeudamiento externo reside en
que, ante la reducción del ahorro nacional, una creciente proporción
CUADRO 5
Contribución del ahorro externo al financiamiento de la inversión
(Porcentajes)
Años
1960-69
1970-79
1982
1983
1984
1985
1986
1987
1988
1989
1990
Guatemala
El Salvador
Honduras
27.8
21.1
33.3
25.5
47.9
39.6
13.5
64.4
58.2
55.31
51.94
22.1
18.4
62.4
75.3
81.3
92.4
51.2
69.5
69.4
92.28
110.88
18.0
37.2
63.7
58.8
62.5
54.4
49.7
59.5
62.5
60.79
180.43
Nicaragua
Costa Rica
26.3
42.9
79.6
56.2
111.3
75.7
-
38.3
46.7
55.0
53.9
35.5
34.9
21.3
33.6
32.4
52.87
59.13
Fuente: Preparado en base a las Estadísticas financieras internacionales del Fondo Monetario Internacional.
de la inversión ha tenido que ser financiada con recursos externos. Es
conveniente analizar entonces por qué el ahorro nacional ha caído de
forma tan marcada. En Centroamérica no se dispone de datos que
permitan desglosar el ahorro nacional en los componentes
correspondientes a los sectores público y privado, por lo que no se
puede identificar al sector específico que ha determinado la caída en
el ahorro en los últimos años.
Sin embargo, se pueden apuntar las variables que han incidido en
el desempeño de cada sector. Con relación al sector privado, existe
evidencia de que las exportaciones son el principal determinante del
ahorro nacional en los países en vías de desarrollo. Por ende, la
marcada reducción de las exportaciones, particularmente en El
Salvador y Nicaragua, explicaría la merma en la formación del
ahorro3.
CUADRO 6. Fuga de capital 1977-1984
País
3
Sobre la relación existente entre
las exportaciones y el ahorro en los
países centroamericanos, véase Luis
René Cáceres y Salvador Quintanilla,
“Sector externo y ahorro doméstico: el
papel de las exportaciones en
Centroamérica”. Cuadernos de
Economía y Finanzas, No. 11. BCIE,
abril 1990.
Monto en
millones de dólares
Guatemala
El Salvador
Honduras
Nicaragua
Costa Rica
627
1,119
275
1,851
-147
Total
3,725
Fuente: C. Glower, ref. 4.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
147
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Otra explicación de la caída del ahorro privado radica en la fuga
de capital que ha experimentado la región. Según estimaciones
recientes, el monto de capital fugado del área en el período 1977-1984
fue considerable4, alcanzando un monto de 3,725 millones de dólares,
tal como se presenta a continuación, (cuadro 6). Se debe señalar que
la cifra anterior representa un 31 por ciento del incremento de la
deuda externa desembolsada en el mismo periodo. Con relación al
ahorro del sector público, es conveniente presentar una identidad que
muestra la relación entre la necesidad de recursos externos y el déficit
fiscal:
F = (Ip - Sp) + (Ig + G - T)
en donde:
F = ahorro externo
Ip = inversión privada
Ig = inversión pública
Sp = ahorro privado
G = consumo público
T = ingresos fiscales
Si la suma de la inversión y consumo públicos es superior a los
ingresos fiscales, la expresión Ig + G - T representa el déficit fiscal,
Def, y la expresión anterior se puede suscribir así:
F = (Ip-S)+ Def
4
Véase Carlos Glower “La fuga de
capital en Centroamérica. 1977-1984”,
Cuadernos de Economía y Finanzas,
No. 1, BCIE, diciembre de 1986.
Véase también sobre el mismo tema,
Luis René Cáceres “Notas sobre la
fuga de capital en Centroamérica”,
Ibid., No. 12, BCIE, octubre de 1990.
5
Evidencia econométrica de una
asociación entre el déficit fiscal y el
endeudamiento externo se encuentra
en Khosrow Doroodian, “Determinants
of Latin American Extenal
Borrowing”, Journal of Economic
Development, vol 15, No. 1, junio de
1990, pág. 83-90.
6
Luis René Cáceres, “La
determinación de la deuda externa de
Honduras”, junio 1990, Mimeo.
7
Esta expresión muestra que entre mayor sea el déficit fiscal
mayor será la necesidad de recursos externos. Así, al tomar en cuenta
que en la década recién pasada todos los países experimentaron serios
desajustes en sus cuentas internas, se encuentra otra explicación por el
crecimiento acelerado del endeudamiento externo.5 A estas causas hay
que agregar el impacto adverso que sobre la economía del área ha
ejercido la economía internacional, particularmente a través del alza
de las tasas reales de interés en los mercados internacionales. El
impacto de la economía internacional ha sido de particular
importancia en la determinación de la deuda externa de Honduras, en
cuyo caso se ha calculado que la tasa de interés internacional
determinó alrededor de un 45 por ciento del incremento de su deuda
externa en el período 1981-1987 6. Asimismo, las altas tasas de interés
prevalecientes en el mercado internacional han ocasionado una
significativa merma en la inversión, que para algunos países
representa impactos considerables7.
Pérdida de la inversión total atribuida al aumento de la tasa de interés internacional (Porcentajes de los valores reales), Promedios para 1981-1988
País
Guatemala
El Salvador
Honduras
Nicaragua
Costa Rica
Centroamérica
Pérdida de la
inversión (%)
37.3
40.2
29.1
35.8
11.8
28.4
Tomado de Luis René Cáceres y Frederick José Jiménez, “La capacidad de absorción de inversiones de los países centroamericanos”, Revista de la
Integración y el Desarrollo de Centroamérica, No. 45, diciembre de 1990.
148 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Elementos para una estrategia centroamericana de renegociación de la deuda externa y captación de recursos
Por el lado de la oferta de recursos no se vislumbra una situación
prometedora, ya que la oferta mundial de ahorro ha disminuido en los
países desarrollados, de manera que la cuantía de recursos disponible
en la economía mundial se ha reducido. Análisis efectuados por el
Banco Mundial indican que esta escasez de recursos continuaría
durante el primer quinquenio de la presente década8. Ahora bien, dada
la contracción que ha experimentado la formación del ahorro
nacional, el monto de recursos externos que Centroamérica requiere
para recuperar el crecimiento económico es considerable. Si la región
en su conjunto creciera a una tasa anual del 5 por ciento en los
próximos años, los recursos externos demandados anualmente serían
del orden de los 3,000,000 millones de dólares 9. Además, los montos
de inversión física necesarios para utilizar los recursos externos
señalados son muy elevados, requiriéndose que la inversión real
crezca a un promedio anual del 10.3 por ciento, lo cual contrasta con
el crecimiento del 2.9 por ciento registrado en el período 1983-198810.
Las anotaciones anteriores indican que en el entorno
internacional no se perfila una mejoría de las situaciones adversas
prevalecientes en los años ochenta. Esto indica la necesidad de
realizar esfuerzos para incrementar el ahorro nacional,
particularmente en términos de la eliminación del déficit fiscal y de
medidas que vuelvan atractivo al público acumular ahorros. Es decir,
si una parte de la crisis de la deuda se originó en factores internos,
una buena parte de su solución radicaría también en factores
domésticos, principalmente la gestión de las finanzas públicas.
Lo anterior indicaría que en el interior de cada economía existe una
fuente importante de recursos “frescos”, cual es el saneamiento de las
cuentas del sector público, el desarrollo de los mercados financieros y
la plena utilización de la capacidad instalada. Una importante fuente
potencial de recursos para los países centroamericanos la constituye
su sistema tributario, especialmente considerando que en los últimos
años el esfuerzo fiscal ha decrecido, tal como se muestra en el cuadro
siguiente:
CUADRO 7.
Esfuerzo fiscal (ingresos corrientes-producto interno bruto)
(Porcentajes)
8
Banco Mundial, World Debt
Tables 1991-1992, Washington, DC,
1992.
9
Tomado de Luis René Cáceres y
Frederick José Jiménez, ob. cit. En la
cuantificación de los recursos externos
demandados se supuso una propensión
marginal a ahorrar de 0.10 y una
relación producto-capital igual a 4.
10
Luis René Cáceres y Frederick
José Jiménez, ibid.
11
Luis René Cáceres y Héctor
Roberto González, “Una investigación
sobre los determinantes del ahorro en
Centroamérica”, Comercio Exterior,
vol. 31, enero 1981, pp. 51-56.
País
1984
1985
1986
1987
1988
1989
Costa Rica
El Salvador
Guatemala
Honduras
Nicaragua
16.6
13.2
7.0
15.1
35.2
16.2
13.4
7.7
15.6
32.3
15.4
14.4
8.9
15.6
32.4
15.6
11.9
9.4
16.3
27.7
15.3
10.4
10.1
16.2
20.6
15.2
8.2
9.4
15.6
18.9
Fuente: Consejo Monetario Centroamericano, Boletín estadístico, 1989.
Además, se debe señalar que en varios países centroamericanos
existe evidencia de que el grado de desarrollo de los mercados
monetarios, medido por la relación del dinero al producto interno
bruto, ejerce una influencia positiva en la formación de ahorro
nacional11. Así, el sistema financiero de cada país representa una
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
149
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
fuente potencial de recursos que vendría a disminuir los
requerimientos de recursos externos. Sin embargo, no obstante los
avances que deben lograrse en estos campos, no se puede obviar el
hecho de que la significativa cuantía de los recursos externos que
requiere la región hace imperativo reducir sus obligaciones de
servicio de la deuda.
3. Renegociación de la deuda externa
Para el caso centroamericano, se considera que es útil clasificar las
gestiones de renegociación de la deuda en función de los acreedores:
acreedores oficiales bilaterales, banca privada internacional y deuda
intra centroamericana.
3.1. Los acreedores oficiales bilaterales
La renegociación de la deuda oficial bilateral se efectúa en el
marco del Club de París, que es el foro en el que los países deudores y
sus acreedores oficiales se reúnen a solicitud del deudor para decidir
montos, términos y condiciones de la deuda renegociada. Como su
nombre lo indica, las reuniones tienen lugar en París y son presididas
por el Ministerio de Finanzas de Francia.
Una condición que imponen los acreedores es que el país deudor
haya acordado previamente un programa de estabilización en el
Fondo Monetario Internacional, por lo que esa institución desempeña
un papel fundamental en las negociaciones. Además, los acreedores
acceden a reunirse en el Club de París sólo cuando el país ha incurrido
en atrasos en el servicio de su deuda. De esa manera, el Club no es un
mecanismo para solventar el problema de fondo del endeudamiento
externo, sino que se concentra en los atrasos y pagos a vencer en el
corto plazo.
Las reuniones del Club de París son breves, durando alrededor de
día y medio. En la primera parte de la reunión los representantes del
país deudor exponen los problemas que experimentan, las medidas de
ajuste adoptadas y el respiro solicitado en el servicio de la deuda. Por
su parte, el representante del Fondo Monetario Internacional informa
sobre la situación de corto plazo del país y sobre el programa de
ajuste en su tramo más alto acordado con el Fondo Monetario
Internacional. Los representantes de otros organismos financieros a su
vez presentan la situación de endeudamiento del país y los créditos
que le serían otorgados en los siguientes años.
En la segunda parte de la reunión, los representantes del país
deudor se retiran del salón para que los acreedores deliberen sobre las
condiciones con las cuales se concederá la renegociación.
Seguidamente, el presidente de la reunión (el representante del Tesoro
francés) informa a los funcionarios del país deudor los términos
acordados de la renegociación, quienes a la vez, por su medio, le
transmiten a los acreedores sus reacciones. En la tercera parte de la
reunión, todos los participantes se reúnen en una sesión plenaria para
anunciar los términos acordados de la renegociación, y los
150 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Elementos para una estrategia centroamericana de renegociación de la deuda externa y captación de recursos
12
Esta información está tomada de
secretaría de la UNCTAD, “La
deuda exterior y la gestión de
ajuste: el estímulo de las corrientes
de recursos financieros no
creadores de deuda y de los
nuevos préstamos”, Monetaria,
vol. 13, No. 2, abril-junio de 1990,
pp. 121-166. Véase también, S.
Griffith - Jones, “The Paris Club
and the Poorer Countries”, Savings
and Development, vol. 11, No. 12,
1987, pp. 137-160.
representantes de los acreedores y deudores firman las minutas de la
reunión. Las minutas especifican el periodo de consolidación, o sea,
el período en el que vencen los pagos a ser readecuados, si los
intereses y el principal van a ser refinanciados, si se van a consolidar
los atrasos y el período de amortización y gracia de la deuda
consolidada. Estos acuerdos no tienen carácter legal.
Posteriormente, mediante reuniones bilaterales entre los
representantes del país deudor y cada acreedor, se firman los contratos
de refinanciamiento en base a los términos de las minutas y otros
puntos específicos que establece el acreedor. Se debe señalar que un
considerable período de tiempo transcurre entre la reunión del Club
de París y la firma de los contratos bilaterales, de manera que toda la
operación desde el momento en el que el país deudor expresa interés
en la renegociación hasta cuando se suscribe el último contrato
bilateral, puede tomar entre doce y dieciocho meses. El atraso se
explica por la existencia de posiciones divergentes en materia de tasas
de interés y por las discrepancias estadísticas entre las cifras del
deudor y las del acreedor referentes a los montos de la deuda a ser
refinanciados. Dado que el período de consolidación es relativamente
corto, coincidiendo con el lapso del programa de ajuste del Fondo
Monetario Internacional, y dado que la formalización de los acuerdos
bilaterales toma bastante tiempo, lo que ocurre es una secuencia de un
Club de París rápidamente seguidamente de otro.
El número de países que ha acudido al Club de París ha
aumentado considerablemente en los últimos años. En el período
1976-1980, en promedio sólo dos países por año recurrieron al Club
de París. Este promedio aumentó a siete países en 1981-1983. Entre
1983 y 1987 hubo diecisiete reuniones y solamente en 1989 tuvieron
lugar once reuniones12. Se debe señalar que como los períodos de
consolidación son cortos, de los 26 países que reprogramaron su
deuda en el período 1981-1989, 14 ya habían refinanciado su deuda
en el Club de París en tres ocasiones o más. Además, el monto de la
deuda ya reestructurada ha pasado a ser mayor que el nuevo monto a
ser consolidado.
En los años 1988 y 1989, los períodos de gracia otorgados fueron
de entre seis y siete años y, excepto para algunos países africanos que
obtuvieron términos más generosos, el período de repago fue entre
tres y cuatro años. Con la excepción de los países africanos, estos
términos no difieren de aquellos otorgados en el periodo 1978-1984,
aunque se nota que en 1988-1989, en todos los casos se ha incluido la
mora dentro del total a refinanciar, así como los intereses a vencer en
el período de consolidación.
De los países centroamericanos, Costa Rica recurrió al Club de
París en enero de 1983, obteniendo condiciones de cuatro años y
nueve meses de período de gracia y cuatro años y medio de período
de repago. Se incluyó la mora en el monto refinanciado y el período
de consolidación fue de un año y seis meses. Posteriormente, en mayo
de 1989, Costa Rica volvió al Club de París y obtuvo un período de
consolidación de catorce meses, un período de gracia de seis años y
un mes, un período de repago de cuatro años y seis meses, y el
período límite (cut off), o sea, la fecha cuando se comienzan a agregar
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
151
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
los atrasos, fue el 1 de julio de 1982. Además, Costa Rica incluyó en
esta operación la deuda que ya había sido refinanciada en el Club de
París. El monto total refinanciado fue de 182 millones de dólares. En
julio de 1991, Costa Rica renegoció otra vez con el Club de París un
monto de 125 millones de dólares, que representaba intereses y
principal sobre deudas refinanciadas en 1983 y 1989.
En septiembre de 1990, El Salvador concluyó una negociación
con el Club de París para el refinanciamiento de un monto de 135.5
millones de dólares, que incluye 48.2 millones de dólares de principal
e intereses en mora al 30 de septiembre de 1990 y 87.3 millones de
dólares de vencimientos de principal e intereses durante el período
comprendido entre el 1 de octubre de 1990 y el 30 de septiembre de
1991. Las condiciones otorgadas por los acreedores fueron, para la
deuda comercial, un plazo de quince años con ocho de gracia, y para
la deuda concesional, el plazo fue de veinte años con diez de gracia;
Honduras también concretó una negociación con el Club de París en
septiembre de 1990, por un monto de 150 millones de dólares,
obteniendo términos y condiciones iguales a los obtenidos por El
Salvador.
Se debe señalar que el Club de París acordó otorgar a El Salvador
y Honduras los beneficios potenciales de una significativa reducción
de sus deudas concesionales, a través del financiamiemo de proyectos
ambientales y sociales. En términos concretos, la minuta acordada
con el Club de París para el caso de El Salvador, señala en el numeral
2 lo siguiente:
The debt relief will apply as follows... a) On a voluntary basis,
the Government of each creditor country or is appropriate
institutions may sell or exchange, in the framework of debt for
nature, debt for aid, debt for equity swaps or other local currency
debt swaps: The amounts of outstanding loans mentioned in
paragraph I above as regards official development aid loan and
direct government loans.
Lo anterior indica que los acreedores bilaterales mostraron
disposición a condonar una parte de la deuda concesional sujeto a que
un monto equivalente al principal de la misma se destine a la atención
de proyectos sociales y ambientales. Esto representa una valiosa
concesión para reducir los pasivos externos y para impulsar proyectos
sociales. En 1989, México logró una renegociación con el Club de
París en términos muy ventajosos. Tal como lo expone una
publicación reciente:
México logró un acuerdo multianual que abarca 2,600 millones
de dólares, que representan los vencimientos de capital a pagarse
del 1 de junio de 1989 hasta el 31 de marzo de 1992 y el 100 por
ciento de los intereses a pagarse entre el 1 de junio de 1989 y el
31 de marzo de 1990. Asimismo, incluyen el 90 por ciento de los
intereses por vencer entre el 1 de abril de 1990 y el 31 de marzo
de 1991, y el 80 por ciento de los intereses por vencer entre el 1
de abril de 1991 y el 25 de mayo de 1992. La cifra de alivio final
que se logró en materia de reducción de transferencias con este
152 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Elementos para una estrategia centroamericana de renegociación de la deuda externa y captación de recursos
acuerdo es la siguiente: para 1989, 519 millones, para 1990, 773
millones y para 1991, 538 millones de dólares. El acuerdo
también asegura fínanciamiento irrestricto para las importaciones
que México realice de los países miembros del Club de París, el
cual se calcula en un mínimo de 2,000 millones de dólares
anuales durante los próximos seis años13.
Términos muy generosos los obtuvo Nicaragua en su negociación
ante el Club de París, el 16 y 17 de diciembre de 1991, Estos
comprenden una condonación del 50 por ciento de la mora del
principal e interés comprendido entre el 1 de noviembre de 1988 y el
1 de enero de 1992, así como de los vencimientos entre esta última
fecha y el 31 de marzo de 1993. El otro 50 por ciento sería pagado en
23 años con seis anos de gracia14. De particular importancia es la
posibilidad que se abrió para Nicaragua para la reducción del stock de
su deuda, al acordar el Club de París:
Creditors agree to meet again with the Nicaraguan authorities to
consider future debt reschedulings (goodwill clause), and would
be prepared to consider the treatment of Nicaragua’s stock of
debt if Nicaragua complies with the agreed minute and has an
appropriate arrengement with the IMF.
13
Véase “La renegociación de la
deuda externa de México”, Secretaría
de Hacienda y Crédito Público,
México, D.F., julio de 1989, Mineo.
14
Estos términos se aplican a
préstamos no concesionales otorgados
por Francia, Alemania, Holanda,
Suecia y Reino Unido. Por su parte,
Austria, Finlandia, Israel, Italia,
España y Suiza acordaron otorgar a los
adeudos en los mismos conceptos un
plazo de treinta años, sin período de
gracia. Además, los préstamos
concesionales de ambos grupos de
países serán pagados en treinta años
con doce años de gracia.
Honduras recurrió nuevamente al Club de París el 26 de octubre
de 1992 y obtuvo concesiones más favorables que las logradas por
Nicaragua: condonación del 50 por ciento de la mora al 30 de
septiembre de 1992 y del 50 por ciento del servicio de la deuda entre
esa fecha y el 31 de julio de 1995, fijándose un plazo de 23 años con
seis de gracia para el remanente no condonado. Además, se dejó
abierta la probabilidad de trueques de deuda por proyectos sociales y
ambientales, a la vez que el Club de París acordó en principio reunirse
nuevamente dentro de tres años para considerar el problema del
monto de la deuda de Honduras.
No obstante el respiro que las operaciones del Club de París
significan para los países centroamericanos, no se puede asegurar que
ese alivio sea suficiente para que éstos puedan solventar sus
problemas de iliquidez externa y para destinar suficientes recursos a
las tareas del desarrollo. Esto se constata por el carácter recurrente
con que los países acuden al Club de París. Por lo tanto, los países
centroamericanos deberían buscar oportunidades de condonación de
sus deudas bilaterales.
En este contexto, los aspectos de condonación de la deuda
externa comprendidos en la Iniciativa para las Américas representan
una gran oportunidad. De acuerdo a esta Iniciativa, la deuda
concesional de los países latinoamericanos sería consolidada y
redocumentada a una fracción del valor nominal original y a esta
deuda reestructurada se le aplicaría una tasa de interés y plazo de
repago igual a los promedios de la deuda original. El punto fundamental es que los intereses se pagarían en moneda local, en efectivo o
en valores, y Estados Unidos los destinaría a fondos de fideicomiso
para atender proyectos ambientales en los países deudores. El
Congreso de Estados Unidos aprobó la condonación de la deuda
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
153
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
15
Los cálculos se encuentran en
Miguel Araujo, “Hacia una estrategia
para la renegociación de la deuda
externa de El Salvador”, agosto de
1990, Mimeo.
16
Véase Miguel Araujo, ibid.
17
Luis René Cáceres, “Perspectivas
económicas de Honduras”, febrero de
1992, mimeo. En este trabajo se
estimó un modelo de tres ecuaciones y
dos identidades, del cual se deriva la
siguiente ecuación para el producto
interno bruto Y, en función de las
exportaciones E, la tasa promedio de
interés, r, sobre la deuda externa D, y
la entrada de recursos externos F:
Y = 2.76 -E + 0.98 -F - 0.98 (r-D + D-r)
18
Richard Feinberg, New
Directions in US-Latin American
Economic Relations, Washington, DC,
Overseas Development Council, 1991.
asumida con él en el marco del programa PL-480, “Alimentos para la
paz”. En este marco, en junio de 1992, Chile redujo su deuda del PL480 en un 40 por ciento, y en agosto de 1991, Bolivia y Jamaica
redujeron las suyas en un 80 por ciento. Además, el Departamento del
Tesoro de Estados Unidos ha invocado una ley vigente que autoriza la
condonación de deudas a los países menos desarrollados. En ese
contexto, se canceló un total de mil millones de dólares que habrían
sido contraídos por Guyana, Haití, Honduras (260 millones) y
Nicaragua (260 millones). Asimismo, en octubre de 1992, el
Congreso aprobó el componente de reducción de deuda comprendido
en la Iniciativa para las Américas, lo cual abre excelentes
oportunidades.
Los montos por eliminar serían 709 millones de dólares que debe
El Salvador, 281 millones de Guatemala y 464 millones de Costa
Rica. Para el caso de El Salvador se ha calculado que los ahorros
anuales en divisas que se podrían obtener serían de 11.2 millones de
dólares si la deuda fuera condonada en un 50 por ciento. Asimismo, el
impacto en la economía salvadoreña podría representar un incremento
del 0.5 por ciento en su tasa de crecimiento real, sin incluir el
beneficio ecológico, si la deuda se eliminara totalmente 15.
Es necesario recalcar la conveniencia de que los países actúen en
forma concertada en las negociaciones de reducción de deuda externa;
la interdependencia económica es tan fuerte en la región que, por
ejemplo, si El Salvador redujera su deuda en 10 millones de dólares,
pero Guatemala la aumentara en 20 millones, el incremento del
producto interno bruto del primero se reduciría a la mitad del valor
que hubiera alcanzado si Guatemala hubiera mantenido constante su
deuda. Además, si la reducción ocurre en los otros cuatro países y por
el mismo monto, el impacto total sobre el ingreso de El Salvador sería
el doble que si su caso se considerara aisladamente16. Un resultado
similar se nota en el caso de Honduras17.
Asimismo, de particular importancia es que los países
centroamericanos negocien conjuntamente con otros países acreedores
el otorgamiento de concesiones similares a las que serían otorgadas
por la Iniciativa de las Américas. Se debe señalar que si todos los
países acreedores del Club de París adoptaran el esquema de la
Iniciativa para las Américas, el ahorro anual en divisas para América
Latina y el Caribe sería de entre 1.6 y 2.3 miles de millones de
dólares18.
Un elemento que podría fortalecer una propuesta centroamericana
en este sentido sería que los países propusieran a sus acreedores
oficiales bilaterales pagar sus adeudos en monedas locales, destinando
estos recursos a erradicar el analfabetismo y a mejorar las condiciones
de salud del área. Esto es de particular importancia para El Salvador y
Nicaragua ante las necesidades de la reconstrucción económica. En
este contexto, es importante que cuando los países del área recurran
otra vez al Club de París, previamente intercambien información
sobre sus planteamientos y analicen las experiencias recientes,
particularmente la de Honduras, buscando armonizar las propuestas y
presentándolas simultáneamente. Se debe señalar que ha habido por lo
menos un caso de tratamiento parcializado a los países: en 1983, una
oferta de Costa Rica para establecer un tope a la casa de interés fue
154 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Elementos para una estrategia centroamericana de renegociación de la deuda externa y captación de recursos
rechazado por sus bancos acreedores, aunque se le había aceptado a
Nicaragua. La coordinación y la consulta son fundamentales porque el
hecho es que cuando los países centroamericanos han renegociado su
deuda con la banca comercial, han obtenido condiciones menos
favorables que las obtenidas por países latinoamericanos más grandes,
como se muestra en el cuadro siguiente.
Esta situación desfavorable se dio también a principios de la
década de los años ochenta, cuando los países del área obtuvieron
términos más duros que otros países latinoamericanos en sus
contrataciones con la banca privada internacional 19.
CUADRO 8.
Condiciones de la reprogramación de la deuda externa con la banca
privada 1984-1985
País
Costa Rica
Honduras
Argentina
Chile
Brasil
México
Venezuela
Margen sobre
Libor (%)
Plazo
años
Comisiones
(%)
1.66
1.58
1.44
1.42
1.13
1.13
1.13
9.4
11.0
11.5
12.0
12.0
14.0
12.5
1.00
0.8
0.15
0.08
-
-
Fuente: CEPAL, “Notas sobre la economía y el desarrollo”, No. 470-471, diciembre de 1988.
CUADRO 9.
Términos de contrataciones, enero de 1980-junio de 1981
País
Costa Rica
Honduras
Ecuador
Argentina
Chile
México
Venezuela
Margen
sobre
Libor (%)
1.13
1.40
0.74
0.67
0.91
0.65
0.68
Período
Amortización
Años
Comisiones
(%)
6.0
6.7
8.0
7.5
7.6
7.6
6.9
1.23
0.97
0.97
1.09
0.81
0.70
1.67
3.2. Negociaciones con la banca privada internacional
19
Los datos del Cuadro 10 han sido
tomados de Robert Devlin, Debt and
Crisis in Latin América, Princeton,
Princeton University Press, 1989,
pág.191.
Con relación a las negociaciones con la banca privada
internacional, se debe mencionar, en primer lugar, el acuerdo
alcanzado por Costa Rica en 1990 que redujo su deuda con estos
acreedores, mediante operaciones de recompra directa. Dado que el
descuento de la deuda era del 84 por ciento, con 200 millones de
dólares en efectivo, se logró comprar un monto de deuda por 1,152
millones de dólares. Las fuentes de recursos para efectuar la recompra
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
155
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
20
Banco Mundial, Analytical
Aspects of Debt and Debt Service
Reduction Operations, marzo 1992,
mimeo.
21
Véase Latin American Weekly
Reports, 18 de junio de 1992. Panamá
también ha acordado con Nature
Conservancy llevar a cabo un trueque
de 30 millones de dólares de su deuda
por “bonos ecológicos”. Véase
Financial Times, 20 de marzo de 1992.
fueron México y Venezuela con 35 millones cada uno, Taiwán con 40
millones y AID con $33 millones de dólares.
Los bancos que vendieron por lo menos el 60 por ciento
cambiaron el resto de la deuda por bonos a veinte años de plazo con
diez de gracia y a un interés del 6.25 por ciento, con una garantía para
el pago de un año de intereses. Los bancos que vendieron menos del
60 por ciento de sus acreedurías pudieron cambiar el resto por bonos a
25 años plazo con 15 de gracia y sin ninguna garantía. Se estableció,
además, un programa de conversión de deuda por un monto anual de
20 millones de dólares por cinco años para financiar proyectos de
exportación o turismo. Una evaluación reciente de esta operación
concluyó que fue sumamente positiva, particularmente por su impacto
en la inversión 20.
Con relación a otros países, el caso más especial es el de Nicaragua. La deuda de largo plazo de Nicaragua con la banca privada
internacional fue en, 1990, de 1,292 millones de dólares, la cual se
cotiza actualmente en el mercado secundario a un descuento del 93
por ciento. Por lo tanto, las oportunidades para reducir dicha deuda
son concretas. Una medida sería negociar con los bancos acreedores
que simplemente condonen esas deudas, que probablemente ya han
sido en efecto borradas de los libros. Si se planteara una recompra
directa, el hecho es que con alrededor de 90 millones de dólares se
puede retirar toda esa deuda. Otra opción atractiva sería efectuar un
canje de deuda por naturaleza, o sea, cambiar la totalidad de la deuda
con la banca privada internacional por bonos denominados en
córdobas con cláusula de mantenimiento de valor, y cuyos intereses
serían destinados a atender proyectos ambientales o sociales.
En el caso de Honduras, el monto de su deuda oficial con la
banca privada era, en 1990, de 183 millones de dólares y se cotiza en
el mercado secundario un descuento del 80 por ciento. Honduras ha
efectuado un significativo esfuerzo de operaciones de trueque de
deuda por inversiones en capital y virtualmente ha eliminado la
totalidad de esta deuda.
En El Salvador, la deuda privada se cotiza a un descuento muy
bajo, de alrededor del 10 por ciento; Además, las obligaciones con la
banca privada son relativamente bajas, alcanzando la suma de 119
millones de dólares, en 1990. Esto volvería muy costosa una
operación de recompra directa, pero sí existen excelentes
posibilidades para realizar trueques de deuda por naturaleza y por
proyectos sociales.
En Guatemala, la deuda con la banca privada no es muy alta, sólo
de 153 millones de dólares. En el futuro, el país podría considerar una
operación de canje de deuda “vieja” por deuda “nueva” en forma de
bonos a largo plazo, similar al caso de Costa Rica, y bajo el marco del
plan Brady. En mayo de 1992, Guatemala llevó a cabo un trueque de
deuda por naturaleza por 1.3 millones de dólares, financiado con
recursos donados por Conservation International para proyectos
ambientales en el Petén 21.
Se debe señalar que a fin de focalizar esfuerzos, sería conveniente
estructurar un programa de canje de deuda por naturaleza a nivel
regional, en el que se podría negociar la ejecución de un “paquete” de
156 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Elementos para una estrategia centroamericana de renegociación de la deuda externa y captación de recursos
proyectos de los cinco países mediante trueque, replicando la
experiencia de Costa Rica que a fines de 1991 había convertido
alrededor de 100 millones de dólares de su deuda para atender
proyectos de conservación ambiental. De particular importancia es
realizar esfuerzos para concretar operaciones de trueque de deuda por
inversiones. Los países centroamericanos han estado renuentes a este
tipo de operaciones por temor a su impacto inflacionario22. Sin
embargo, el impacto del servicio de la deuda sobre la liquidez externa
de sus economías es significativo. En 1990, el servicio de la deuda
externa de Centroamérica alcanzó la cifra de 1,195 millones de
dólares. Conviene, además, tomar en cuenta el apoyo que otros países
están dando a la conversión de deuda por capital. Brasil, por ejemplo,
estableció un programa para convertir 50,000 millones de dólares en
inversiones en un período de tres años. México, por su parte, creó un
“cupo” de 3,500 millones de dólares para tres años 23. Una particular
importancia entraña la posibilidad de que los países centroamericanos
efectúen operaciones de conversión de la deuda por becas, similares al
acuerdo logrado entre la Universidad de Harvard y el gobierno de
Ecuador mediante el cual la universidad canjearía 5 millones de
dólares de la deuda ecuatoriana, comprada en el mercado secundario a
un descuento del 85 por ciento, por títulos valores en moneda
nacional con cuyos intereses se becarán 70 estudiantes ecuatorianos
para realizar estudios en dicha universidad 24.
3.3. Deuda Intracentroamericana
22
El tema de los costos y
beneficios de la conversión de deuda
externa se analiza en Ricardo FrenchDavis, “Debt Equity Swaps in Chile”,
Cambridge Journal of Economics, vol.
14, No. 1, marzo de 1990,
pp. 109-126; “The Great Swaps
Debate”, Latin Finance, julio-agosto
de 1989, pp. 55-64; Joel Bergsman y
Wayne Edisis, Debt Equity Swaps and
Foreign Direct investment in Latin
America, CFI, Washington, D.C.,
agosto de 1988.
23
Sobre el caso de Brasil, véase
“Brazil Sees Swaps as Solution”, Latin
American Weekly Report, 1 de marzo
de 1990; el caso de México se
encuentra en “México: The Debt
Conversión”, International Reports, 29
de abril de 1990. Se ha registrado
recientemente que México va a
duplicar el monto de 3,500 millones
de dólares de conversión de deuda por
inversión que había sido establecido
para el período 1990-1992, véase
Banco Mundial, Development News
Daily Summary, 12 de octubre de
1990.
24
Véase The New York Times, 12
de julio de 1990.
Finalmente, se podrían considerar operaciones para eliminar la
deuda intracentroamericana originada en el comercio regional. Una
opción que se puede considerar es que los países deudores paguen a
los países acreedores con las obligaciones de éstos con la banca
privada internacional. Por ejemplo, Honduras podría pagar a Costa
Rica con la deuda que este país tiene con la banca privada
internacional. Se podría establecer un convenio de montos a pagar
mediante conversión de la deuda. Otra opción es que el país acreedor
acepte vender su acreeduría a un descuento. Así, ésta podría ser
vendida a un inversionista que la presentaría al país deudor para
realizar una inversión. Esta deuda podría servir también para
conversiones por naturaleza. También se podría replicar la excelente
negociación que Nicaragua logró con Venezuela, México y Colombia,
cancelando sus adeudos con estos países con el uso de bonos cupón
cero.
3.4. Movilización de recursos “frescos” para el desarrollo
Al examinar las perspectivas de captación de nuevos recursos
externos para el desarrollo del área, habría que tomar en cuenta el
ambiente político que ha determinado en parte la oferta de recursos
concesionales que por varios años ha recibido Centroamérica. Por una
parte, la misma pacificación que la región ha logrado puede contribuir
a que Centroamérica pierda la importancia estratégica que había
ocupado en el pasado. A la vez, la terminación de la guerra fría podría
significar la merma de determinados programas de ayuda concesional.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
157
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Se debe señalar que han surgido nuevos demandantes de ayuda
oficial, particularmente los países de Europa del este, lo que sin lugar
a dudas constituye una competencia con las demandas de la región.
Esta situación obliga a buscar nuevas formas de captación de
recursos externos, que permitan compensar la disminución que podrá
ocurrir en las fuentes bilaterales tradicionales, en adición a las
medidas que se tomen para incrementar el ahorro doméstico. Una
fuente que puede ser significativa es la inversión extranjera. En los
últimos años, esta variable no ha tenido una incidencia determinante
en la cuenta de capital de la balanza de pagos de los países
centroamericanos, como se aprecia en el Cuadro 10.
CUADRO 10.
Inversión privada directa (Millones de dólares centroamericanos)
País
Guatemala
El Salvador
Honduras
Nicaragua
Costa Rica
1984
1985
1986
42.3
12.3
20.4
1.8
51.9
73.5
12.4
27.5
0.0
67.0
68.8
6.3
30.0
0.0
54.8
1987
90.2
1.6
38.8
0.0
89.5
1988
1989
90.2
N.D.
6.8
0.0
122.3
80.8
N.D.
37.4
0.0
115.0
Fuente: Consejo Monetario Centroamericano, Boletín Estadístico, 1989.
Se puede notar que particularmente en Nicaragua, El Salvador y
Honduras, la inversión extranjera representa un filón potencial para la
captación de recursos.
Se debe señalar que varios expertos financieros han apuntado que
la crisis de la deuda debe dejar como lección que las futuras corrientes
de capital tomen la forma de recursos patrimoniales para la formación
de empresas. En este contexto también se ha señalado la conveniencia
de fortalecer los mercados de capitales nacionales, a fin de generar
oportunidades de participación accionaria para el capital extranjero.
Se ha agregado que dado los alto riesgos existentes en los mercados
nacionales, dichos mercados se deberían internacionalizar, a fin de
establecer una red de garantía que sirva para promover el crecimiento
de los mismos. En este sentido, una oportunidad que se presenta a los
países del área es la creación de un mercado integrado de capitales
para la formación de empresas a nivel regional. La existencia de un
mercado regional de capital requiere, en primer lugar, un apropiado
marco de competencia y supervisión de los mercados financieros de
cada país.
Otra fuente de recursos importante que se puede ensanchar
considerablemente es la captación de las remesas de los ciudadanos
centroamericanos radicados en el exterior. Según estudios efectuados,
el monto de tales remesas es muy significativo, principalmente en El
Salvador, en donde se ha estimado que alcanzan alrededor de mil
millones de dólares. Sin embargo, los montos efectivamente captados
por los sistemas financieros son relativamente bajos.
Este renglón merece la búsqueda de mecanismos que permitan
una captación de estos recursos sustancialmente mayor. Basta señalar
158 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Elementos para una estrategia centroamericana de renegociación de la deuda externa y captación de recursos
CUADRO 11.
Transferencias unilaterales privadas (netas)
(Millones de dólares centroamericanos)
País
1984
1985
1986
1987
1988
1989
Guatemala
28.3
19.5
50.5
67.6
98.5
115.7
El Salvador
134.5
125.5
165.9
201.6
225.8
242.2
Honduras
8.0
12.4
13.0
16.0
17.5
16.0
Nicaragua
2.0
13.8
6.2
N.D
Costa Rica
31.9
42.5
37.4
38.7
N.D.
40.1
N.D.
44.2
Fuente: Consejo Monetario Centroamericano, Boletín Estadístico, 1989.
25
Un estudio reciente ha señalado
que las remesas del exterior son el
medio ideal para la fuga de capital.
Véase, Rob Vos, “Private Foreign
Asset Accumulation, not Just Capital
Flight”, Journal of Development
Studies, vol. 28, No. 3, abril 1992,
pp. 500-537.
que si en 1989 la captación de transferencias privadas (remesas) se
hubiera duplicado, el monto resultante hubiera sido igual al monto de
las transferencias oficiales 25.
Se debe señalar que en 1988 y 1989, el déficit en cuenta
corriente, excluyendo las transferencias oficiales, fue para la región en
conjunto de alrededor de 2,000 millones de dólares. En 1988 fue
cubierto parcialmente por un saldo positivo en la cuenta de capital de
1,130 millones de dólares y por las transferencias oficiales de 741
millones de dólares. En el déficit anterior, un papel importante
desempeñó el pago de intereses sobre la deuda externa por 556
millones de dólares.
Para el futuro, la estrategia podría consistir en reducir el déficit
en cuenta corriente mediante el incremento de las exportaciones,
mayor captación de remesas y la disminución del servicio de la deuda
externa y, a la vez, mejorar el saldo en la cuenta de capital por medio
de una mayor atracción de la inversión extranjera, la contratación de
capital de largo plazo para financiar programas de desarrollo, así
como el retorno del capital que salió del área. Se debe notar que en
1988, el servicio de la deuda representó el doble de las transferencias
oficiales. De ahí la importancia de reducir la deuda y su servicio.
Con relación a los recursos vinculados a la ejecución de los
programas de desarrollo del sector publico, sería conveniente
reproducir la actual experiencia de otros países del área al negociar
con la Comunidad Económica Europea a través de una comisión
mixta, creada para ese efecto. Estos mecanismos conllevarían la
ventaja de que los países asociados tendrían mejor capacidad de
convocatoria que individualmente, en un marco de simetría. Además,
serviría para que los países de la región efectuaran planteamientos a
los países desarrollados sobre otros aspectos no necesariamente
financieros, como son el comercio internacional, la tecnología, los
productos primarios, etc. La modalidad de comisiones mixtas también
contribuiría a que los países incorporasen los aspectos de integración
regional en sus programas nacionales de desarrollo, ya que la
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
159
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
preparación de posiciones para dichas comisiones obligaría a ejercer
un mínimo de coordinación entre los programas de cada país. De esta
forma se podría llegar a la preparación de programas de acción en los
que se plasmara la óptica regional en torno a objetivos comunes,
mediante la ejecución de esfuerzos nacionales y regionales lo cual,
además de sus méritos en el plano nacional, fortalecería los
planteamientos de los países del área. Todo lo anterior exige que
Centroamérica tenga una visión clara de sus objetivos de mediano
plazo, del rumbo que desea impartir a su economía y qué clase de
sociedad desea lograr.
Una reflexión que es conveniente formular es que el
estancamiento y la declinación económica de la región empezaron a
finales de la década de los años setenta, inmediatamente después de
haber experimentado un período de bonanza económica por los altos
precios del café. Pero esta bonanza no dejó un solo elemento que
permitiera atenuar la crisis. Al contrario, fue en ese período cuando
los gastos del sector público y las importaciones crecieron más
aceleradamente y cuando la balanza en cuenta corriente comenzó a
deteriorarse considerablemente. Así, surge la conveniencia de analizar
la creación de un fondo de reserva regional, al cual los países podrían
destinar un porcentaje de sus exportaciones para afrontar los tiempos
difíciles que podrían venir.
En este punto es pertinente señalar la conveniencia de que
Centroamérica negocie ante los países desarrollados la creación de un
mecanismo de compensación por la caída de los precios de sus
productos de exportación, similar al esquema STABEX creado por la
Comunidad Económica Europea para los países de la Convención de
Lomé 26. Este punto figuró en las negociaciones en la comisión mixta
de la Comunidad Económica Europea y Centroamérica sin lograrse
ningún avance. Dada su importancia, es un tema que no debería ser
relegado, particularmente ante la caída de los precios de los productos
tradicionales de exportación.
Por otra parte, es posible prever un cambio cualitativo en la
demanda de recursos externos, sobre todo en términos de una
disminución de la importancia de los “recursos externos para el
desarrollo” y de una creciente demanda de los “servicios financieros
para la producción”. Así, se prevé una mayor demanda de servicios
especializados para el financiamiento de las exportaciones, los
seguros, el capital de riesgo, el arrendamiento swaps. Etc., que se
vuelven indispensables para sustentar los objetivos de los gobiernos
centroamericanos de penetrar nuevos mercados y aumentar la
competitividad internacional.
3.5. Las proyecciones de la balanza de pagos.
26
Un análisis del mecanismo
STABEX aplicado a Centroamérica se
encuentra en Frederick José Jiménez,
“El mecanismo Stabex: una fuente
potencial de recursos para
Centroamérica”, Cuadernos de
Economía y Finanzas, No. 5, BCIE,
abril de 1988.
Un resumen de los principales renglones de la balanza de pagos
del período 1986-1989 se presenta en el cuadro 12.
Se puede notar el deterioro marcado que se ha dado en el déficit
en la cuenta de bienes, así como los elevados montos de las
transferencias unilaterales y los bajos montos de capital privado.
Con esa base, se ha tratado de proyectar la balanza de pagos para
el período 1992-1994, en un escenario optimista que comprende
160 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Elementos para una estrategia centroamericana de renegociación de la deuda externa y captación de recursos
CUADRO 12.
Centroamérica: balanza de pagos, 1986-1989
(Millones de dólares)
Rubros
1986
1987
1988
1989
Saldo de bienes
Saldo servicio
y renta
Transferencias
unilaterales (netas)
Saldo en cuenta
corriente
-320
-1,317
-1,271
-1,465
-1,279
-1,368
-1,301
-1,203
885
1,259
1,312
1,234
-715
-1,426
-1,259
-1,435
76
553
562
282
1,035
883
617
1,105
3
9
5
- 31
-2
-47
-1
208
1,123
1,126
1,130
1,595
408
- 300
-129
160
Capital privado
Capital oficial
Y bancario
Asignación DEG’s
Errores y omisiones
Saldo cuenta de
capital
Balanza de pagos
Fuente : Elaborado sobre la base de Consejo Monetario Centroamericano, Boletín Estadístico, 1989.
reducir paulatinamente el déficit en cuenta corriente mediante el
crecimiento de las exportaciones, la captación de remesas familiares y
la reducción del servicio de la deuda externa. Además, en un marco
optimista, el saldo en la cuenta de capital aumentaría, incrementado
por la entrada de inversión extranjera, la repatriación de capital y el
incremento de capital oficial y bancario para el financiamiento de
programas de desarrollo. La proyección se muestra en el cuadro
siguiente:
CUADRO 13.
Proyección de la balanza de pagos 1992-1993
(Millones de dólares)
1992
1993
1994
Saldo de bienes
Saldo de servicios
-1,300
-1,100
-1,200
-1,050
-1,100
-1,000
Transferencias
Saldo en cuenta
corriente
1,250
1,200
1,200
-1,150
-1,050
-900
400
500
600
1,000
1,050
1,150
Capital privado
Capital oficial
y bancario
Asignación DEG’s
Errores y omisiones
Saldo en cuenta
de capital
Balanza de pagos
-0-0-
-0-0-
-0-0-
1,400
1,550
1,750
250
500
850
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
161
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Se puede apreciar que el déficit en bienes disminuiría de 1,465
millones de dólares en 1989 a 1,100 millones de dólares en 1994
básicamente debido al incremento de las exportaciones de El Salvador
y Nicaragua (y al ahorro en el uso de petróleo y sus derivados). El
déficit de servicios decrece de 1,203 millones a 1,000 millones de
dólares por los esfuerzos de reducción de deuda. Por su parte, las
transferencias netas disminuyen, pasando de 1,234 millones a 1,200
millones de dólares, bajo el supuesto de que las remesas familiares
han compensado la merma en las transferencias oficiales. De esa
manera, se proyecta una mejoría en el déficit en cuenta corriente, que
se reduce de 1,435 millones en 1989 a 900 millones de dólares en
1993. Por su parte, se estima una mejoría en la cuenta de capital,
determinada por una mayor captación, tanto de capital privado, que
pasaría de 282 millones a 600 millones de dólares, y de capital oficial
y bancario. Así, el saldo en cuenta de capital pasa de 1,595 millones a
1,750 millones de dólares y la balanza de pagos pasa de un saldo de
160 millones en 1989 a 850 millones de dólares en 1994. Se debe
enfatizar que esta mejoría sería posible debido a:
-
incremento de las exportaciones;
reducción de la deuda;
mayor captación de remesas familiares;
incremento de ingreso de capital privado y del capital oficial
para proyectos de desarrollo.
En el escenario expuesto, no obstante las mejorías proyectadas en
los distintos rubros, todavía es necesaria una participación
significativa de las transferencias. Además, la mejoría en la situación
de la balanza de pagos no garantiza que los problemas económicos
estarían resueltos. El escenario anterior tiene como contrapartida
macroeconómica un aumento del ahorro nacional, la mejoría considerable de las cuentas del sector público, la existencia de un acervo
significativo de proyectos de inversión y, en particular, la existencia
de un ambiente propicio a la inversión.
Con el fin de tener una visión clara de los desafíos que enfrentan
los países centroamericanos en sus esfuerzos por mejorar su liquidez
externa e incrementar el ritmo de crecimiento de sus economías, a
continuación se presenta un resumen global que unifica las acciones
consideradas como de mayor prelación. El objetivo general es
acrecentar las disponibilidades de recursos en función de los
requerimientos de recursos para impulsar el crecimiento económico.
Las acciones pertinentes con relación a la problemática de la deuda
externa serían las siguientes:
-
-
Establecer un mecanismo formal de consulta regional para
intercambiar información y afinar planteamientos ante
acreedores.
Analizar y fortalecer conjuntamente los planteamientos ante
el Club de París, en el caso de los países que todavía no han
formalizado un acuerdo con el mismo, especialmente
argumentando la reducción de la deuda y aprovechando la
162 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Elementos para una estrategia centroamericana de renegociación de la deuda externa y captación de recursos
-
-
-
-
concesión otorgada a Nicaragua.
Impulsar programas regionales de conversión de deuda por
naturaleza y por educación.
Preparar programas de reducción de la deuda con la banca
privada internacional en el contexto de impulsar la
privatización de las empresas y para incentivar la inversión.
Negociar en forma conjunta la ejecución de la Iniciativa de
las Américas.
Efectuar conjuntamente planteamientos ante otros países para
replicar el componente de deuda externa de la Iniciativa para
las Américas, destinando los intereses sobre la deuda
reestructurada a proyectos de salud y educación.
Establecer un equipo técnico que permanentemente estudie
las opciones y los nuevos planteamientos en materia de
financiamiento para el desarrollo.
Negociar ante México y Venezuela que acepten pagos de la
factura petrolera con deuda de estos países.
Cancelar las deudas intracentroamericanas mediante el pago
con deuda del país acreedor o con bonos cupón cero.
Con relación a la captación de recursos frescos, las acciones más
importantes son las siguientes:
- Emprender esfuerzos en el campo de la programación de
inversiones a fin de utilizar plenamente los recursos externos
de organismos multilaterales y bilaterales de financiamiento.
- Desarrollar mecanismos financieros para captar las remesas.
- Impulsar acciones para atraer la inversión extranjera.
- Establecer comisiones de negociación para el financiamiento
de proyectos en base a una definición de prioridades de
desarrollo.
Finalmente, en el plano interno, las acciones procedentes serían
las siguientes:
-
Reducir los déficits fiscales.
Incrementar el ahorro nacional.
Consolidar las reformas al sistema bancario en búsqueda de
más competencia y eficiencia.
Impulsar los mercados de capitales.
Efectuar reformas tributarias.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
163
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
164 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Ecuador y la integración andina
experiencias y perspectivas
Revista Mensual del INTAL
Noviembre 1993
Año 18, No. 195
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Resumen
Los ambiciosos propósitos del Pacto Andino contrastan con los
resultados modestos, que fueron evidentes después de pocos años de
iniciado el proceso de integración. En particular, fueron formidables
las dificultades para alcanzar consenso con relación a la distribución
de los programas industriales, y sólo se aprobaron tres programas
(metalmecánico , petroquímico y automotor) en los primeros ocho
años de vigencia del Acuerdo. Además, se dio un franco incumplimiento de los plazos y las acciones acordados, que no permitió la
plena concreción del mercado ampliado, ni del arancel externo
común.
A pesar de que Perú ha suspendido su participación hasta fines de
1993, las perspectivas del Pacto Andino son alentadoras. Ante los
acuerdos alcanzados en materia del arancel externo común y comercio
reciproco, se programa una nueva etapa de acciones para facilitar el
comercio, por medio de un ambicioso programa de infraestructura vial
que mejorará los vínculos entre los países, así como la simplificación
de los trámites al comercio, mediante la introducción de un
documento único para el transporte intraandino y la creación de una
cámara de compensación para el pago de transporte de mercaderías en
el mercado intrarregional. Se contempla, además, emprender
esfuerzos para la “consolidación de las alianzas empresariales”, así
como para “el redimensionamiento del Pacto Andino para que actúe
como un trampolín en la subregión en el comercio mundial”.
El desempeño de Ecuador en el Pacto Andino reviste una
importancia especial, si se tiene en cuenta que uno de los propósitos
del Acuerdo de Cartagena era otorgar un tratamiento preferencial a
este país y a Bolivia, dado sus relativos menores niveles de desarrollo.
Existen dudas acerca de las ventajas que la integración subregional haya podido representar para Ecuador. El hecho es que no se
detectan los beneficios de creación de comercio, crecimiento
económico, formación de ahorro, estabilización económica e
industrialización, que se esperarían según los argumentos
tradicionales. Sin embargo, se podría suponer que los resultados poco
halagüeños son evidencia de que no ha habido una mayor integración
andina para Ecuador, sobre todo cuando se toma en cuenta el elevado
costo de transporte. En efecto, en el Pacto Andino el 50 por ciento
del transporte se efectúa por camión, y es el transporte por carretera el
que se ha caracterizado por mayores trabas al flujo de bienes. De
hecho, un estudio reciente ha señalado que el transporte “ha limitado
el comercio comercial más que cualquier arancel”.
1. Evolución del Pacto Andino
El Pacto Andino fue creado mediante la suscripción, en mayo de
1969, del Acuerdo de Integración Subregional Andina (Acuerdo de
Cartagena) por parte de Colombia, Ecuador, Perú, Bolivia y Chile.
Posteriormente, en 1973, Venezuela se adhirió al Acuerdo. Su
creación fue motivada por el lento avance en la concreción de los
166 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Ecuador y la integración andina experiencias y perspectivas
1
Sobre la creación, los objetivos y
el desempeño del Pacto Andino
véase, entre otros, Avery, W.P., y
Cochrane, J.D., “Subregional
Integration in Latin America: The
Andean Common Market”, en
Journal of Common Market
Studies”, vol, 11, 1972, págs. 85102; Morawetz, David, The
Andean, Group, Cambridge.
Massachusetts, MIT Press, 1974;
Salgado, Germánico. “The Andean
Pact: Problems and Perspectives”,
en Regional Integration: The Latin
American Experience, Boulder,
Westview Press, 1985, págs. 170193.
objetivos de la Asociación Latinoamericana de Libre Comercio
(ALALC) y por la percepción de que los países de menor desarrollo
económico relativo de la región requerían de un enfoque particular en
sus esfuerzos de integración.1
Los objetivos básicos del Acuerdo de Cartagena eran impulsar un
desarrollo armónico de los países miembros, promover la
industrialización mediante un esquema subregional de sustitución de
importaciones y la especialización y complementación entre países.
Además, tuvo el carácter distintivo de una estrategia que prestaba
especial atención a la programación industrial, a fin de lograr una
distribución equitativa de los beneficios de la integración.
Estos objetivos serian alcanzados mediante medidas específicas
como la aprobación de un arancel externo común y la liberación total
del comercio intrarregional antes del 31 de diciembre de 1980; un
régimen común sobre empresas multinacionales y la coordinación de
las legislaciones de fomento industrial, a más tardar el 31 de
diciembre de 1971; el tratamiento común a los capitales extranjeros y
a la transferencia de tecnología, que se debía acordar antes del 31 de
diciembre de 1970; la ejecución coordinada de los Programas
Sectoriales de Desarrollo Industrial, cuya aprobación se debía lograr
antes del final de 1976; la coordinación de los planes nacionales de
desarrollo en aras de una planificación conjunta subregional y la
adopción de un régimen especial para Ecuador y Bolivia, en virtud de
su menor desarrollo relativo.
Los ambiciosos propósitos del Pacto Andino contrastan con los
resultados modestos, que fueron evidentes después de pocos años de
iniciado el proceso de integración. En particular, fueron formidables
las dificultades para alcanzar consenso con relación a la distribución
de los programas industriales, y sólo se aprobaron tres programas
(metalmecánico, petroquímico y automotor) en los primeros ocho
años de vigencia del Acuerdo. Además, se dio un franco
incumplimiento de los plazos y las acciones acordados, que no
permitió la plena concreción del mercado ampliado, ni del arancel
externo común.
Ante el estancamiento del proceso, en 1976 se adoptó el
Protocolo de Lima con el propósito de impartirle dinamismo. Para
ello se reprogramaron plazos, se acordó la incorporación de una franja
arancelaria para la protección de terceros países, así como una
“programación parcial” que permitía la abstención de cualquier país
de los programas industriales. El Protocolo amplió en tres años los
plazos originales establecidos para la liberación del comercio
intrarregional y la puesta en vigencia del arancel externo común, y
para la aceptación y distribución de los Programas Sectoriales de
Desarrollo Industrial. Asimismo, se reformó el Régimen Común de
Tratamiento de Capitales Extranjeros: se amplió el porcentaje límite
de las remesas de utilidades de 14 por ciento a 20 por ciento de la
inversión, se elevó en tres años el plazo para la transformación de las
empresas extranjeras en empresas nacionales y se permitió el acceso
de empresas foráneas al crédito de los sistemas bancarios nacionales.
A pesar de estas medidas flexibilizantes, no se logró evitar el retiro de
Chile, en 1976, a la vez que continuó el problema de atrasos e
incumplimientos de los compromisos adquiridos, lo que generó un
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
167
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
clima de escepticismo. A principios del decenio de 1980, ante las
repercusiones de la recesión de los países desarrollados, el deterioro
de los términos de intercambio, la relativa escasez de recursos
financieros en el mercado internacional y los problemas de
endeudamiento externo, los países andinos emprendieron acciones de
ajuste que comprendieron medidas proteccionistas que afectaron el
comercio intraregional.
De esa manera, el comercio intrarregional, que había crecido de
112 millones de dólares en 1970 hasta alcanzar un valor pico de 1.239
millones de dólares en 1981, empezó a decrecer rápidamente a partir
de ese año y se redujo a la mitad de ese valor en 1986. Esto vino a
crear dudas sobre el futuro del Pacto Andino.
CUADRO 1. Exportaciones de los países andinos: intrasubregionales y al resto del mundo, 1970-1988
(millones de dólares corrientes y porcentajes)
Año
1970
1971
1972
1973
1974
197 5
1976
1977
1978
1979
1980
1981
1982
1983
1984
1985
1986
1987
1988
Intrasubregionales
112
146
n.d.
217
439
479
n,d.
855
698
1.114
1.186
1.239
1.216
758
745
739
629
854
830
Resto del mundo
2,4
2,9
n.d.
2,8
2,8
3,7
n.d.
5,4
4,3
4,6
3,9
4,2
4,7
3,1
3,1
3,3
3,1
4,7
4,0
4.665
4.842
n.d.
7.545
15.232
12.495
n.d.
14.933
15.621
22.858
29.301
28.460
24.627
23.476
23.143
21.592
19.789
17.438
19.808
97,6
97,1
n.d.
97,2
97,2
96,3
n.d.
94,6
95,7
95,4
96,1
95,8
95,3
96,9
96,9
96,7
96,9
95,3
96,0
n.d.: no disponible.
Fuente: Junta del Acuerdo de Cartagena.
Dentro de este contexto, a mediados del decenio de 1980 se inició
un examen de la integración andina a la luz de las prioridades de
política económica nacionales y las restricciones derivadas de los
procesos de ajuste. Se reconoció que era virtualmente imposible
establecer un modelo de desarrollo común a todos los países bajo un
esquema subregional, así como lo inviable que resultaba impulsar la
industrialización en un marco de programación conjunta y de
convergencia de los planes nacionales de desarrollo. De este análisis
resultó un interés por aprovechar el potencial que la integración
ofrecía para impulsar la modernización del aparato productivo e
incrementar la competitividad y el poder de negociación hacia el
exterior.
168 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Ecuador y la integración andina experiencias y perspectivas
Así, el 25 de mayo de 1988 entró en vigencia el Protocolo
Modificatorio del Acuerdo de Cartagena,* conocido como el
Protocolo de Quito, que introducía aun más flexibilización a los
calendarios acordados previamente, dejando a la Comisión, el órgano
político del Acuerdo de Cartagena, la facultad para decidir sobre los
plazos para la aprobación de los programas de integración industrial y
la definición y gestión del proceso de consenso sobre el arancel
externo común.
Se establecía, además, que la Comisión revisaría, a propuesta del
órgano técnico -la Junta-, los programas sectoriales de desarrollo
industrial ya aprobados. Asimismo, se introdujo un régimen
transitorio de administración del comercio subregional, que
involucraba salvaguardias de importación.
El Protocolo de Quito impartió flexibilidad al proceso, pero esto
no se tradujo en un avance en la profundización de la integración. Es
a finales de la década de 1980, cuando los países llevaban a cabo
políticas económicas de ajuste y reformas bastante similares, que el
proceso de integración adquirió un singular dinamismo.
Acontecimientos externos e internos crearon las condiciones para que
la estrategia de integración subregional fuera concebida en el marco
de una “integración hacia afuera”, incentivando la iniciativa privada,
la modernización productiva y la apertura externa.
CUADRO 2. Esquemas de integración de América Latina: participación del comerció
Intrarregional en el comercio total y en el mundial*
(porcentajes)
Pacto Andino
**M.C.C.
ALALC/ALADI
1960
1970
1975
1980
0,7 (2.9)
7,0 (0,4)
7,9 (6,0)
2,0 (1,6)
25,7 (0,4)
9,9 (4,4)
3,7 (1,6)
23,3 (0,3)
13,6 (3,5)
3,8 (1,6)
24,1(0,2)
13,7(4,2)
1985
3,4 (1,2)
14,7 (0,2)
8,3 (4,7)
1990
4.6 (0,9)
14,8 (0,1)
10.6 (3,4)
* Cifras entre paréntesis.
Fuente: De Meló, Jaime y Panagariya, Arvind. “The New Regionalism”, en Finance and Development, diciembre de 1992, págs. 37-40.
**Mercado Común Centroamericano
* N. del Ed.: Véase el texto de este
documento en Integración
Latinoamericana, No 134, mayo de
1988. pags 62.72.
A esto contribuyó la relativa uniformidad de las políticas
económicas que seguían los países, así como el reconocimiento de la
tendencia mundial hacia la creación de bloques económicos, siendo
los ejemplos más vividos, la Europa 1992 y el Tratado de Libre
Comercio de México, Estados Unidos y Canadá. Estos hechos, así
como el fin de la guerra fría, despertaban la preocupación de que la
presencia de la subregión en el plano internacional podría disminuir.
Otro aspecto que señalaba la urgencia de efectuar un viraje en la
política económica era la evidencia de que la participación de las
exportaciones de América Latina dentro del comercio mundial
decrecía persistentemente, de 10,9 por ciento en 1950, a 8,3 por
ciento en 1970 y a 3,2 por ciento en 1990, a la vez que la captación de
la inversión extranjera mundial había decrecido de 15,3 por ciento en
1975 a 9,1 por ciento en 1985. Esta evolución era acentuada en los
países de la región que habían formado esquemas de integración
(véase cuadro 2).
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
169
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
2
Los textos completos de las
declaraciones de Cartagena y
Galápagos fueron publicados en
Integración Latinoamericana, No.
148, agosto de 1989, y No. 155, abril
de 1990, respectivamente.
* N. del Ed.: Véase el texto del
acta emitida en esa oportunidad en
Integración Latinoamericana. No.
158, julio de 1990. págs. 65-67.
3
El texto del Acta de La Paz se
encuentra en Integración
Latinoamericana, No. 165, marzo de
1991.
Es así que en la reunión de los presidentes de los países andinos,
realizada en Cartagena en mayo de 1989, éstos acordaron reunirse dos
veces al año a fin de impulsar el programa integracionista, y
solicitaron a la Comisión que preparara una nueva estrategia de
integración. En la siguiente reunión, en Galápagos, en diciembre de
1989, los presidentes aprobaron el Diseño Estratégico para la
Orientación del Grupo Andino, cuyos objetivos principales son la
consolidación del espacio económico subregional y la concertación
hacia el resto del mundo.2 El primer objetivo abarca el compromiso de
impulsar el comercio intrarregional, la adopción del arancel externo
común, la coordinación de las políticas cambiarias y monetarias, el
desarrollo de infraestructura, la cooperación en la innovación
tecnológica, las facilidades para la circulación de mano de obra y de
capitales, y la vinculación entre los agentes productivos. El objetivo
de procurar mejores beneficios de la economía internacional implica
mejorar la competitividad internacional y actuar en forma conjunta en
los cónclaves económicos de la región.
En la reunión de Machu Picchu,* en mayo de 1990, los
presidentes crearon el Consejo Presidencial Andino y decidieron
impulsar la elección del Parlamento Andino por sufragio directo y
universal.
En la reunión de La Paz, en noviembre de 1990, se profundizaron
los acuerdos que se habían aprobado en Galápagos. En primer lugar,
se acordó revisar el tratamiento a la inversión extranjera. En
consecuencia, en marzo de 1991, la Junta adoptó la Decisión 291
sobre el Régimen Común de Tratamiento a los Capitales Extranjeros y
sobre Marcas, Patentes, Licencias y Regalías, que estableció el
principio de igualdad de derechos y obligaciones entre capitales
nacionales, subregionales e internacionales. Con esta decisión se
acordó la libertad de remesa de utilidades y el goce de todas las
ventajas del mercado ampliado, sin necesidad de tener que convertirse
en una empresa nacional, y se impulsó el movimiento de capital en el
territorio andino, por medio de empresas multinacionales andinas.3
Con relación a la programación industrial se acordó que a más
tardar el 31 de marzo de 1991 se eliminaría la lista de productos que
habían estado excluidos de la reducción arancelaria, ya que estaban
reservados para los programas sectoriales de desarrollo industrial.
Posteriormente, con las Decisiones 296, 298, 299 y 300, la Comisión
estableció que los productos objetos de tales programas podrían ser
elaborados por cualquiera de los países miembros, que su comercio
intraregional no estaría sujeto a restricción y que los productos
competitivos de tales productos provenientes de afuera de la
subregión tendrían el mismo arancel externo común que se adoptara
para la subregión. De esa manera se eliminaba el esquema de
“programación industrial” que había sido concebido en 1970.
En adición, en La Paz se acordó constituir la zona de libre
comercio a más tardar el 31 de diciembre de 1991 (Ecuador se
abstuvo de ese compromiso); el arancel externo común sería adoptado
entre 1991 y 1993 por Colombia, Perú y Venezuela, y entre 1991
y1995 por Bolivia y Ecuador (este último se abstuvo). También se
170 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Ecuador y la integración andina experiencias y perspectivas
4
El Acta, de Caracas se
comenta en BID/INTAL, El
proceso de Integración en América
Latina en 1991, Buenos Aires,
1992, pág.245, BID. INTAL/PA,
publicación No. 392. N. del Ed.: el
texto de este documento se publicó
en Integración Latinoamericana,
No. 169, julio de 1991, págs. 101104.
5
El Acta de Barahona se
publicó en Integración
Latinoamericana, No. 175, enero
febrero de 1992, págs. 62-64.
6
Latin American Regional
Reports, Andean Group Report, 12
de noviembre de 1992.
acordó eliminar totalmente el comercio administrado y se ratificó la
Estrategia Andina de Integración y Modernización Industrial y
Productiva.
Posteriormente, en la reunión de Caracas, en mayo de 1991, se
ratificaron los acuerdos anteriores y se acordó la conveniencia de
establecer un arancel externo común al más corto plazo. Éste entró en
vigencia en Venezuela y Colombia en enero de 1992. Asimismo, en
Caracas se acordó diseñar un Sistema Integral de Armonización de
Políticas Cambiarias y Monetarias.4
En la siguiente reunión presidencial celebrada en Cartagena de
Indias en diciembre de 1991, los presidentes acordaron el Acta de
Barahona, que enfatiza la definición del arancel externo común, la
armonización de políticas macroeconómicas y las relaciones externas.
En este punto se hizo un llamado a México a “negociar
comunitariamente un acuerdo comercial” y “a Chile, y a los países
miembros del MERCOSUR” se les invitó a “iniciar discusiones con el
Grupo Andino en su conjunto, con miras a ampliar las relaciones
comerciales regionales y avances hacia la progresiva consolidación de
un espacio económico transamericano”.5
Estos acuerdos presidenciales se han traducido en avances
concretos. El progreso de la reducción arancelaria ha sido notable: en
noviembre de 1990, mediante la Decisión 273 se redujeron el grado
promedio, la dispersión y el número de niveles del arancel externo
mínimo común, alcanzando el arancel promedio de 12,7 por ciento,
con una concentración de 84 por ciento entre los niveles de 10 por
ciento y 20 por ciento. En septiembre de 1991 se decidió otra rebaja
del arancel y se establecieron cuatro niveles arancelarios (5 por
ciento, 10 por ciento, 15 por ciento y 20 por ciento). Finalmente, en
octubre de 1992 se acordó la puesta en vigor del arancel externo
común. Además, en esa fecha Bolivia levantó las tarifas arancelarias a
las importaciones de Colombia, Venezuela y Ecuador. Por su parte,
Ecuador ha programado la eliminación de los aranceles
intrarregionales para enero de 1993. A la vez, en los últimos años el
comercio intrarregional ha crecido rápidamente, y se espera que
alcance la suma de 2.600 millones de dólares en 1992, 30 por ciento
superior al valor de 1991.
A pesar de que Perú ha suspendido su participación hasta fines de
1993, las perspectivas del Pacto Andino son alentadoras. Ante los
acuerdos alcanzados en materia de arancel externo común y comercio
reciproco, se programa una nueva etapa de acciones para facilitar el
comercio, por medio de un ambicioso programa de infraestructura vial
que mejorará los vínculos entre los países, así como la simplificación
de los trámites al comercio, mediante la introducción de un
documento único para el transporte intraandino y la creación de una
cámara de compensación para el pago de transporte de mercaderías en
el mercado intraregional. Se contempla, además, emprender esfuerzos
para la “consolidación de las alianzas empresariales”, así como para
“el redimensionamiento del Pacto Andino para que actúe como un
trampolín de la subregión en el comercio mundial”.6
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
171
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
II. El caso de Ecuador
El desempeño de Ecuador en el Pacto Andino reviste una importancia
especial, al considerar que uno de los propósitos del Acuerdo de
Cartagena era otorgar un tratamiento preferencial a este país y a
Bolivia, dado sus relativos menores niveles de desarrollo.
En 1970, el ingreso per cápita de Ecuador representaba un 47 por
ciento del ingreso per cápita de la región andina; en 1980 este
porcentaje había aumentado a 75 por ciento y en 1985 era de 81 por
ciento. Con relación a las exportaciones totales, en 1970 las
exportaciones ecuatorianas representaban 4,2 por ciento del total
andino; este porcentaje alcanzó a 8,8 por ciento en 1980 y a 11,4 por
ciento en 1988. Por su parte, la participación del producto bruto
interno de Ecuador en el área andina paso de 5,2 por ciento en 1970, a
8,5 por ciento en 1980 y 14,1 por ciento en 1984. Este desempeño
favorable, sin embargo, está determinado en buena parte por las
exportaciones de petróleo de Ecuador.
A) Comercio intraandino
7
Banco Mundial, Ecuador.
Development of Manufacturing:
Policies, Performance and
Outlook, Washington, octubre de
1990.
Las exportaciones ecuatorianas hacia la subregión crecieron
rápidamente en la década de 1970: pasaron de 12,6 millones de
dólares en 1971 a 147,2 millones de dólares en 1980, para mostrar una
contracción y estancamiento en el período 1981-1986. En 1987 se
inicia una recuperación, de manera que las exportaciones alcanzan la
suma de 188 millones de dólares en 1990. Al excluir las exportaciones
de petróleo a Perú, que tuvieron importancia a partir de 1987, las
cifras de comercio son mucho más modestas (véase cuadro 3).
Las importaciones, por su parte, también mostraron dinamismo,
ya que pasaron de 38,4 millones de dólares en 1971 a 139,2 millones
de dólares en 1980. En la primera mitad de la década de 1980, las
importaciones también se contrajeron, para alcanzar un nuevo valor
pico de 118,8 millones de dólares en 1990 y 172,3 millones de dólares
en 1991.
La evolución del coeficiente de integración, es decir el cociente
entre las exportaciones intrarregionales y las totales, se mantuvo
alrededor de 5 por ciento en el decenio de 1970. En la década
subsiguiente, el coeficiente decreció notablemente, y se recuperó a
partir de 1988, cuando alcanzó 7,8 por ciento (véase cuadro 4).
Las exportaciones intrarregionales de Ecuador están constituidas
en un alto porcentaje por bienes manufacturados, que en el período
1972-1979 crecieron rápidamente (19,3 por ciento anual), mientras
que los bienes manufacturados destinados a fuera de la subregión
crecieron en 13,6 por ciento. Sin embargo, la participación del sector
manufacturero dentro del producto bruto interno no ha sido sostenida:
aumentó de 14 por ciento en 1973 a un valor pico de 19,4 por ciento
en 1983, para decrecer hasta 15 por ciento en 1990.7
El comercio intraandino de Ecuador se concentra, como en el
caso de los otros países miembros, hacia los países vecinos. En efecto,
sus exportaciones a Perú y Colombia representaban, en 1989, 68 por
ciento y 27 por ciento de sus exportaciones andinas, respectivamente.
172 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Ecuador y la integración andina experiencias y perspectivas
Cuadro 3. Balanza comercial de Ecuador con el Grupo Andino
(valor en miles de dólares, excluido petróleo)
Años
Exportaciones
Importaciones
(valor FOB)
(valor CIF)
Saldos
1971
1972
1973
1974
1975
1976
1977
1978
1979
1980
1981
1982
1983
1984
1985
1986
1987
1988
1989
1990
1991
12.626
14.322
27.355
34.775
36.110
40.199
63.354
72.873
91.067
147.248
139.106
146.896
41.786
47.787
45.073
42.928
58.850
55.246
52.350
53.926
63.542
38.578
24.796
35.678
58.435
56.457
50.633
60.515
74.612
97.281
139.201
107.607
117.596
69.202
76.749
116.515
80.265
78.415
69.746
91.120
118.801
172.281
-25.952
-10.474
-8.323
-23.660
-20.347
-10.434
+ 2.839
-1.739
-6.214
+ 8.047
+ 31.499
+ 29.300
-27.416
-28.962
-71.442
-37.337
-19.565
-14.500
-38.770
-64.875
-108.739
Total
1.287.424
1.734.483
-447.059
Fuente: 1971-1984. Anuarios de Comercio Exterior: 1985-1991. Tabulados del Banco Central del Ecuador.
Cuadro 4. Grupo Andino: participación de las exportaciones
intrasubregionales en las totales (en porcentajes)
1980
1981
1982
1983
1984
1985
1986
1987
1988
1989
Bolivía
4,2
4,6
3,8
3,0
2,0
2.5
3,8
5,4
4,7
6,2
Colombia
9,8
15.3
14,6
5.9
4,9
6,1
5,5
8,1
7,9
5,4
Ecuador
5,9
6,4
7,1
5.9
2.2
2,5
2,0
6,2
7,7
7,8
Perú
8,0
8,6
7,4
3,5
4,8
8,2
6,1
6,3
4,9
2,8
Venezuela
1,6
1,3
1,8
2,1
2,2
1,7
1,7
2,9
2,4
2,6
Grupo Andino
3,9
4,3
4,6
3,2
2,8
3,3
3,4
4,9
4,7
3,9
8
Véase, Banco Interamericano
de Desarrollo, Progreso económico
y social en América Latina.
Integración económica,
Washington, D.C., 1984, pág. 127.
Esta marcada orientación hacia los países vecinos explicarían el
aumento de la concentración de las exportaciones ecuatorianas,
mostrando el índice de concentración geográfica una tendencia
ascendente.8
Las cifras anteriores permiten apreciar que el desempeño de
Ecuador en el comercio intraandino ha sido modesto. Sin embargo, el
Pacto Andino puede acarrear importantes repercusiones
macroeconómicas derivadas del comercio intrarregional, que se
analizan a continuación.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
173
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
B) Estabilización del sector externo
La integración subregional ofrece a Ecuador la posibilidad de
estabilizar su sector exportador si sus exportaciones intraandinas
tuviesen una covariación negativa con las exportaciones
extrarregionales. Esto se puede apreciar visualizando el sector
exportador Et como una “cartera de inversiones” que contiene las
exportaciones intraandinas Ean y aquellas hacia afuera de la subregión
E x9 .
Et =Ex+Ean
La varianza de las exportaciones totales está dada por:
Var(Et ) = Var(Ex ) + Var(Ean ) + 2 Cov(Ex , Ean)
Se puede apreciar que si 2Cov (Ex , Ean) es negativa y mayor en valor
absoluto que Var (Ean ), las exportaciones intra andinas tendrán el
efecto de reducir la variabilidad de las exportaciones totales.
La covarianza entre Ex y Ean dependerá de que la actividad
económica de los países vecinos tenga una variación sincrónica con
Ex. Dado que Ean depende del nivel de actividad económica de los
socios andinos, si la economía de éstos es sincrónica con las
exportaciones extrarregionales ecuatorianas, entonces la covarianza
entre las exportaciones extrarregionales e intrarregionales sería
positiva. Es decir, como las economías de los socios andinos de
Ecuador están influenciadas por sus exportaciones extrarregionales, se
puede postular que cuando estas exportaciones tienen una variación
sincrónica con las exportaciones extrarregionales ecuatorianas, la
covarianza entre Ex y Ean sería positiva. En este caso, el Pacto Andino
no tendría el efecto de estabilizar el sector exportador de Ecuador.
En el cuadro 5 se presentan los coeficientes de correlación entre
los índices de precio y volumen de exportación de Ecuador y de los
otros socios andinos, calculados para el período 1971-1990.
CUADRO 5. Coeficientes de correlaciónentre los índices de precio y
volumen de exportaciones de Ecuador y de los países andinos
Perú
Colombia*
Venezuela**
Bolivia
9
Sobre la aplicación de modelos de
diversificación del sector externo,
véase Brainard. W., y Cooper, R.,
“Uncertainty and Diversification in
International Trade”, en Food
Research Institute in Agricultural
Economics, Trade and Development.
vol. VIII, noviembre de 1968, págs.
270-295.
Precio
Volumen
0,8089
0,4504
n.d.
0,9443
-0,5273
0,5625
-0,4572
-0,6441
n.d.: no disponible.
* Se refiere al precio y volumen de exportación de café.
** Se refiere al volumen de exportación de petróleo.
Fuente: FMI, Estadísticas Financieras Internacionales, Anuario 1992.
174 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Ecuador y la integración andina experiencias y perspectivas
10
Glezakos, C., “Export
Instability and Economic Growth:
A Statistical Verification”, en
Economic Development and
Cultural Change, vol. 21, julio de
1977, págs. 670-678; Voivodas,
C.S. “The Effect of Foreign
Exchange Instability on Growth”,
en The Review of Economic and,
Statistics. vol. 56, agosto de 1974,
págs. 410-411.
11
Love, James, “Export
Instability and the Domestic
Economy: Questions of Causality”,
en The Journal of Development
Studies, vol. 28, No 1, julio de
1992 págs. 735-745.
12
Cáceres, Luis René,
Integración económica y
subdesarrollo en Centroamérica,
México, Fondo de Cultura
Económica, 1981.
13
Véase Joong-Kong, Lee,
“Exports and Propensity to Save in
LDC’s”, en Economic Journal. vol.
81, junio de 1971, págs. 341-351;
Laumas, Prem S., “Exports and the
Propensity to Save”, en Economic
Development and Cultural Change
1982, págs. 831-841.
14
La fuente de datos es el Fondo
Monetario Internacional,
Estadísticas financieras
internacionales, Anuario 1992.
Se puede apreciar en el cuadro anterior que los precios de
exportación de Ecuador tienden a variar al unísono con los de los otros
países andinos, particularmente con Perú y Bolivia, países
exportadores de minerales. De esa manera, por la vía de los precios de
los productos de exportación extrarregionales no habría una influencia
estabilizadora sobre el sector externo ecuatoriano.
En cuanto a la correlación de los volúmenes de exportación, se
aprecia que ésta es negativa con Perú, Venezuela y Bolivia, y positiva
con Colombia.
Sin embargo, estas correlaciones son menores que las mostradas
por los índices de precios.
Debido a ausencia de datos, la correlación entre los ingresos de
exportaciones extrarregionales sólo se pudo calcular para Colombia y
Perú, y se encontró que en ambos casos es positiva, de 0,64 y 0,85
respectivamente.
Asi, se puede notar que con los dos países vecinos con los cuales
Ecuador realiza la mayor parte del comercio intrarregional, las
correlaciones entre sus sectores externos extrarregionales son
positivas. Esto indica que la diversificación geográfica y de productos
que el Pacto Andino ofrece a Ecuador no contribuye a estabilizar su
sector externo. Este hecho tiene una especial importancia si se
consideran los resultados de estudios que han concluido que a una
mayor inestabilidad de las exportaciones corresponde un menor
crecimiento económico.10 Además, un estudio reciente observó que, en
el caso de Ecuador, la prueba de Granger-Sims denota una relación de
causalidad en la que la inestabilidad del sector externo da lugar a la
inestabilidad macroeconómica.11 Es de caso señalar que en los países
centroamericanos la integración económica también condujo a
aumentar la inestabilidad del sector externo, excepto en Nicaragua, y
que se ha observado que los países centroamericanos con menor
inestabilidad de las exportaciones tienen mayor propensión a
invertir.12
C) Exportaciones intraandinas y ahorro doméstico
Otra repercusión positiva del Pacto Andino sobre la economía de
Ecuador podría ser un aumento en el ahorro doméstico, debido a la
expansión de las exportaciones. Esto se basa en una literatura muy
extensa que muestra que las exportaciones ejercen un impacto positivo
sobre el ahorro doméstico.13 Dado que la integración subregional
conlleva la expansión de las corrientes comerciales intraandinas se
podría esperar que la integración acarrearía también un incremento en
el ahorro.
Para investigar esta hipótesis, se estimó una ecuación expresando
el ahorro nacional de Ecuador, S, en función del ingreso nacional
bruto, Y, menos las exportaciones totales, X, (Y-X), las exportaciones
extrarregionales, Xo e intraandinas, Xan. Los resultados para el período
1971-1991 expresando las variables en miles de millones de sucres de
1985, se presentan a continuación:14
= - 99.416 + 0.2030 (Y -X)+ 0.5168 Xo - 0.3071 Xan R2 = 0.87
(1.36) (2.16)
(5.49)
(0.2082)
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
175
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Se puede notar que la variable que resulta más significativa es la
de exportaciones extrarregionales, seguida del ingreso menos las
exportaciones. El resultado que llama la atención es que las
exportaciones intraandinas tienen un signo negativo, aunque no es
significativo. Lo anterior demuestra que la expansión del comercio
intraandino no desempeña ningún efecto sobre el ahorro. Un resultado
similar ha sido obtenido en el caso de los países centroamericanos, lo
cual fue explicado por el hecho de que los productos transados en el
Mercado Común Centroamericano (MCCA) son bienes
manufacturados, cuyo atractivo podría desplazar la preferencia
intertemporal de la población hacia mayores gastos de consumo en el
presente; además, estos bienes requieren para su producción una
corriente de bienes intermedios que podría neutralizar la generación
de divisas de las exportaciones intrarregionales.15 Explicaciones
similares serían válidas para el caso del Pacto Andino.
D) Impactos sobre el producto bruto nacional
Otro beneficio potencial del Pacto Andino sobre la economía
ecuatoriana es el “derrame” de crecimiento económico proveniente de
los países socios en virtud de los lazos comerciales. En efecto, para el
caso centroamericano se ha encontrado que los multiplicadores
económicos de país a país son considerables y que, por tal razón, en el
período 1968-1974 la integración económica dio lugar a un aumento
del crecimiento económico de todos los países miembros.16
La cuantificación del impacto del Pacto Andino sobre la
economía ecuatoriana requeriría de la estimación de un modelo
econométrico que abarcara todos los países miembros. En su
ausencia, una primera aproximación del impacto generado por el
comercio con un país socio se puede apreciar mediante el siguiente
modelo.17
País 1:
País 2:
C1 =
I1 =
V1 =
M1 =
C2 =
I2 =
V2 =
M2 =
(1-s)Y1
b1Y1
m1Y1
z1Y1
Y1=C1+I1,+E01+(V2-V1)-M1
Y2=C2+I2+E02+(V1-V2)-M2
en donde:
15
Cáceres, Luis René, y
Quintanilla, Salvador, Sector externo
y ahorro doméstico: el papel de las
exportaciones Intrarregionales en
Centroamérica, BCIE, Cuadernos de
Economía y Finanzas No.11, abril de
1990.
16
Cáceres, Luis René, ob. cit.
17
Sobre modelos de
interdependencia de economías
nacionales, véase Demburg, Thomas
F., Global Macroeconomics. Nueva
York, Harper and Row, 1989.
Y:
C:
I:
M:
V:
Eo:
producto nacional bruto;
consumo privado y público;
inversión interna bruta;
importaciones extrarregionales;
importaciones intrarregionales;
exportaciones extrarregionales.
176 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
(1 -s2)Y2
b2Y2
m2Y2
z2Y2
Ecuador y la integración andina experiencias y perspectivas
De las ecuaciones anteriores se puede resolver por Y1 e Y2:
Y1 = 1/D [s2 b2+z2+ m2(E01)+ m2(E02)]
Y2 = 1/D [m1(E01)+s1-b1+z1+m1(E02)]
donde D = (s1 - b1 - z1 + m1) (s2 - b2 + z2 + m2) - m1 m2
Para el caso de Ecuador y Colombia, usando valores promedios
del periodo 1989-1991, se calcularon los siguientes parámetros:
Ecuador:
Colombia:
s
b
m
z
s
b
m
z
=
=
=
=
0.1645
0.1916
0.0089
0.3113
=
=
=
=
0.2197
0.1859
0.0008
0.2301
Al usar estos valores en las expresiones derivadas anteriormente,
se obtienen las siguientes ecuaciones:
Yecuador = 3.0986 (Eoecuador) + 0.0093 (Eocolombia)
Ycolombia = 0.1044 (Eoecuador) + 3.779 (Eocolombia)
Se puede apreciar que, según este modelo muy simple, el
desborde o derrame de crecimiento económico que Ecuador recibiría
de Colombia es bajo, y es aproximadamente 10 veces menor que el
que transmite a Colombia. El impacto multiplicador que recibe
Colombia de Ecuador es del mismo orden de magnitud que el impacto
recibido por Costa Rica de los otros países centroamericanos en el
contexto del MCCA. Sin embargo, el impacto macroeconómico de
Colombia sobre Ecuador es 10 veces más bajo que el recibido por
Honduras, el país relativamente menos desarrollado del MCCA.18
E) Creación y desviación de comercio
18
Cáceres, Luis René, ob. cit.
De acuerdo con el análisis clásico de Viner, los costos y
beneficios estáticos de un esquema de integración se miden por medio
de los conceptos de creación y desviación de comercio. El primero se
refiere al hecho de que al liberarse el comercio entre dos países, la
producción doméstica y costosa de uno es desplazada por
importaciones más baratas provenientes del otro país. La desviación
de comercio ocurre cuando la producción relativamente barata de un
tercer país es desplazada por la producción más cara de un país
miembro, a raíz de la tarifa externa común. El efecto neto sobre el
bienestar depende de que predominen los efectos de creación o
desviación de comercio.
A la definición de desviación de comercio anterior usualmente se
agrega el concepto de la supresión de comercio, o sea el
desplazamiento de las importaciones baratas provenientes de terceros
países por producción doméstica cara. Este efecto, unido a la
desviación de comercio intrarregional, da lugar a la desviación de
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
177
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
comercio bruta. De igual forma se usa el término de creación externa
de comercio para representar el desplazamiento de producción
doméstica por importaciones baratas de terceros países. Esta medida,
sumada a la creación de comercio intrarregional, arroja la creación
bruta de comercio.
La metodología para medir la existencia de creación y desviación
de comercio fue planteada por Bela Balassa y descansa en el supuesto
de que en ausencia de la integración económica, la elasticidad ingreso
de las importaciones permanecería constante.19 Cuando la elasticidad
de la demanda por importaciones totales (intrarregionales y
extrarregionales) aumenta en el período postintegración, esto
evidencia creación bruta de comercio. Si este aumento es acompañado
de un aumento de la elasticidad de la demanda por importaciones
intrarregionales se deduce la existencia de creación de comercio en el
sentido intrarregional. La creación externa de comercio se detecta
cuando ocurre un aumento en la elasticidad de importaciones
extrarregionales. A la vez, una reducción de la elasticidad de la
demanda por importaciones extrarregionales es evidencia de
desviación bruta del comercio. Si esto está acompañado de un
aumento en la elasticidad de importaciones intrarregionales, se
deduce una desviación del comercio en el sentido intrarregional.
Esta metodología ha sido usada en el caso de Centroamérica por
L. Willmore, quien encontró que Honduras y Costa Rica habían
experimentado creación de comercio en el período 1961-1968,
mientras que en los otros tres países prevaleció la desviación de
comercio.20 Un estudio previo de Wilford había encontrado evidencia
de creación de comercio para la subregión en conjunto en el período
1961- 1967.21
Para el caso de Ecuador se calculó la elasticidad ingreso de las
importaciones totales para el período pre-integración 1964-1971 y de
integración 1972- 1990 y los resultados se muestran en el cuadro 6.
CUADRO 6. Ecuador: elasticidad ingreso de importaciones totales
(calculado como la razón de tasas de crecimiento) (en porcentajes)
19
Balassa, Bela. “Trade Creation
and Trade Diversion in the European
Common Market”, en Economic
Journal, vol. 77, marzo de 1967.
págs. 1-21.
20
Willmore, Larry, “Trade
Creation, Trade Diversion and
Effective Protection in the Central
American Common Market”. en The
Journal of Development Studies, vol.
12, julio de 1976, págs 392-414.
21
Wilford, W.T., “Trade Creation
in the Central American Common
Market”, en Westerm Economic
Journal, vol. 8, 1970, págs. 61-69.
Año
Elasticidad
Año
1964
1965
1966
1967
1968
1969
1970
1971
1972
1,06
2,34
1,02
1,22
1,82
0,07
0,90
3,61
0,48
1973
1974
1975
1976
1977
1978
1979
1980
1981
178 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Elasticidad
0,96
2,36
1,06
0,09
1,12
0,77
0,74
1,10
-0,23
Año
1982
1983
1984
1985
1986
1987
1988
1989
1990
Elasticidad
2,08
0,41
0,96
1,23
1,47
2,34
1,02
1,06
0,78
Ecuador y la integración andina experiencias y perspectivas
En el cuadro anterior no se detecta un patrón perceptible en el
comportamiento de la elasticidad de las importaciones en el periodo
de integración, excepto una leve tendencia a disminuir. Esto permite
inferir que, a nivel agregado, en Ecuador la integración andina no ha
tenido un impacto en la asignación de recursos. Este resultado es
congruente con lo postulado por Balassa. en el sentido de que cuando
el comercio intrarregional representa una baja y proporción del
comercio total, no habría ni creación ni desviación de comercio.22
F) Beneficios sobre precios
La falta de evidencia de creación de comercio en Ecuador a raíz
de su participación en el Pacto Andino se podría explicar por el hecho
de que los costos de transporte intraandinos son sumamente elevados.
El alto costo del transporte ha sido identificado, originalmente por
Viner, como un obstáculo a la creación de comercio, ya que inhibe la
competencia entre empresas de distintos países, permitiendo que
éstas, a raíz de los obstáculos del costo de transporte, gocen de un
mercado en realidad protegido. De esa manera no se logra el beneficio
potencial de la integración económica en términos de la reducción de
precios en virtud de una mayor competencia.
En efecto, en un esquema de integración, el nivel de demanda
agregada de un país miembro depende de su propio ingreso, pero
también de las compras que de sus productos hacen los otros países
miembros.23 A la vez, su oferta doméstica es aumentada por las
importaciones que provienen de otros países miembros. Así, el precio
local de un bien está determinado por la oferta y demanda definidas
en función de las curvas de demanda y oferta de los países miembros
y, por lo tanto, el nivel de precio doméstico y la inflación tendrán un
determinante espacial. Esto se aprecia en el gráfico 1 para el caso de
dos países A y B.
GRÁFICO 1. Efectos del costo de transportes
T´
D
T´
T
S
E
X
1
X
G
E1
T
F
22
Balassa, Bela, ob. cit. Los
datos para el cálculo de las
elasticidades mostradas en el
cuadro 6 fueron tomados del FMI,
Estadísticas financieras
Internacionales. Anuario 1992.
23
Sobre la integración espacial
de mercados véase Nourse, H.O.,
Regional Economics, Nueva York,
McGraw-Hill, 1968.
D
S
V
V
Z
1
O
Q
Q´
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
179
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
24
Siri, Gabriel, El precio del
transporte como arancel implícito en
el comercio intracentroamericano,
Guatemala, SIECA, 1975.
25
Cáceres, Luis René, “Integración
económica e inflación en
Centroamérica: un modelo espacial”,
en El Trimestre Económico. vol. 25,
1978, págs. 811-839; “On the
Interregional Multiple Effects of
Changes in Transport Costs” en
Journal of Regional Science, vol 19,
1979, págs. 191-199.
26
Beckerman W., “Distance and
Patten in Intra-European Trade”, en
The Review of Economic and
Statistics, febrero de 1956, págs. 3140.
27
La fuente de datos es el Fondo
Monetario Internacional, Direction of
Trade Statistics Year Book, 1992.
El cuadrante derecho presenta las curvas de oferta y demanda de
A, representadas por SS y DD, respectivamente. La abscisa en el
cuadrante izquierdo representa la distancia entre A y B, estando el
país B situado a una distancia de OZ de A. En su mercado local, el
país B ofrece sus productos a un precio ZV; estos productos son
trasladados al país A sujeto a un costo de transporte VT, de manera
que venderá en el mercado de A sólo a partir de un precio mínimo OT.
Mientras el precio es inferior a OT el mercado de A sería abastecido
por su propia oferta; sin embargo, a partir del precio OT la oferta de B
ingresa al mercado de A de manera que la oferta en A se vuelve igual
a SFG. Ahora se puede apreciar que el equilibrio en el mercado de A
se desplazó de E a E´, aumentando el consumo de OQ a OQ' y
disminuyendo el precio de equilibrio de OX a OX´.
Se puede observar que mientras más bajo sea el costo de
transporte menor será el precio de equilibrio. Hay que notar, también,
que el costo de transporte puede aumentar a tal grado que la oferta de
B ya no ejerce ninguna repercusión sobre los precios de A. Esto se
aprecia en el gráfico 1 cuando se supone que el costo de transporte
por unidad aumenta a V´T´, lo que hace que la oferta de B no tenga
ningún impacto en A. Así, las empresas de A no enfrentarían la
competencia de las empresas de B, y podrían continuar gozando de su
carácter oligopólico, si fuera el caso.
Es del caso señalar que en el Mercado Común Centroamericano
los costos de transporte decrecieron significativamente en el decenio
de 1960, gracias a las fuertes inversiones que se realizaron en
infraestructura vial, de manera que la incidencia del costo de
transporte en el valor del comercio intrarregional decreció de 14 por
ciento en 1952, a 11 por ciento en 1962 y a 8 por ciento en 1968. 24
Esto contribuyó a que el comercio intrarregional atenuara las
presiones inflacionarias en la década de 1960. En efecto, en el período
1964-1968, la reducción del costo de transporte intracentroamericano
representó un impacto deflacionario de 2,95 por ciento para Costa
Rica, 3,13 por ciento para Nicaragua y 1,11 por ciento para El
Salvador. Asimismo, la reducción del costo de transporte ejerció un
importante impacto multiplicador macroeconómico.25
No se dispone de información sobre los costos de transporte entre
Ecuador y los otros países del Pacto Andino. No obstante, si se sigue
el método empleado por W. Beckerman, es posible obtener una
estimación de los costos de transporte, manejo y seguro, sustrayendo
el valor de las exportaciones FOB del valor CIF reportado por el país
importador.26 Estos cálculos fueron efectuados para las exportaciones
de Ecuador a Colombia, a Bolivia y a Estados Unidos, y se obtuvieron
los costos de transporte representados como porcentaje de las
correspondientes exportaciones ecuatorianas que se muestran en el
cuadro 7.27
Se puede notar que los costos de transporte, que representan
generalmente un 10 por ciento de las exportaciones, acusan para
Ecuador valores sumamente elevados, y mucho más elevados que los
costos de transporte a Estados Unidos. Se debe notar que la incidencia
del costo de transporte a Colombia prevaleciente en 1991 era 4 veces
mayor que el costo de transporte entre los países centroamericanos en
1952.
180 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Ecuador y la integración andina experiencias y perspectivas
CUADRO 7. Costos de transporte, manejo y seguro de las exportaciones
ecuatorianas hacia Colombia, Bolivia y Estados Unidos como porcentaje
de las exportaciones ecuatorianas (en porcentajes)
Año
1988
1989
1990
1991
Costos a
Colombia
33,33
21,74
41,30
41,03
Costos a
Bolivia
Costos a
Estados Unidos
900
400
650
400
6,88
19,91
17,39
9,97
III. Los beneficios del Pacto Andino para Ecuador
28
Sobre las restricciones al
comercio intraandino. véase los
excelentes artículos de Barrera
Cristina; Dávila, Osvaldo y
Meinardus, Marc, en Integración y
Burocracia. Caracas, 1991.
29
Ondarts, Guillermo, “Los
industriales latinoamericanos y la
nueva integración, en Integración
Latinoamericana, No. 183 octubre
de 1992, págs. 3 -28.
La sección anterior da lugar a dudas sobre las ventajas que la
integración subregional puede representar para Ecuador. El hecho es
que no se detectan los beneficios de creación de comercio,
crecimiento económico, formación de ahorro, estabilización
económica e industrialización que se esperarán según los argumentos
tradicionales. Sin embargo, se podría suponer que los resultados poco
halagadores son evidencia de que no ha habido una mayor integración
andina para Ecuador, sobre todo cuando se toma en cuenta el elevado
costo de transporte. En efecto, en el Pacto Andino, el 50 por ciento
del transporte se efectúa por camión, y es el transporte por carretera el
que se ha caracterizado por mayores trabas al flujo de bienes. De
hecho, un estudio reciente señala que el transporte “ha limitado el
comercio comercial más que cualquier arancel”. Esto es crítico en la
frontera con Colombia, a cuya ciudad fronteriza Tulcan, se la
denomina la “gran barricada”. Asimismo se ha encontrado por medio
de encuestas a diversas empresas que el costo de trámites y papeles
para exportar desde Ecuador al Pacto Andino es más alto que para
exportar a mercados externos (60.000 versus 40.000 sucres). Los
costos de importación también son mayores (100.000 versus 60.000
sucres). Asimismo, el tiempo que toman los trámites para exportar
desde Ecuador a la subregión (23 días hábiles) es más largo que el
tiempo de trámites para exportar a terceros mercados (8 días hábiles).
Además, los empresarios de los otros países andinos consideran que
Ecuador presenta las mayores dificultades para exportar e importar.28
De encuestas realizadas recientemente por el INTAL en varios países
de la región, la opinión de los empresarios acerca los obstáculos para
exportar a los países de América Latina, revelan que, en el caso de
Ecuador, un 36,4 por ciento de los empresarios identifican el costo de
transporte como el principal obstáculo a la exportación (el segundo
obstáculo identificado es el tipo de cambio local, con 18,2 por
ciento).29
Estos problemas de transporte también son comunes en otros
países andinos. Así, no debe extrañar que en un estudio reciente sobre
los flujos de comemercio intrarregional en los distintos esquemas de
integración de América Latina y el Caribe se observó, por medio del
uso de variables cualitativas (“dummies”) que, contrariamente a lo
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
181
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
ocurrido en otros esquemas de integración, el Pacto Andino no tenía
un efecto distintivo sobre los flujos de comercio reciproco de los
países miembros.30
A la vez, la integración andina ha estado marcada por un clima de
incumplimiento de los acuerdos que podría restarle credibilidad como
un medio inductor de inversiones.
Lo anterior señala que hay mucho por hacer en la integración
andina para concretar su potencial de propulsor del desarrollo. A la
vez, también hay mucho por hacer al interior de cada economía
doméstica en los planos de modernización productiva, social y en
materia de infraestructura física. Así, una estrategia viable sería
aprovechar el proceso de integración en cuanto contribuye y facilita
los esfuerzos de modernización de las economías y sociedades
nacionales. Es decir, habría que enfatizar la relevancia nacional de la
integración subregional. Esto presupone, por supuesto, que las
dificultades al comercio intraandino están siendo reducidas,
particularmente el costo de transporte.
El hecho es que existen en la actualidad varios elementos que
destacan el potencial que la integración representa para los países
andinos. Éstos se discuten a continuación.
A) Comercio intraindustrial
30
Francisco E., Las exportaciones
Intrarregionales y la Integración
latinoamericana y del Caribe en
perspectiva, Washington, D.C., 1988.
31
Banco Mundial, nota 7.
32
Cline, William R., “El papel de
la integración económica en el
desarrollo centroamericano”, en
Revista de la Integración y el
Desarrollo de Centroamérica, No. 39,
septiembre de 1989, págs 75-84.
33
Linder, Stefan B., An Essay on
Trade and Transformation,
Estocolmo, 1961.
34
Véase Willmore, Larry, “The
Industrial Economics of InfraIndustry Trade and Specialization”,
Herbert Giersch, compilador, On the
Economics of intra-industry Trade,
Tubingen, J.C.B, Nohr, 1978, págs.
185-205.
35
Balassa, Bela, “Infra-Industry
Trade and the Integration of
Developing Countries in the World
Economy”, en Herbert Giersch, ob.
cit., págs. 245-270.
Hay que tomar en cuenta, en primer lugar, que el marcado
ecuatoriano es relativamente reducido, lo cual impide el
establecimiento de empresas que operen a escalas de eficiencia. Esto
ha sido identificado como una fuente de ineficiencia en las empresas
del sector manufacturero ecuatoriano, ya que éstas no aprovechan los
beneficios de productividad inherentes en una mayor escala. Las
ventajas de aumentar la escala de operación son significativas,
estimándose que, en promedio, un incrementó de 1 por ciento en la
escala aumentaría la producción de 1,5 por ciento.31 Dado que el Pacto
Andino comprende cerca de 90 millones de habitantes (2,8 veces la
población de Centroamérica) no se puede subestimar su potencial para
aumentar la productividad industrial. Es del caso señalar que en los
países centroamericanos se ha encontrado que sólo cuando se efectúa
la industrialización sobre una base subregional centroamericana se
logran economías de escalas significativas.32
En adición, dado que los niveles de desarrollo de los países
andinos, así como las preferencias de los consumidores, son
relativamente similares, el comercio entre ellos sería de una
naturaleza intraindustrial, lo cual es un resultado esperado en los
esquemas de integración en países en desarrollo. Esta hipótesis,
planteada originalmente por Linder,33 ha sido constatada para el caso
del Mercado Común Centroamericano,34 y de la Asociación
Latinoamericana de Libre Comercio (ALAC).35 Este comercio en
productos diferenciados descansa en las economías de escala que
ofrece el mercado ampliado; de ahí los efectos de la integración sobre
la eficiencia industrial.
Este “trade overlap” también contribuye a evitar un “overcrowding” de industrias idénticas a nivel de cada país, en virtud de la
especialización intraindustrial sustentada por el mercado subregional.
Es decir, si la industrialización de Ecuador descansara en su mercado
182 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Ecuador y la integración andina experiencias y perspectivas
doméstico, la manera de aprovechar economías de escala sería
produciendo bienes estandarizados sin atender las preferencias de
diversidad de los consumidores, o produciendo aquellos bienes en que
los consumidores no exigen variedad. Este es un resultado empírico
reportado por Balassa.36 Al aumentar el tamaño del mercado a un
nivel subregional aumenta el rango de bienes que pueden ser
producidos a escala eficiente, ya que cada productor puede
especializarse en la producción de un bien diferenciado.
Lo anterior cobra más importancia al notar que, según un estudio
reciente, en el período 1967-1986 la productividad total en el sector
manufacturero ecuatoriano fue negativa, lo que fue explicado por el
sobre uso del factor capital y la pequeña escala de producción. Esto
explica la falta de competitividad de las exportaciones de
manufacturas de Ecuador a los países desarrollados que representan
sólo 1,5 por ciento del total de exportaciones.37
B) Acceso a mercados
36
Balassa, Bela, “Country Size
and Trade Pattems: Comment”, en
American Economic Review, vol.
59, 1969, págs. 201-204.
37
Banco Mundial, nota. 7.
38
Véase, Wonnacott, P., y
Wonnacott, R., “Is Unilateral Tariff
Reduction Preferable to a Customs
Union? The Curious Case of the
Missing Foreign Tariffs”. en
American Economic Review, vol.
71, septiembre de 1981, págs. 704714. Esto se discute en detalle en
Dornbusch, Rudiger, “Los costos y
beneficios de la integración
económica regional. Una revisión”,
en Pensamiento Iberoamericano,
No. 15,1989, págs. 25-54.
39
Cline, William R., “Benefits
and Costs of Economic Integration
in Central America”, en William R.
Cline y Enrique Delgado.
Economic Integration in Central
America, Washington, The
Brookings Institution, 1978, págs.
59-124.
El beneficio potencial más evidente de la integración económica
es el acceso garantizado a un mercado ampliado, a cambio de una
liberación comercial discriminatoria a países no miembros. Es decir,
contrario a la liberación comercial unilateral que no garantiza la
ampliación de mercado, la eliminación de los aranceles
intrarregionales es “pagada” mutuamente por la ampliación del
mercado.38 La apertura a países socios del esquema de integración
conlleva a mejorar la eficiencia de producción, por la mayor escala y
competencia. Este beneficio también está presente en un esquema de
apertura global unilateral, pero la apertura unilateral no garantiza un
mercado abierto, de manera que los esfuerzos de la apertura podrían
ser fútiles.
Relacionado con lo anterior habría que tener presente el efecto
positivo del mercado ampliado sobre la inversión privada. En el caso
centroamericano, mediante una serie de encuestas se ha observado
que el efecto inductor que el MCCA ha tenido sobre la inversión
privada es muy significativo, particularmente en los países
relativamente menos desarrollados. De hecho, las encuestas revelaron
que los porcentajes de las inversiones atribuidas al MCCA era de 60,5
por ciento en Nicaragua, 63,9 por ciento en Honduras, 40,9 por ciento
en Guatemala, etcétera.39
C) Poder de negociación con el resto del mundo
Por otra parte, un aspecto que es necesario tomar en cuenta es la
marcada tendencia, a nivel mundial, hacia la regionalización del
comercio. Para países como los andinos, esto podría representar la
posibilidad de ser “marginados” de los beneficios comerciales y
tecnológicos que se podrían generar en los distintos “bloques”. De ahí
que el Pacto Andino ofrece un “club” de carácter geopolítico y
comercial en el cual se pueden establecer acuerdos comerciales y de
otra naturaleza “hechos a la medida” de la subregión.
En adición, el Pacto Andino representa un medio para que los
países miembros negocien el ingreso a otros esquemas comerciales
que se han formado a nivel regional e internacional. En este sentido se
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
183
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
40
Véase el texto en Integración
Latinoamericana. No. 184. noviembre
de 1992.
41
Alas de Franco, Carolina, “Los
desafíos de una zona de libre comercio
entre México y Centroamérica”, en
Estudios Centroamericanos, año
XLVII, mayo-junio de 1992, págs.
461-480.
42
Inotai, Andras, Regional
Integration Among Developing
Countries, Banco Mundial, Working
Paper WPS 643, abril de 1991. Inotai
señala que: “Clearly, ASEAN’s
significant bargaining power is first of
all due to rapid economic growth,
outward-looking economic policies
and growing integration into the world
economy, and not to close regional
integration” (pág. 37).
(Evidentemente, el significativo poder
de negociación de ASEAN se debe, en
primer lugar al rápido crecimiento
económico, a políticas económicas
orientadas al exterior y a una creciente
integración en la economía mundial, y
no a una estrecha integración
regional.)
43
Esto se nota en CEPAL, Nota
sobre la economía y el desarrollo, No.
470-471, diciembre de 1988.
puede señalar que en agosto de 1992, los países centroamericanos
suscribieron un tratado marco concerniente al establecimiento de un
acuerdo de libre comercio en 1996.40 En la actualidad, Guatemala, El
Salvador y Honduras están negociando como un grupo (el llamado
“Triángulo del Norte”) con México. La oferta exportable hacia
México y la demanda de importaciones conjuntas desde México, así
como el atractivo que representan en conjunto para la inversión
extranjera mexicana han desempeñado un efectivo papel propulsor de
las negociaciones.41 Esto está resultando efectivo para lograr un
esquema asimétrico de desgravación y liberación del comercio.
Además, es del caso señalar las negociaciones que los países
centroamericanos realizan en conjunto con la CEE, para lo cual se ha
constituido una Comisión Mixta que se reúne periódicamente con el
fin de negociar sobre aspectos de comercio, cooperación técnica y
financiera. Asimismo, los países del MERCOSUR organizaron un
Acuerdo Relativo a un Consejo sobre Comercio e Inversión con
Estados Unidos, en el contexto de la Iniciativa para las Américas. Los
países del CARICOM también negocian en conjunto con la CEE los
aspectos relativos a la Convención de Lomé. Por su parte, la Association of South East Asian Nations (ASEAN) ha negociado acuerdos
comerciales con la CEE, Estados Unidos, Japón, Canadá, Australia y
Nueva Zelanda. Además, el sector privado de los países de la ASEAN
ha formulado posiciones conjuntas sobre el Acuerdo Multifibras. Se
debe señalar que el éxito de las negociaciones externas de la ASEAN
ha radicado en la destreza y continuidad en el manejo de las políticas
económicas de cada país miembro, que han servido para proyectar un
indiscutible rigor en la gestión económica y financiera doméstica.42
La negociación en grupo también podría ser valiosa en otras
áreas. Un campo de particular atractivo podría ser la renegociación de
la deuda externa, sobre todo ante la evidencia de que los términos
concedidos a países menos desarrollados de la región en sus
renegociaciones con la banca privada fueron menos concesionales que
los obtenidos por países relativamente más desarrollados.43 A este
respecto se podrían repetir la experiencia de los bancos centrales de
los países centroamericanos, que crearon un comité de consulta en
aspectos de renegociación de deuda externa, que sirve para difundir
experiencias de otras latitudes y para afinar las estrategias preparadas
por los países de la región. El esfuerzo conjunto también podría ser
muy valioso en la negociación de recursos externos, a través de la
Corporación Andina de Fomento, especialmente ante la relativa
escasez de fondos externos prevista para los próximos años, y las
consiguientes altas tasas de interés en los mercados internacionales.
D) Eficiencia industrial
En adición, la liberación comercial intraandina acarrearía
importantes beneficios en términos de eficiencia técnica y de
eficiencia-X. En efecto, Scitovsky presentó originalmente la hipótesis
de que la presión de la competencia externa da lugar a un esfuerzo de
las empresas domésticas para disminuir sus costos.44 Esta hipótesis,
conocida como la “cold shower hypothesis”, también se asocia con el
impacto de la competencia sobre la eficiencia-X. Introducido por
184 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Ecuador y la integración andina experiencias y perspectivas
44
Scitovsky, T, Economic
Theory and Western European
Integration, Londres, Allen and
Unwin, 1957.
* “Por lo general, las personas
y las organizaciones no trabajan
tan duro ni tan eficazmente como
podrían [hacerlo].”
** “Los gerentes determinan no
sólo su propia productividad sino
también la de todas las unidades
que cooperan en las
organizaciones.
45
Liebenstein, Harvey,
“Allocative Efficiency vs. XEfficiency”, en American
Economic, Review, vol. 56, 1966
pags. 382-415.
46
Liebenstein, Harvey, ob. cit.
47
Page Jr., John M., “Technical
Efficiency and Economic
Performance: Some Evidence from
Ghana”, en Oxford Economic
Papers, vol. 32, 1980, págs. 319334. Este autor señaló que: “The
results suggest that variations in
managerial effort and ability are
significant factors in explaining a
firm’s position relative to the
industry production frontier.
Technical inefficiency is not
simply a reflection of differences
in the physical environment and
errors of measurement and
specification. It also reflects the
important influence of an excluded
variable, management, from the
production function” (pág. 335).
(“Estos resultados sugieren que los
cambios en el esfuerzo y la
capacidad directivos son factores
significativos para explicar la
posición de una firma respecto de
les límites de la producción de la
industria. La ineficiencia técnica
no es simplemente un reflejó de las
diferencias del entorno físico y los
errores de medición y
programación. También refleja la
importante influencia de una
variable excluida -la dirección- de
la función producción”).
Liebenstein en 1966, el concepto de eficiencia-X se refiere a la noción
de que las empresas no producen en la frontera de la superficie de su
posibilidad de producción, sino muy adentro de ella, produciendo
menos que la producción máxima posible con los insumos dados.45 En
ciertas circunstancias, las empresas aumentan su producción con los
mismos insumos, lo que se denota como un aumento en la eficienciaX. Esta eficiencia descansa, según Liebenstein. en el esfuerzo laboral:
“people and organizations normally work neither as hard nor as
effectively as they could”* (pág. 413), lo que es determinado por el
esfuerzo gerencial: “managers determine not only their own productivity but also the productivity of all cooperating units in the organizations ** (pág. 397).46
La evidencia empírica demuestra que la “cold shower” derivada
de la apertura conduce a un incremento en la eficiencia. Un estudio de
J.M. Page Jr. sobre la eficiencia de empresas de aserraderos, muebles
y de corte de madera en Ghana reveló que aquellas empresas que
estaban expuestas a la competencia externa tenían mayor eficiencia
que las empresas de sustitución de importaciones. Un análisis de los
determinantes de la eficiencia encontró que una de las principales
variables fue el tiempo durante el que había operado la empresa (lo
que denotó un efecto de aprendizaje) y, en especial, el grado de
esfuerzo y habilidad de los gerentes.47
Sobre la base de lo anterior se aprecia que el impacto de la
competencia intraandina conllevaría a que las empresas nacionales
estuvieran en mejor posición para enfrentar la competencia mundial
ante un proceso simultáneo de liberación al comercio extraandino.
Esto se representa en el gráfico 2. En este gráfico, la curva SS
representa la oferta de un país miembro de la unión aduanera, AA la
curva de oferta del grupo de países miembros y DD representa la
demanda nacional. A raíz del efecto de competencia intrarregional, la
curva de oferta agregada del país en cuestión se vuelve ahora S´S´, y
GRÁFICO 2.
P
D
S
S´
A
A´
P2
P3
A
A´
S
D
S´
Q1
Q2
Q3
Q
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
185
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
la oferta agregada se representa por A´A´. Se puede apreciar que a raíz
del efecto de competencia el consumo en el país aumenta de Q2 a Q3,
a la vez que el precio disminuye de P2 a P3.
La obtención de esta eficiencia permitiría establecer un arancel
externo común más bajo (reducción del t1 a t2 en el gráfico 3) que en
ausencia de los beneficios de eficiencia generados por la competencia
intrarregional. Esta reducción del arancel externo común ocurre sin
provocar una reducción en la producción nacional que, por el
contrario, aumenta de Q1 a Q3 Así se aprecia que integración subregional y apertura externa se complementan.
En este punto habría que señalar que el libre mercado andino
puede representar un campo de entrenamiento para empresas
exportadoras que mejoraría sus posibilidades de éxito en sus esfuerzos
por penetrar mercados internacionales. Esto se nota en el caso de los
países del Caribe.48
Hay que tener presente que estos beneficios de eficiencia, que
serian un aval para la incursión en mercados externos, no ocurren
automáticamente en respuesta a la liberación comercial. En primer
lugar. Ecuador deberá garantizar el mantenimiento de la estabilidad
macroeconómica. Esa es la base para redoblar los esfuerzos de ajuste
estructural, particularmente en el campo de la reconversión industrial,
lo que conllevaría aumentos en la oferta exportable. De esa manera se
aprovecharían plenamente las ventajas de la integración intrarregional
y extrarregional. En este punto habría que señalar que el marco de
integración andina podría servir para realizar acciones concertadas de
ajuste y de reconversión industrial que catalicen y complementen el
esfuerzo nacional.
Esto cobra relevancia al tomar en cuenta que en los países
andinos, como en los centroamericanos, las corrientes comerciales
entre países reflejan las paridades bilaterales de las monedas,
GRÁFICO 3.
D
A´
A´´
PW (t1 )
PW (t2 )
A´
A´´
D´
48
Banco Mundial, The Caribbean
Common Market: Trade Policies, and
Regional Integration in the 1990’s,
Washington, diciembre de 1990.
186 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Q1
Q2
Q3
Q4
Ecuador y la integración andina experiencias y perspectivas
49
Loehr, William, Balance of
Trade and Payments in Central
America: Prospect for the CACM
and Recommendation for ROCAP,
febrero de 1990, fotocopiado;
Kisic W., Drago, “El proceso de
armonización de políticas
nacionales en el Grupo Andino”,
en Integración Latinoamericana,
No. 176, marzo de 1992, págs. 1325
50
Grossman, Gene, y Helpman,
Elhanan, Innovation and Growth in
the Global Economy, Boston, MIT
Press, 1991.
51
Sobre el caso de la EEC véase
a Dang N’Guyen, Godefroy, y
Owen, Robert F., “High-Tech
Competition and Industrial
Restructuring m Light of the
Single Market”, en American
Economic Review, vol. 82, No. 2,
mayo de 1992. págs. 93-97.
* Atribuye efecto al
intercambio de ideas mediante
redes de comunicación”.
52
Rivera-Batiz, Luis, y Romer,
Paul M., “Economic Integration
and Endogenous Growth”, en
Quarterly Journal of Economics,
vol. 106, mayo de 1991, págs. 531556.
53
Baldwin, Richard, “The
Growth Effects of 1992”, en
Economic Policy, vol. 9. octubre
de 1989, págs. 247-282.
54
Cecchini Report, The
European Challenge 1992, Gower,
1988.
mostrando los países con monedas sobrevaluadas crecientes déficit.49
Esto indica que la integración exige un esfuerzo de estabilización que
se debería coordinar en un marco subregional, con un esfuerzo
subregional de estabilización, conducente a avanzar en el logro de
mercados extrarregionales. Es decir, la integración debería servir para
volver la estabilización una “externalidad” al país. En este punto se
debe señalar que en la encuesta de empresarios realizada por INTAL
(véase nota 29) éstos enfatizaron la necesidad de mantener la
estabilidad macroeconómica, como lo apunta Ondarts: “En resumen,
las empresas solicitan a los gobiernos que contribuyan al esfuerzo de
la competitividad. No se trata de lograr subsidios o privilegios, sino
contar con un marco macroeconómico previsible, una infraestructura
de transporte, comunicaciones modernas y económicas, crédito
competitivo y de eliminar los sobrecostos” (Pág.13).
Asimismo, los esfuerzos para lograr la competitividad
internacional deberían descansar en una coordinación de los esfuerzos
nacionales para llevar a cabo la reconversión industrial y, en especial,
para incrementar la base tecnológica y el fortalecimiento del sistema
educativo. Estos son programas que, para evitar duplicación de
esfuerzos, se deberían llevar a cabo sobre una base subregional
andina, particularmente en la creación y/o el fortalecimiento de
centros de adaptación y generación de tecnologías y en la formación
de cuadros gerenciales y técnicos.
Al respecto, se debe señalar que estudios recientes explican la
oferta de exportación de un país y, por ende, sus corrientes
comerciales en función de su capacidad de investigación y desarrollo
y de adaptación de tecnología.50
Además, es en este contexto que la integración económica está
recibiendo especial atención como un medio para fortalecer la
generación de innovaciones, 51 y, en un sentido amplio, como un
medio que “assigns an effect to flows of ideas along communication
networks”.52 En este contexto se ha calculado para el caso de la CEE
que los beneficios de la Europa 1992 derivados de derrames
tecnológicos, insumos especializados y de nuevas innovaciones sería
incrementar la futura tasa de crecimiento entre 0,25 y 0,90 anual.53
Este impacto es mucho mayor que los beneficios de eficiencia en la
asignación de recursos, estimados entre 2,5 por ciento y 6,5 por ciento
del producto bruto interno de la CEE. 54 Es claro que en el marco
andino el esfuerzo anterior exigiría de un esquema coordinador de la
infraestructura de investigación y de una estrategia tecnológica y
educativa a nivel subregional.
A esa tarea habría que añadir la ineludible agenda para lograr la
integración nacional, en términos de una convergencia de los
indicadores de desarrollo social a lo largo del territorio ecuatoriano.
Esto implica grandes esfuerzos en aspectos de salud pública y
educación básica, especialmente en las zonas geográficas más
deprimidas. Este esfuerzo se debería llevar a cabo en forma
mancomunada con los otros países, con miras no sólo a integrar
plenamente el territorio nacional, pero también a generar un mínimo
de convergencia del desarrollo social en el espacio andino. Esto
redundaría en un incremento en la demanda agregada, y por ende, en
la industrialización, la estabilidad social y, en consecuencia, la
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
187
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
inversión. Además, redundaría en incrementar el crecimiento
económico a la luz de evidencia reciente de que uno de los principales
determinantes del crecimiento es el nivel de educación básica del
país.55 Por supuesto, hay que señalar que la agenda conjunta de corto
plazo más importante está constituida por los esfuerzos para reducir
los costos de transporte.
55
Para una reseña de la literatura sobre
este tema véase Tallman, Ellis W., y
Wang Ping, “Human Capital
Investment and Economic Growth:
New Routes in Theory Address Oid
Questions”, en Economic Review,
Federal Reserve Bank of Atlanta, vol.
77, septiembre-octubre de 1992, págs.
1-12.
188 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Costos y beneficios
de la integración
centroamericana
Revista de la CEPAL 54
Diciembre 1994
El autor agradece los comentarios de
Iris Alvarez, Claudio Ansorena,
Florencio Ballestero, Gilbero Chona,
Uziel Nogueira, Oscar Núñez Sandoval,
Luis Amado Sánchez y Gabriel Siri. Los
puntos de vista expuestos en este
trabajo son de responsabilidad exclusiva
del autor.
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
I. Introducción
1
Sobre la evolución
reciente de la integración
centroamericana, véase
CEPAL (1993).
En los últimos tres años, el proceso de integración económica
centroamericana ha mostrado avances apreciables: la etapa de
estancamiento que prevaleció en los años ochenta se ha revertido. El
comercio intracentroamericano ha mantenido una tendencia
ascendente desde 1986 y, en 1992, alcanzó a 892 millones de dólares,
suma cercana al máximo valor histórico registrado en 1980. Esto
puede explicarse por el crecimiento económico experimentado en los
países de la zona, la mejoría de su liquidez externa y sus
significativos avances en la eliminación de barreras al comercio. 1 En
materia institucional, los logros también han sido significativos.
Sobresalen el inicio de las funciones de la Secretaría del Sistema de
Integración Centroamericana (SICA); la incorporación de Nicaragua
al Parlamento Centroamericano; el establecimiento de acuerdos de
comercio e inversión entre la subregión y México, Venezuela y
Colombia; los avances en la coordinación de políticas económicas, y
la aprobación por los presidentes centroamericanos del Protocolo al
Tratado General de Integración Económica Centroamericana. Todos
estos logros constituyen un presagio optimista de que la integración
centroamericana ha entrado en una nueva etapa que puede ser de
grandes realizaciones.
No obstante lo expuesto, todavía hay mucho por hacer para lograr
una integración plena. De hecho, las exportaciones recíprocas entre
Guatemala y El Salvador representan 59% del comercio
intrasubregional total. Además, en 1992, el comercio extrasubregional
acusó valores inferiores a los que prevalecieron en 1980 en todos los
países, con excepción de Costa Rica. Por otra parte, las necesidades
de inversión en infraestructura física son cuantiosas y considerables
los rezagos de los sectores sociales en algunos países.
Los importantes avances que se han logrado en años recientes, así
como la globalización económica, y la entrada en vigor del Tratado
de Libre Comercio entre México, Estados Unidos y Canadá (TLC)
hacen oportuno examinar cuáles son los aportes que la integración
ofrece a las economías centroamericanas. En las páginas siguientes se
pasa revista a los beneficios que las economías centroamericanas
podrían obtener de la integración (sección II), se identifican algunos
obstáculos que han inhibido la concreción de esos beneficios
potenciales (sección III), se discuten los posibles costos de la
integración -y de la no integración- y se proponen esquemas de
coordinación y armonización de políticas que minimizarían tales
costos (sección IV), y por último, se presenta un conjunto de
conclusiones (sección V).
II. ¿Qué beneficios aportaría la integración?
1. Ahorro interno
Un beneficio potencial es el aumento del ahorro interno como
resultado del incremento de las exportaciones intrasubregionales,
190 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Costos y beneficios de la integración centroamericana
dada la relación causal entre las exportaciones y el ahorro en los
países en desarrollo (J.K. Lee, 1971; Laumas, 1982). Con datos
anuales correspondiente al período 1971-1988, se estimaron
ecuaciones para el ahorro interno (S) en función de las exportaciones
hacia afuera de Centroamérica (Xo) y hacia Centroamérica (XCA), así
como para el ingreso interno bruto menos las exportaciones totales
(Y-X). Los resultados se muestran en el cuadro 1.
CUADRO 1. Centroamérica: Ahorro y exportaciones
Ecuación
a
R2
DW
Guatemala
55.5801 + 0.0389 (Y-X) + 0.0732 XO - 0.3454 XCA
(1.97)
(4.15)
(12.57)
(3.43)
0.98
1.53
El Salvador
99.5437 - 0.1915 (Y-X) + 0.8159 XO + 0.5554 XCA
(1.99)
(5.65)
(6.01)
(1.69)
0.87
2.16
Honduras
-17.8749 - 0.0285 (Y-X) + 0.5649 XO + 0.5715 XCA
(0.57)
(0.94)
(6.23)
(6.12)
Costa Rica
-101.4822+0.0192 (Y-X) + 1.00 XO-0.9359 XCA
(2.61)
(0.64)
(11.77)
(2.97)
0.91
0.96
1.33
2.02
Fuente: SIECA, Estadísticas Macroeconómicas, Guatemala, varios números. La serie de datos para Nicaragua estaba incompleta.
a
Los valores estadísticos “t” se muestran debajo de los correspondientes coeficientes; R y DW denotan, respectivamente, el coeficiente de
determinación y el coeficiente Durbin-Watson.
Puede apreciarse que el principal determinante del ahorro
nacional son las exportaciones extrasubregionales. El coeficiente de
las exportaciones hacia Centroamérica tiene signo negativo y
estadísticamente significativo en Guatemala y Costa Rica, y uno
positivo y no significativo en El Salvador. De esa manera, se aprecia
que las exportaciones intrarregionales no estimulan el ahorro, excepto
en Honduras. Esto puede explicarse por el hecho de que una gran
parte del comercio intrasubregional esta constituido por bienes de
consumo que, para su fabricación, requieren la importación de bienes
intermedios (Cáceres y Quintanilla, 1990)
2. Creación de comercio
Una posible ventaja de la integración es la prevalencia de la
creación de comercio sobre la desviación de comercio en el
intercambio intrasubregional. La creación de comercio ocurre cuando
la producción interna es desplazada por importaciones más baratas
provenientes de los países miembros. La desviación de comercio tiene
lugar cuando la producción relativamente barata de un país no
miembro del esquema de integración es reemplazada por la
producción más cara de un país miembro. La medición de la creación
y la desviación de comercio se basa en que, sin integración, la
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
191
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
elasticidad del ingreso de las importaciones totales permanece
constante. Cuando esta elasticidad aumenta en el período posterior a
la integración se deduce que ha habido creación de comercio.
A fin de detectar este fenómeno se estimó para Honduras, durante
el período 1950-1969, una ecuación que expresa las importaciones
totales (M) en función del producto nacional bruto (Y), una variable
ficticia (W) que permite detectar el cambio en el coeficiente del
ingreso en el período posintegración 1962-1969 y el tiempo (T):
Log M = -6.6249 + 1.8393Log Y - 0.0157 W - 0.0251 T
(3.18)
(5.37)
(0.53) (2.88)
R2= 0.97
DW=1.68
El hecho de que la variable W no sea estadísticamente
significativa indica que la elasticidad-ingreso de las importaciones no
experimentó cambio. Por tanto, en Honduras no hubo creación ni
desviación de comercio. Un resultado similar se obtuvo cuando se
estimó la ecuación para el período 1970-1991 y se trató de detectar un
cambio de la elasticidad-ingreso en el período 1986-1991 a través de
la variable W1:
Log M = -6.5357 +2.1244Log Y + 0.0071 W1 -0.1327 T
(3.34) (5.39)
(0.53)
(2.88)
R2= O.96
DW = 1.76
En las ecuaciones estimadas para los demás países en el período
1962-1991 (cuadro 2), Wl y W2 muestran los cambios en el
coeficiente de Log Y en los años setenta y ochenta, respectivamente.
Se puede apreciar en ellas que, salvo en El Salvador, las variables
ficticias no son significativas. Lo anterior indica que la integración no
condujo a un cambio en la asignación de recursos en los períodos
anterior y posterior a la integración, excepto en El Salvador. El caso
de este país se podría explicar por el hecho de que el comercio
intrasubregional sí representa un alto porcentaje de sus exportaciones
totales, lo cual -según Balassa, 1967- es condición para que haya
creación de comercio.
CUADRO 2. Centroamérica (tres países): Cambio en la propensión marginal a Importar
Ecuación
R2
DW
Guatemala
-3.7466 + 1.2996 Log Y - 0.0241 T + 0.0171 Wl - 0.0205 W2
(3.88)
(9.08)
(1.24)
(1.27)
(0.93)
0.99
1.48
El Salvador
-1.1246 + 0.9896 Log Y - 0.0152 T + 0.0489 Wl + 0.0331 W2
(1.77)
(11.17)
(1.30)
(5.44)
(2.35)
0.99
1.56
Costa Rica
-0.6180 + 0.9211 Log Y + 0.0361 T - 0.0032 Wl - 0.0201 W2
(0.78)
(9.12)
(2.02)
(0.38)
(1.50)
0.99
1.49
Fuente: Fondo Monetario Internacional (FMI), Estadísticas financieras internacionales. Anuario 1993, vol. XLVI, Washington, D.C., 1993.
192 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Costos y beneficios de la integración centroamericana
3. Incremento del crecimiento económico
La integración da lugar a un “desparrame” de impulsos de
crecimiento económico entre los países miembros, a través de las
corrientes comerciales recíprocas. Estudios efectuados muestran que
la magnitud de estos impulsos es considerable, pero que en
Centroamérica varía mucho de un país a otro (Nugent, 1974; Cáceres,
1981; Cáceres y Seninger, 1980). Una cuantificación de ese efecto
puede obtenerse a través del modelo siguiente:
País 1
País 2
CP1= (1-S1)Y1
I1 = b1Y1
V1 = m1Y1
M1 = z1Y1
CP2=
I2 =
V2 =
M2 =
(1-S2)Y2
b2Y2
m2Y2
Z2Y2
Y1 = CP1+I1+E01+(V2-V1)-M1+Cg1
Y2 = CP2+I2+E02+(V1-V2)-M2+Cg2
donde:
Y = producto nacional bruto
Cp = consumo privado
Cg = consumo público (exógeno)
I = inversión interna bruta
M = importaciones extrasubregionales
V = importaciones intrasubregionales
Eo = exportaciones extrasubregionales (exógeno)
Las ecuaciones anteriores pueden representarse, en forma de matriz,
de la siguiente manera:
Y1
Y2
s1-b1+z1+ m1
-m1
-m2
s2-b2+z2+m2
Cg1 + E01
Cg2 + E02
=
de donde se puede resolver por el vector de ingreso lo siguiente:
Y1 = s1-b1+z1+ m1
Y2
-m1
-m2
s2-b2+z2+m2
-1
Cg1 + E01
Cg2 + E02
Para los cinco países centroamericanos, los parámetros del
modelo se calcularon utilizando valores promedios de 1990-1992. Se
obtuvo la siguiente matriz de multiplicadores:
YG
YES
YH =
YN
YCR
4.19235
0.21391
0.01681
0.01711
0.04455
0.49716
4.08816
0.03901
0.03289
0.05203
0.31855
0.12822
3.61925
0.03796
0.04302
0.48916
0.16093
0.02242
2.40346
0.17542
0.10548
0.06074
0.00218
0.01061
1.62662
=
CgG
CgES
CgH
CgN
CgCR
+
+
+
+
+
E0G
EOES
EOH
EON
EOCR
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
193
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
La matriz de multiplicadores indica que si, por ejemplo, las
exportaciones extrasubrregionales de El Salvador aumentaran 100
dólares, el PIB de este país crecería 409 dólares, mientras que los de
Guatemala, Honduras, Nicaragua y Costa Rica subirían 50, 4, 3, y 5
dólares, respectivamente.
Los efectos multiplicadores recibidos por Guatemala y El
Salvador son mayores que los recibidos por los otros países. Esto
coincide con los resultados de algunos estudios que concluyen que es
en esos dos países donde se han concentrado los beneficios de la
integración (Cline, 1978).
El cuadro 3 muestra el impacto multiplicador en cada país
originado por el aumento simultáneo de 1 dólar en los gastos
exógenos (consumo público o exportación al resto del mundo) de los
otros países. Se muestra, asimismo, el impacto multiplicador en los
otros países de un aumento de 1 dólar en los gastos exógenos del país
respectivo.
CUADRO 3. Centroamérica: Efectos multiplicadores
entre las economías de la subregión
Guatemala
El Salvador
Honduras
Nicaragua
Costa Rica
Impacto multiplicador
del resto de
Centroamérica
de cada país
Impacto multiplicador
de cada país
en el resto de
Centroamérica
1.4102
0.5612
0.0794
0.0990
0.3140
0.2818
0.6210
0.5710
0.8470
0.1788
Se puede apreciar que Guatemala recibe del resto de la región el
impacto multiplicador más grande (1.4102); le siguen El Salvador
(0.5612) y Costa Rica (0.3140). Esta es la misma situación que
prevaleció en los años sesenta y setenta (Cáceres, 1981). Por otra
parte, el mayor efecto multiplicador sobre el resto de Centroamérica
lo causa Nicaragua (0.8470), y luego El Salvador y Honduras. Costa
Rica origina el menor impacto multiplicador.
Llama la atención que la magnitud de los multiplicadores se ve
atenuada por la distancia. En particular, los efectos multiplicadores
originados y recibidos por Costa Rica, que se encuentra en el extremo
geográfico de la subregión, son los más bajos de todos. Esto refleja la
importancia que tiene el costo del transporte en los beneficios de la
integración (gráficos 1,2 y 3).
Lo anterior indica que los beneficios de la integración -en
términos de diseminación del crecimiento económico- estarían
determinados en parte por la fricción que impone la distancia. De allí
el papel estratégico de la red vial y del costo de transporte en la
subregión.
194 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Costos y beneficios de la integración centroamericana
GRÁFICO 1. Centroamérica: Efectos
multiplicadores recibidos por El Salvador
GRÁFICO 2. Centroamérica: Efectos
multiplicadores recibidos por Honduras
0.045
0.23
0.22
Guatemala
El Salvador
0.040
0.21
0.20
0.035
0.19
0.17
0.030
M ultiplic ad or
Nicaragua
0.16
0.15
0.14
0.13
Nicaragua
0.025
0.020
0.12
Guatemala
0.015
0.11
0.10
0.010
0.09
0.08
0.005
Costa
Rica
0.07
2.4
2.6
2.8
Costa
Rica
0.000
0.06
3
2.5
2.6
2.7
2.8
2.9
3
Log. dis tanc ia
Log. dis tanc ia
GRÁFICO 3. Centroamérica: Efectos multiplicadores
recibidos por Costa Rica
0.19
Nicaragua
0.18
0.17
0.16
0.15
0.14
M ultiplicador
Mu ltiplica dor
0.18
0.13
0.12
0.11
0.10
0.09
0.08
0.07
0.06
0.05
0.04
2.65
2.75
2.85
2.95
3.05
3.15
Log. distancia
4. Estabilización del crecimiento económico
El efecto de estabilización derivado de la diseminación del
crecimiento entre los países depende de que las economías nacionales
no tengan variaciones temporales Sincrónicas. Una de las principales
determinantes del crecimiento económico de los países
centroamericanos es la evolución de los términos de intercambio. Sin
embargo, como la correlación entre los términos de intercambio de los
países es positiva (cuadro 4), no existiría un efecto estabilizador
proveniente del comercio intra centroamericano, aunque las corrientes
comerciales se intensificaran.
Dada la sincronía en la evolución de las variables exógenas que
afectan las economías de los países centroamericanos, no debe
extrañar que la variación del comercio extrasubregional e
intrasubregional muestre una correlación estrecha (gráficos 4 y 5).
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
195
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
CUADRO 4. Centroamérica: Coeficientes de correlación entre los términos de Intercambio,
1981-1992
Guatemala
Guatemala
El Salvador
Honduras
Nicaragua
Costa Rica
El Salvador
1
Honduras
0.69
1
Nicaragua
0.52
0.05
1
Costa Rica
0.74
0.37
0.30
1
0.81
0.95
0.08
0.59
1
Fuente: Cálculos basados en datos de Fondo Monetario Internacional (FMI), Estadísticas financieras internacionales. FMI, Washington D.C., varios
números.
GRÁFICO 4 . Guatemala: Tasas de crecimiento de sus exportaciones
dentro de la subrregión y fuera de ella
60
50
Tasa de crecim iento (% )
40
30
20
10
0
197 2
197 3
197 4
197 5
197 6
197 7
197 8
197 9
198 0
198 1
198 2
198 3
198 4
198 5
198 6
Años
Exportaciones a Centroam érica
Exportaciones al resto del m undo
GRÁFICO 5. Nicaragua: Tasas de crecimiento de sus exportaciones
dentro de la subregión y fuera de ella
60
50
Tasa de crecim iento (% )
40
30
20
10
0
197 2
197 3
197 4
197 5
197 6
197 7
197 8
197 9
198 0
198 1
198 2
198 3
198 4
198 5
198 6
Años
Exportaciones a Centroam érica
196 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Exportaciones al resto del m undo
Costos y beneficios de la integración centroamericana
5. Comercio intraindustrial
Uno de los beneficios potenciales de la integración es el impulso
que puede dar a la industrialización, sustentado en el comercio
intraindustrial. Varios estudios han señalado que la similitud en las
preferencias de los consumidores de países con igual nivel de
desarrollo permite que cada país se especialice en la producción de
bienes casi idénticos, diferenciados en aspectos de comercialización,
presentación, etc. Este comercio de doble vía de bienes similares
facilita la industrialización, ya que un país puede dedicarse a la
producción eficiente de un producto, cualquiera sea su ventaja
comparativa relativa, en virtud de las economías de escala sustentadas
en el mercado ampliado que le ofrece la integración 2.
Para calcular el grado en que el comercio intraindustrial
prevalece en el comercio exterior, es preciso efectuar un desglose
uniforme de las exportaciones e importaciones por categoría de
productos. Se le mide por el índice de Grubel-Lloyd (1975), definido
como:
B=
Σ( xi+ Mi )- Σ|ixi-Mi|
Σ(xi + Mi)
donde Xi y Mi representan respectivamente las exportaciones e
importaciones del producto i. Sobre la base de los datos de 1987 del
cuadro 5 se estimaron los valores B para el comercio intraindustrial
(cuadro 6). Se puede apreciar que existe una relación directa entre el
nivel de desarrollo, representado por el ingreso per cápita, y el índice
de Grubel-Lloyd, tanto en el comercio dentro de la subregión como en
el extracentroamericano. Los valores más altos corresponden a Costa
Rica, seguidos de los correspondientes a Guatemala, El Salvador,
Honduras y Nicaragua.
En efecto, en Costa Rica el 79% del comercio subregional es de
carácter intraindustrial; este porcentaje es similar a los
correspondientes al comercio entre los países desarrollados. Lo
anterior indica que la integración permite a los países
centroamericanos producir y exportar bienes que a falta de ella
probablemente no figurarían en su comercio exterior.
Asimismo, Costa Rica muestra el valor más alto -de 0.31- en el
comercio extracentroamericano, seguido de Guatemala (0.23), El
Salvador (0.22), Honduras (0.16) y Nicaragua (0.11). Es del caso
señalar que, para la subregión en su conjunto, en 1974 los índices de
comercio intraindustrial dentro de Centroamérica y fuera de ella
fueron de 0.505 y 0.025 (Laird. 1981).
Al nivel de ramas industriales, se calcularon además los
indicadores de comercio intraindustrial propuestos por Balassa (1966)
y definidos como:
|Xi - Mi|
Xi + Mi
2
Véase en Greenway y Milner
(1990) una reseña de lo que se ha
escrito sobre el comercio
intraindustrial.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
197
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
CUADRO 5. Comercio centroaméricano, 1987
Comercio intracentroamericano
División Export. Import.
CIIUa
Xi
Mi
EL SALVADOR
Alimentos, bebidas y tabaco
Textiles, cuero y calzado
Madera y muebles
Papel, imprentas y editoriales
Productos químicos derivados
del petróleo, de caucho y plástico
Productos minerales no metálicos
Industrias metílicas básicas
Productos metálicos,
maquinaria y equipo
Otras manufacturas
GUATEMALA
Alimentos, bebidas y tabaco
Textiles, cuero y calzado
Madera y muebles
Papel, imprentas y editoriales
Productos químicos derivados del
petróleo, de caucho y plástico
Productos minerales no metálicos
Industrias metálicas básicas
Produtlos metálicos,
maquinaria y equipo
Otras manufacturas
COSTA RICA
Alimentos, bebidas y tabaco
Textiles, cuero y calzado
Muebles y maderas
Papel, imprentas y editoriales
Productos químicos derivados del
petróleo, de caucho y plástico
Productos minerales no metálico
Industrias metílicas básicas
Productos metálicos,
maquinaria y equipo
Otras manufacturas
NICARAGUA
Alimentos, bebidas y tabaco
Textiles, cuero y calzado
Madera y muebles
Papel, imprentas y editoriales
Productos químicos, derivados del
petróleo, de caucho y plástico
Productos minerales no metalicos
Industrias metálicas básicas
Productos metálicos,
maquinaria y equipo
Otras manufacturas
HONDURAS
Alimentos, bebidas y tabaco
Textiles, cuero y calzado
Madera y muebles
Papel, imprentas y editoriales
Productos químicos, derivados
del petróleo, de caucho y plástico
Productos minerales no metálicos
Industrias metálicas básicas
Productos metálicos,
maquinaria y equipo
Otras manufacturas
Diferen. suma
Xi-Mi Xi-Mi
Comercio extracentroamericano
(Xi+Mi) División Export. Import. Diferen.
(Xi+Mi) CIIUa
Xi
Mi
Xi-Mi
31
32
33
34
9.80
24.60
0.40
19.90
27.80
13.80
9.10
6.30
-18.00
10.80
-8.70
13.60
37.60
38.40
9.50
26.20
0.48
0.28
0.92
0.52
31
32
33
34
43.80
36.10
0.80
2.20
35
36
37
35.90
0.60
13.40
60.90
9.50
18.10
-25.00
-8.90
-4.70
96.80
10.10
31.50
0.26
0.88
0.15
35
36
37
16.50
0.10
1.20
38
39
12.10
2.30
13.60
1.40
-1.50 25.70
0.90
3.70
92.10 279.50
0.06
0.24
0.67
38
39
31
32
33
34
40.60
28.40
5.10
6.70
22.30
22.20
2.50
14.00
18.30
6.20
2.60
-7.30
62.90
50.60
7.60
20.70
0.29
0.12
0.34
0.35
31
32
33
34
127.30
14.80
5.00
0.40
35
36
37
85.60
10.20
12.00
42.70
1.30
14.60
42.90 128.30
8.90 11.50
-260 26.60
0.33
0.77
0.10
35
36
37
45.10
4.80
1.80
38
39
10.50
2.10
12.90
1.50
-2.40 23.40
0.60
3.60
91.80 335.20
0.10
0.17
0.73
38
39
2.00
0.40
31
32
33
34
14.40
11.60
2.40
4.30
17.30
27.40
0.80
8.30
-2.90
-15.80
1.60
-4.00
31.70
39.00
3.20
12.60
0.09
0.41
0.50
0.32
31
32
33
34
133.00
63.20
11.10
6.20
35
36
37
36.60
6.40
13.40
36.90
2.60
6.00
-0.30
3.80
7.40
73.50
9.00
19.40
0.42
0.38
35
36
37
38
39
14.20
3.70
6.00
2.20
8.20 20.20
1.50
5.90
45.50 214.50
0.41
0.25
0.79
31
32
33
34
1.50
1.00
0.70
1.10
3.00
8.80
0.10
1.20
-1.50
-7.80
0.60
-0.10
4.50
9.80
0.80
2.30
35
36
37
4.50
0.30
3.40
19.00
0.50
1.80
-14.50
-0.20
1.60
38
39
2.00
0.10
5.70
0.60
31
32
33
34
4.00
3.70
3.80
0.40
6.40
2.20
35
36
37
38
39
66.40
30.10
1.70
41.40
suma (Xi-Mi)
Xi+Mi (Xi+Mi)
-2160
6.00
-0.90
-39 20
110.20
66.20
2.50
43.60
0.21
0.09
0.36
0.90
288.60 -272.10
10.40 -10.30
54.50 -53.30
305.10
10.50
55.70
0.89
0.98
0.96
2.20 273.10 -270.90
0.60
4.50
-3.90
679.20
275.30
5.10
874.20
0.98
0.76
0.22
29.40
-39.70
1.40
-56.40
225.20
69.30
8.60
57.20
0.13
0.57
0.16
0.99
543.20 -498.10
19.50 -14.70
79.60 -77.80
588.30
24.30
81.40
0.85
0.60
0.96
409.20 -407.20 411.20
13.10 -12.70
13.50
1137.40 1479.00
0.99
0.94
0.23
97.90
54.50
3.60
56.80
84.90
4.70
9.30
-88.40
181.10
121.70
12.90
100.80
0.47
0.04
0.72
0.88
64.00
6.80
5.90
440.20 -376.20
19.30 -12.50
93.20 -87.30
504.20
26.10
99.10
075
0.48
0.88
38
39
25.40
21.70
421.60 -396.20 447.00
30.30
-8.60
52.00
1068.10 1544.90
0.89
0.17
0.31
0.33
0.80
0.75
0.04
31
32
33
34
52.50
1.90
1.30
0.10
23.50
0.80
5.20
0.62
0.25
031
35
36
37
1.40
1.10
-3.70
-0.50
30.50
7.70
0.70
55.30
0.48
0.71
0.45
38
39
0.50
3.60
4.80
-2.40
1.50
3.80
-4.40
10.40
5.90
3.80
5.20
0.23
0.25
1.00
0.85
31
32
33
34
110.20
1.90
40.20
2.60
4.60
0.30
1.50
3.50
4.60
6.30
1.10
-4.30
-4.80
8.10
4.90
7.80
0.14
0.88
0.62
35
36
37
1.40
0.50
1.30
0.20
0.10
0.30
22.70
2.70
0.70
49.50
0.04
0.43
0.46
38
39
16.10
-47.40
-5.20
-21.40
88.90
51.20
7.80
21.60
0.18
0.93
0.67
0.99
338.80 -337.40
9.60
-9.60
40.70 -39.60
340.20
9.60
41.80
0.99
1.00
0.95
248.60 -248.10
7.40
-3.80
728.60
249.10
11.00
821.20
1.00
0.35
0.11
46.80
-27.60
39.40
-35.90
173.60
31.40
41.00
41.10
0.27
0.88
0.96
0.87
4.20
2.60
0.20
329.20 -325.00
14.20 -11.60
40.90 -40.70
333.40
16.80
41.10
0.97
0.69
0.99
0.10
0.80
247.90 -247.80
18.90 -18.10
792.90
248.00
19.70
946.10
1.00
0.42
0.16
Fuente: Datos tomados de Bulmer-Thomas (1992a).
a
Los títulos de las divisiones de la Clasificación Industrial Internacional Uniforme (CIIU) están abreviados.
198 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
48.10
58.50
1.80
94.60
36.40
49.30
6.50
21.50
63.40
29.50
0.80
38.50
Costos y beneficios de la integración centroamericana
CUADRO 6. Centroamérica: índices de Grubel-Lloyd de comercio
intraindustrial
Guatemala
El Salvador
Honduras
Nicaragua
Costa Rica
3
Bulmer-Thomas (1992a) ha
apuntado que el renglón alimentos.
bebidas y tabáco, que origina el
50% de la producción
manufacturera de la región,
representan sólo 15% de las
exportaciones intrasubregionales.
Este autor señala que la expansión
del comercio en este rubro,
mediante la eliminación de las
limitaciones no arancelarias
existentes, impulsaría
significativamente el comercio
intracentroamericano,
especialmente el de Honduras y
Nicaragua. Los índices apuntan a
la conveniencia de expandir el
comercio de esos productos para
aprovechar las economías de escala
inherentes al comercio
intraindustrial.
Comercio
intracentroamericano
Comercio
extracentroamericano
0.73
0.67
0.46
0.45
0.79
0.23
0.22
0.16
0.11
0.31
Este índice va de cero, cuando todo el comercio es intraindustrial,
(Xi = Mi), a uno cuando no existe en doble vía. El cuadro 5 muestra
que en el intercambio centroamericano el comercio intraindustrial es
importante en todos los países en los rubros industrias metálicas
básicas, productos metálicos, maquinaria y equipo y otras
manufacturas. También es importante en textiles y productos
químicos. Esto podría indicar la ausencia de especialización a nivel de
país, lo que significaría que todos los países tendrían las mismas
“ventajas comparativas”.
En el intercambio extracentroamericano básicamente con los
Estados Unidos, Japón y Alemania, los índices de comercio
intraindustrial para Honduras y Nicaragua son poco significativos en
todos los rubros, excepto en el de alimentos, bebidas y tabaco. Este
rubro muestra índices más elevados en todos los países, lo cual es
congruente con los postulados de las “ventajas comparativas”. Los
resultados anteriores coinciden con los de estudios de varios autores
en señalar que el comercio intraindustrial es más significativo entre
países con similares niveles de ingreso (Gray, 1988).
Específicamente, Balassa y Bauwens (1987) encontraron que las
corrientes comerciales intracentroamericanas en el marco de la
Asociación Latinoamericana de Libre Comercio (ALALC) eran
primordialmente del tipo intraindustrial, y Greenway (1987) obtuvo
un resultado similar para la CEE. De allí que la prevalencia del
comercio intraindustrial en la integración centroamericana le ofrezca
facilidades para su industrialización, ya que productos similares y
diferenciados encuentran un mercado ampliado que favorece series de
producción mayores, con las consiguientes economías de escala
(Balassa, 1979).3
6. Ampliación del mercado
Los beneficios de la integración económica han sido analizados
tradicionalmente en un marco de competencia perfecta, situación que
no siempre se da en los países en desarrollo, donde predomina una
alta concentración de empresas industriales (N. Lee, 1984 y 1992).
Tal es el caso en Centroamérica (Rapoport, 1978). De allí que en
estos países el modelo de competencia imperfecta tal vez sea más útil
para ilustrar los beneficios de la integración. Este modelo supone que
en el mercado interno rige una estructura de competencia
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
199
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
monopolística. Por lo tanto, el precio está determinado por los costos
medios de las empresas que integran la industria, y no por sus costos
marginales. A medida que aumenta el número de empresas en la
industria se incrementa el costo promedio, ya que el mercado de cada
firma se reduce (Helpman y Krugman, 1986).
En el gráfico 6, partiendo del caso de un país (Honduras, por
ejemplo), tenemos que CC representa la relación directa entre el
número de empresas que participan en la industria y sus costos
promedios. Además, al aumentar el número de empresas crece la
competencia entre las mismas y el precio se reduce. Así, PP indica la
relación inversa entre la cantidad de empresas y el precio
prevaleciente en la industria. La condición de equilibrio resulta de la
intersección de CC y PP, donde el precio (Po) es igual al costo
promedio que no induce la entrada ni la salida de firmas y determina
el número de empresas nacionales (No). Con la integración, el
aumento de la competencia monopolística, debido a la participación
de empresas de los demás países, conduce a una reducción del precio.
Asimismo, en la determinación del costo promedio de las empresas
ahora influye el mercado ampliado y el mayor número de firmas. La
expansión del mercado tiende a disminuir el costo promedio de las
empresas mientras que el aumento de éstas tiende a elevarlo. El
resultado es un desplazamiento de CC hacia afuera (C1C1) que implica
menores costos promedios y un mayor número de empresas. La
solución de equilibrio radica en un número de empresas menor que la
totalidad de empresas existentes antes de la integración y un precio
menor al precio prevaleciente con anterioridad a la integración,
derivado de mayores volúmenes de ventas por empresa y una mayor
competencia. El gráfico 6 muestra un nuevo precio de equilibrio (P1)
y el nuevo número de firmas (N1) resultantes de la competencia
monopolística a escala subregional.
GRÁFICO 6. Honduras: Ampliación del mercado
y competencia monopolística
Precio
P
PO
C
1
C
O
C
O
N
O
Empre sa s
hondureñas
200 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
1
P
N
Empre sa d el resto
d e Ce ntroamé rica
1
Núm ero de em pres as
Costos y beneficios de la integración centroamericana
4
Cline (1978) hace una
cuantificación de las economías de
escala en la industria centroamericana.
La marcada concentración industrial
que se observa en los países
centroamericanos es destacada por
Rapoport (1978), quien señala que, a
nivel regional, la concentración
industrial se reduce con relación al
grado de concentración nacional,
volviéndose similar a la concentración
prevaleciente en los Estados Unidos.
En síntesis, dice el autor, estas
medidas muestran una concentración
industrial extremadamente alta para
cada país centroamericano considerado
por separado, y una concentración
global bastante menor, comparable con
la de los Estados Unidos, si se
considera la subregión como una sola
unidad. Y agrega que el Mercado
Común Centroamericano
probablemente contribuyó en una
medida importante a reducir el poder
monopolístico y aligopólico en
Centroamérica (p. 670).
Lo anterior señala que la integración otorga a cada país
centroamericano acceso a los mercados de los otros países del área.
Esto no ocurre con la apertura unilateral global, la cual no garantiza
un mercado a cambio. En ese caso, el precio que regiría en la industria interna sería el precio mundial.
Rodrik (1988 y 1990) ha mostrado que, al obviar el supuesto de
competencia perfecta en el mercado nacional, la reforma comercial se
manifiesta de tres formas, y cada una de ellas ejerce un impacto
positivo cuando su comportamiento es el siguiente: i) expansión de las
importaciones de los bienes que hasta entonces estaban protegidos y
contracción de los correspondientes sectores internos; ii) aumento de
la producción de empresas oligopólicas, y iii) expansión de las
empresas que aprovechan economías de escala. Cabe destacar que el
primer efecto podría entrar en conflicto con los otros dos, ya que los
sectores protegidos generalmente tienen carácter oligopólico y
disfrutan de economías de escala.4 Es decir, en un análisis más
general de las distintas repercusiones de la reforma comercial, se
aprecia que la contracción de las industrias protegidas redunda en un
incremento de bienestar, pero que éste podría verse anulado si tales
industrias tienen estructuras oligopolísticas y si se pierde la eficacia
técnica derivada de las economías de escala. Así el resultado neto
puede ser ambiguo.
Rodrik (1988) señala que este conflicto podría ser resuelto por la
vía de un aumento de las exportaciones de los sectores previamente
protegidos. Conviene recalcar que la integración ofrece la oportunidad
de incrementar las exportaciones de estos y otros sectores, lo cual
garantizaría los beneficios derivados de la apertura comercial unilateral. De allí que la integración y la apertura sean complementarias. Se
aprecia también que el supuesto de competencia perfecta puede ser
inadecuado para analizar los efectos de la apertura externa y de la
integración. En este contexto cabe señalar que, a través de un modelo
de competencia imperfecta, Smith y Venables (1988) encontraron que
la integración de mercados en la CEE se ha traducido en un incremento de sus exportaciones extrarregionales, en virtud de la reducción
de los precios debida a las economías de escala posibilitadas por el
mercado europeo. Otros estudios han encontrado que a nivel de
industrias y empresas la concentración industrial está relacionada
inversamente con la expansión de las exportaciones (Glejser,
Jacquemin y Petit, 1980) y que la concentración disminuye con el
tamaño del mercado (Meller, 1978). Asimismo, se ha señalado que
las exportaciones extrasubregionales no tradicionales de Costa Rica
estuvieron precedidas por la experiencia de exportar los mismos
bienes al mercado centroamericano. Estos resultados se interpretaron
como prueba de que la integración ofrece la oportunidad de “aprender
a exportar exportando” (Webb y Fackler, 1993).
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
201
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Obstáculos para aprovechar los beneficios de la integración
La sección anterior muestra que la integración ha acarreado beneficios
a los países centroamericanos en términos de crecimiento económico,
industrialización facilitada por el comercio intraindustrial y mayor
competencia en el mercado ampliado. Se nota, sin embargo, que esos
beneficios se focalizan en los países de mayor desarrollo relativo.
Al respecto se puede señalar que tales beneficios han estado
asociados al grado de participación del país miembro en el comercio
dentro de la subregión. Cabe preguntarse entonces cuáles son los
factores que determinan el desempeño de las exportaciones
intrasubregionales de los países centroamericanos. Se ha argumentado
también que el mayor tamaño de las economías de los países de más
desarrollo relativo ha facilitado el proceso de industrialización
mediante las economías de escala y la mejor infraestructura física
(Cáceres, 1981). En otras palabras, que una mayor exportación de
bienes primarios sentó las bases para una mayor capacidad industrial
cuando se inició el programa de integración en los años sesenta. Pero
es de especial interés examinar las variables que han mostrado tener
incidencia en las exportaciones dentro de la subregión.
1. Costo de transporte
El alto costo de “transporte y seguro” de las exportaciones de los
países centroamericanos ha pasado relativamente inadvertido. Según
el Fondo Monetario Internacional (FMI) este costo puede calcularse
como la diferencia entre las exportaciones de un país hacia otra región
o país, y sus importaciones desde la región o el país en cuestión. En
los costos de transporte así estimados para el comercio con países en
desarrollo, que en este caso comprende básicamente el comercio
intracentroamericano, se puede apreciar que este rubro es
particularmente elevado para Honduras y Nicaragua (cuadro 7).
CUADRO 7. Centroamérica: Estimación del costo
de transporte y seguro, 1992
(Porcentajes de las exportaciones)
Guatemala
El Salvador
Honduras
Nicaragua
Costa Rica
6.2
0.8
52.8
14.1
2.41
Fuente: Calculado sobre la base de cifras del Fondo Monetario Internacional (FMI), Direction of Trade
Statistics Yearbook 1993b, Washington, D. C., 1993.
202 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Costos y beneficios de la integración centroamericana
2. Bajos niveles de capital humano
Entre los factores de producción que afectan la capacidad de
exportación de un país, la cuantía del capital humano ocupa un lugar
especial. El papel determinante de este capital en la creación de
ventajas competitivas ha sido cuantificado para los países de la CEE,
por Neven y Roller (1991). Además, Balassa y Bauwens (1988), en
un estudio de los factores determinantes del comercio bilateral para
una muestra de 18 países desarrollados y 20 en desarrollo,
concluyeron que las exportaciones entre pares de países dependían,
entre otras variables, de la razón entre el capital humano del país
exportador y el del país importador. De acuerdo con estos autores, si
esta razón aumentara 1%, las exportaciones crecerían entre 0.123% y
0.233%, según se trate de comercio entre países en desarrollo o
desarrollados. En las investigaciones señaladas se ha usado como
indicador de capital humano la tasa de matricula en la escuela
secundaria más cinco veces la tasa de matrícula en el nivel terciario.
Este índice se calculó para los países centroamericanos en 1990
(cuadro 8). La importancia de la cuantía del capital humano como
determinante de las corrientes comerciales intracentroamericanas
puede apreciarse al estimar una ecuación que expresa las
exportaciones del país i al país j (Eij), en función de los índices de
capital humano del país exportador (Hi) e importador (Hj) y la
distancia en kilómetros entre ambos países (Dij).
CUADR0 8. Centroamérica: Indicadores de capital humano, 1990
Tasa de matrícula
Nivel
Secundario
Honduras
Guatemala
El Salvador
Nicaragua
Costa Rica
32
21
29
43
41
Indice
Exportaciones al resto
de Centroamérica, 1992
(millones de dólares)
Nivel
Terciario
9
...
17
8
24
77
...
114
83
161
34.3
353.0
207.1
51.9
224.5
Fuente: Cálculos sobre la base de datos del Banco Mundial, Informe del desarrollo mundial 1991, Washington D.C., 1991.
Los resultados de esa estimación, sobre la base de una muestra del
comercio intrarregional de El Salvador, Honduras, Nicaragua y Costa
Rica, en 1992, y utilizando los índices de capital humano mostrados
en el cuadro 8, son los siguientes:5
Log (Eij) = -4.8536 - 0.8027 Log (Dij) + 2.9216 Log (Hi)
(0.90)
(1.48)
(3.45)
5
Los datos sobre el comercio
intracentroamericano están
tomados de CEPAL, 1993.
-0.1408 Log (Hj)
(0.19)
R2 = 0.54
DW = 1.62
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
203
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Puede apreciarse así que el factor determinante del comercio
intracentroamericano es el nivel de capital humano del país
exportador. Un resultado similar se detectó al usar datos de 1965 para
los cinco países centroamericanos e incorporar las variables PIB del
país exportador (Yi) y del importador (Yj):
Log (Eij) = -7.8331 + 1.3591 Log (Yi) + 0.7179 Log (Yj)
(1.93) (4.01)
(2.12)
-1.1416 Log (Dij) + 0.6901 Log (Hi)
(4.40)
(2.40)
+ 0.2749 Log (Hj) R2 = 0.71
(0.95)
DW = 1.94
El índice de capital humano del país exportador es significativo,
pero de magnitud inferior al correspondiente a 1990. Esto indicaría
que, a través del tiempo, el papel de los recursos humanos ha ido
adquiriendo mayor importancia en el comercio intrasubregional. De
allí que los esfuerzos en favor de la integración y de la modernización
económica pueden ser fútiles para los países centroamericanos si no
se elevan sustancialmente sus niveles de capital humano.
Respecto de la evolución de los índices de capital humano en el
período 1960 1990 (cuadro 9) se puede apreciar que Costa Rica
exhibe valores más elevados que los de los otros países, mientras que
los de Guatemala muestran un menor dinamismo. Además, estos
indicadores decrecen en la segunda mitad de los años ochenta,
excepto en El Salvador, país que mostró en 1990 una mejoría considerable respecto del inicio de los años ochenta.
CUADRO 9. Centroamérica: Indicadores de capital humano
Años
Guatemala
El Salvador
Honduras
Nicaragua
Costa Rica
1960
1975
1978
1983
1985
17
16
13
12
46
33
58
43
51
128
40
63
48
81
141
51
84
83
108
174
56
97
81
93
171
1990
...
114
77
83
161
Fuente: Cálculos basados en Banco Mundial, Informe sobre el desarrollo mundial, Washington, D.C., varios números.
Dadas las disparidades en los niveles de desarrollo de capital
humano, una apropiada política subregional podría ser la de establecer
la libre movilidad de la mano de obra. Esta medida podría ser más
efectiva en el tiempo que tratar de incrementar aceleradamente los
acervos de capital en los países rezagados, aunque esto último es de
particular urgencia. En efecto, los beneficios económicos de la
movilidad de la mano de obra son considerables, según los análisis
realizados por De Franco (1993).
204 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Costos y beneficios de la integración centroamericana
3. Ausencia de medidas de equidad
No obstante las diferencias en el aprovechamiento de los
beneficios de la integración, no ha existido en el contexto
centroamericano una política de equidad o de compensación para los
países de menor desarrollo. Se debe señalar que las disparidades
económicas entre los países de la subregión aumentaron durante los
años ochenta. El coeficiente de dispersión del ingreso per cápita, es
decir, la desviación estándar dividida por el valor promedio, ha
mostrado una tendencia hacia una mayor dispersión de los niveles de
dicho ingreso (gráfico 7). Esto se podría interpretar como una
indicación de que los países centroamericanos se han vuelto más
heterogéneos. En el caso de la Unión Europea, el Tratado de
Maastricht señala el principio de cohesión, definido como la
reducción de las disparidades regionales, como la pauta fundamental
de la integración europea6 (Begg y Mayes, 1993). En ese sentido
habría que diseñar los componentes de equidad en el marco de la
integración centroamericana para maximizar los beneficios de la
integración.
IV. Los costos de la integración
Con relación a los costos de la integración, varios estudios recientes
han computado el costo en que incurrirían los países
centroamericanos por la “no integración”, entendida como tal la
suspensión del comercio intrasubregional. En particular, Gallardo
(1992) ha estimado que dicho costo podría ser significativo para todos
los países, excepto para Honduras. No obstante la validez de estos
trabajos, existen otros costos que pueden ser muy significativos y que
han recibido relativamente poca atención. Estos se originan en la falta
de coordinación de las políticas que inciden en la integración, es
decir, allí donde la integración es un hecho, la ausencia de
coordinación podría representar costos significativos, los que se
analizan a continuación.
GRÁFICO 7. Centroamérica: Dispersión en los niveles
de Ingreso per cápita
0.38
0.37
0.36
0.35
0.34
0.33
0.32
0.31
0.30
0.29
0.28
0.27
6
En los países de la
Organización de Cooperación y
Desarrollo Económicos (OCDE),
el índice de dispersión del ingreso
per cápita ha disminuido de 0.45
en 1950 a 0.28 en 1985 (Dowrick
y Nguyen, 1989).
0.26
0.25
0.24
0.23
0.22
0.21
0.20
198 1
198 2
198 3
198 4
198 5
198 6
198 7
198 8
198 9
199 0
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
205
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
1. El arbitraje en los mercados de monedas
Un fenómeno que pone de relieve la necesidad de coordinación es
el arbitraje de monedas, es decir, la compraventa de un bien (moneda)
que tiene diferentes precios en dos mercados distintos para obtener
ganancias. En términos específicos, una persona puede viajar de
Guatemala a El Salvador y cambiar sus quetzales por colones a un
tipo de cambio C/Q, para luego comprar dólares a una tasa C/D. Este
individuo puede regresar a Guatemala, cambiar los dólares por
quetzales a un tipo de cambio Q/D y obtener ganancias. Se puede
demostrar que si el tipo de cambio de mercado del colón al quetzal es
mayor que el tipo de cambio cruzado (colón-dólar/quetzal-dólar), hay
posibilidades de ganancias. Es decir, si C/Q > C/D/Q/D se cumple la
condición para que los quetzales fluyan a El Salvador y así aumenten
la demanda de colones y dólares.
El gráfico 8 presenta, para el período 1988-1990, la ganancia
C/Q-C/D/Q/D examinada anteriormente en colones por quetzal
transado. Se puede notar que en la mayoría de los casos el resultado
tiene signos positivos.
Ga nan cia
GRÁFICO 8. Guatemala y El Salvador: Ganancia por arbitraje
(Colones por quetzal transado)
1988
M
F
M
A
J
J
S
A
N
O
1989 M
M
J
S
N 1990 M
M
J
S
N
D
F
A
J
A
O
D
F
A
J
A
O
D
Esto indica que El Salvador es una fuente de abastecimiento de
dólares para Guatemala. Por otro lado, esta entrada persistente de
quetzales a El Salvador muestra que, para fines de programación
monetaria, Guatemala debería considerar qué parte de su oferta de
moneda fluye hacia El Salvador. A la vez, El Salvador debería tomar
en cuenta qué porción de la masa monetaria que circula en el país está
constituida por quetzales. Así, se aprecia que en estas economías
circulan al menos dos monedas. Esto tiene relevancia especial tanto
para la precisión de la programación financiera como para el diseño
de programas de ajuste y exige un esfuerzo de coordinación de la
política cambiaria entre los países centroamericanos.
206 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Costos y beneficios de la integración centroamericana
2. Sustitución de monedas
En relación con el punto anterior se debe señalar que algunos
estudios han encontrado que en El Salvador y Guatemala las
demandas de sus respectivas monedas son interdependientes, en el
sentido de que la demanda de colones en El Salvador está
determinada parcialmente por la oferta de quetzales en Guatemala
(Cáceres y Suay, 1988a). Cabe preguntarse entonces cuál debería ser
el agregado monetario más efectivo en cada país para los fines de la
programación monetaria. Asimismo, se ha encontrado evidencia
empírica de que la tasa de inflación de El Salvador está determinada
principalmente por una variable compuesta de la agregación de las
ofertas monetarias de Guatemala y Costa Rica (Cáceres y Suay,
1988b). La referida interdependencia se ha observado también en los
tipos de cambio de estos países. De hecho, por medio de las pruebas
de causalidad de Granger se encontró que el tipo de cambio de
Guatemala determina el tipo de cambio de El Salvador (Cáceres y
Núñez-Sandoval, 1992). Dado que los tipos de cambio de estos países
son determinados por su oferta monetaria, la expansión monetaria de
un país tiene repercusiones en el tipo de cambio del otro. De esa
manera, la estabilidad cambiaría, que es de especial importancia para
el comercio intracentroamericano, dependería en parte de variables
externas al país en cuestión. Esto apunta a la necesidad de un marco
operativo de coordinación de políticas monetarias, cuya ausencia
podría representar costos apreciables.
3. Diferencial cambiario
7
Sobre la coordinación de
políticas en Centroamérica, véase
la excelente síntesis de López
(1994).
Otro fenómeno que confirma la necesidad de coordinación es el
diferencial cambiario entre el precio de compra y el precio de venta
del dólar en Guatemala y El Salvador, que representa un significativo
costo de transacción. Este diferencial es mayor en Guatemala que en
El Salvador, lo que obedece a los mayores volúmenes que se transan
en el segundo (gráfico 9).
Además, puede verse que los dos diferenciales muestran una
trayectoria inversa, lo que confirma que cuando el volumen de
operaciones es bajo en un país es alto en el otro y viceversa. El
diferencial correspondiente al tipo de cambio del quetzal con respecto
al colón (gráfico 10) es mucho más elevado que el de las otras dos
monedas, en atención a su menor volumen de transacción. Los
ejemplos anteriores representan la auténtica “integración monetaria”
que, de hecho, tiene lugar en el marco de las fuerzas de oferta y
demanda de monedas y que a su vez reflejan los comportamientos de
las políticas monetarias y fiscales de esos países. También dejan en
claro que una integración de esta naturaleza, sin la coordinación
debida, puede ser costosa. De ahí la necesidad de establecer los
mecanismos para la convergencia y la vigilancia multilateral de tales
políticas.7 Así, la eliminación de los costos de la integración, de hecho
requeriría que los países incurriesen en el “costo” de reducir su
autonomía en la conducción de sus políticas monetarias y fiscales. Es
decir, los países no podrían establecer sus programas monetarios y
fiscales en forma autónoma, sino que tendrían que hacerlo en un
ejercicio concertado y sujetos a las necesidades subregionales.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
207
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
GRAFICO 10. Diferencial cambiario
colón/quetzal
GRAFICO 9. El Salvador y Guatemala:
Diferencial cambiario en mercados del dólar
(Precio de venta-precio de compra / precio promedio)
11
7
10
6
9
8
D ife ren c ial (% 9 )
Difere n cia l (% )
5
4
3
7
6
5
4
2
3
1
2
1
0
1988
M
F
M
A
J
J
S
A
N
O
1989 M
M
J
S
N 1990 M
M
J
D
F
A
J
A
O
D
F
A
J
Difere n cia l
q ue tza l/dólar
S
N
O
1988
D
M
F
M
A
J
J
S
A
N
O
1989 M
M
J
S
N 1990 M
M
J
S
N
D
F
A
J
A
O
D
F
A
J
A
O
D
Difere n cia l
c oló n/dó lar
V. Necesidad de coordinar la integración
La sección anterior ha puesto de relieve la necesidad de establecer un
marco de coordinación de políticas que permita eliminar los costos de
una integración de hecho. A fin de aprovechar plenamente los
beneficios de la integración, los países centroamericanos deberían
adoptar un sistema de coordinación de políticas más general en el
contexto de la armonización de la reforma estructural.
1. Reforma estructural
El enfoque subregional de la reforma estructural, además de
permitir un avance más parejo de todos los países según calendarios
diferentes para cada uno de ellos y teniendo en cuenta su capacidad
para implementar la reforma, permitiría identificar en cada país
necesidades que satisfacer y oportunidades que aprovechar con más
eficacia mediante esfuerzos mancomunados. Esto haría que los
resultados nacionales fuesen congruentes en el plano subregional,
particularmente en lo que toca a la política económica y sectorial. A
continuación se expone cómo el enfoque subregional podría contribuir
al avance en los tres componentes de la reforma estructural: la
estabilización, el ajuste y la reforma propiamente dicha.
a)
Marco macroeconómico subregional
El primer componente de la reforma estructural es la
estabilización. A tal efecto, seria de particular importancia una
agenda para la gestión macroeconómica de los cinco países que
incluyese un marco de coordinación de políticas macroeconómicas,
las que no serían idénticas pero sí coherentes entre sí. Esta agenda se
estructuraría para mantener determinadas variables macroeconómicas
de cada país dentro de rangos preestablecidos. Además, serviría para
dar mayor credibilidad a los esfuerzos de reforma económica, ya que
208 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Costos y beneficios de la integración centroamericana
cada proceso de reforma nacional sería percibido como parte de un
compromiso subregional.
b)
Marco del ajuste estructural
La compatibilización subregional del ajuste de sectores
específicos -segundo componente- redundaría en un marco armónico
para las políticas sectoriales de los países, contribuyendo así a un
desarrollo más equilibrado que no exacerbaría las disparidades. Esto
cobra especial relevancia en el sector del transporte, sobre todo en lo
relativo a la política de competencia; en el de la energía, en el cual la
privatización y el arrendamiento ofrecerían ventajas a los
inversionistas de la subregión y en el de la agricultura, por sus
repercusiones en el comercio de productos agropecuarios. De hecho,
la reforma del Estado, con visión subregional aseguraría una mejor
articulación de los sectores públicos y facilitaría una mayor
coherencia en materia de códigos de trabajo, régimen de servicio
civil, normas de salud ocupacional y de salubridad y leyes de
inversión, entre otros aspectos.
En la agenda subregional de ajuste estructural, tiene gran
relevancia la reconversión industrial. Los países necesitan apoyo para
prestar adecuados servicios específicos a las empresas, especialmente
en capacitación de recursos humanos, sistemas de control de calidad,
mercadotecnia, almacenamiento e información de mercado (Willmore
y Mattar, 1991).
GRÁFICO 11. Agenda subregional de reforma estructural
País centroamericano
Programa subregional
Marco macroeconómico
estable
Programa subregional de
manejo macroeconómico
Corrección de desequilibrios
Macroeconómicos.
Coordinación de políticas
Macroeconómicas.
Manejo adecuado de los
Macroprecios: tasa de interés,
Salarios, tipo de cambio.
Establecimiento de “bandas”
para algunas variables
macroeconómicas.
Estudios de interdependencia
Ajuste
estructural
Agenda subregional de
ajuste estructural
Reforma fiscal, arancelaria
y financiera.
Políticas subregionales de
Competencia y arancelaria.
Reformas del sector
Público:
Capacitación de recursos financieros y de cooperación técnica.
Reformas sectoriales.
Reconversión industrial
Energía
Transporte
Programa subregional para la
reforma del Estado.
Programa subregional para la
formación de recursos humanos.
Programa subregional para la
reconversión industrial.
Transformación
Estructural
Políticas de tecnología,
innovación, desarrollo
regional, equidad y medio
ambiente
Agenda subregional de
transformación estructural
políticas de desarrollo rural.
Desarrollo fronterizo.
Políticas de gestión territorial.
Concertación hacia el exterior.
Sistema regional de
áreas protegidas
Desarrollo de las cuencas marinas.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
209
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
La estrategia para optimizar estos servicios sería más efectiva en
un enfoque subregional, ya que permitiría aprovechar las vivencias de
los distintos países y construir sobre experiencias centroamericanas
vigentes. En esto, la capacitación y el entrenamiento son muy
importantes.8 Habría que seleccionar los subsectores objeto de
reconversión industrial con una visión subregional para promover en
ellos la complementariedad y la integración vertical. En este marco
cada país tendría acceso a un conjunto de experiencias y
oportunidades y se facilitaría la concertación hacia el exterior de las
empresas para penetrar mercados y negociar tecnologías.
c)
Transformación estructural subregional
El tercer componente de la reforma es la transformación
estructural. Los programas que los países decidieran impulsar al
respecto en forma conjunta -políticas tecnológicas, apoyo a la
innovación, desarrollo de las regiones más deprimidas (sobre todo de
las zonas fronterizas) y diversifícación de las relaciones económicas
internacionales- se fortalecerían con la aplicación de un enfoque
subregional, particularmente por el mayor acceso a recursos
financieros y de cooperación técnica, y por la mayor coherencia de las
políticas en el marco de la integración. Por otra parte, el enfoque
subregional sería valioso para los gobiernos en su tarea de atender a
los desequilibrios sociales. Esto también serviría como “efecto
demostración”, por lo cual procedería establecer una agenda subregional de reforma social que programara las acciones requeridas para
nivelar de manera convergente el desarrollo social en la subregión,
particularmente en educación básica, salud primaria y saneamiento. El
gráfico 11 muestra, a manera de ejemplo, cómo se podría establecer
una agenda subregional de reforma estructural a partir de los
programas nacionales.
El mecanismo para establecer dicha agenda sería el Gabinete de
Ministros Centroamericanos, el cual se reúne periódicamente para
analizar asuntos de alcance subregional. En esas oportunidades se
identificarían, para el sector de que se trate, los distintos aspectos que
se cubrirían, diferenciando entre los de alcance nacional y los de
repercusión subregional. El análisis de estos últimos tendría por
objeto hacer a los países verdaderamente “integrables”, asegurándose
de que constituyan elementos congruentes de una matriz productiva
centroamericana. Este enfoque también permitiría armonizar aquellos
aspectos necesarios para la integración con el resto del mundo como
un bloque.
8
Un estudio de Willmore y Máttar
(1991) sobre las necesidades de la
reconversión industrial en
Centroamérica concluyó que la mejora
en la eficacia de las plantas no
depende tanto de la modernización de
los equipos o de la realización de
cuantiosas inversiones, sino más bien
de la implementación de mecanismos
para mejorar la gestión empresarial,
aprovechar al máximo la materia
prima, mejorar la planificación y el
control de incentivos y la
comercialización, lo que supone
costos e inversiones relativamente
210 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Costos y beneficios de la integración centroamericana
V. Conclusiones
Bibliografía
La integración económica ofrece beneficios potenciales a los
países centroamericanos porque puede estimular el crecimiento
económico, la industrialización (por medio del comercio
intraindustrial) y la eficiencia del aparato productivo (por la mayor
competencia monopolística de carácter subregional y,
particularmente, por garantizar el acceso a otros mercados). Estos
beneficios constituyen una mejor base para enfrentar la competencia
global derivada de la apertura externa. Pero el aprovechamiento de las
posibilidades que ofrece la integración depende en gran parte de lo
que hagan los países por reforzar su capital humano.
La integración también tiene costos, por las repercusiones
imprevistas que las políticas monetarias y fiscales de un país ejercen
sobre los otros, especialmente a través de la sustitución de monedas,
lo cual restaría precisión a la programación monetaria nacional. El
costo que emana de la integración monetaria de hecho sería eliminado
por el “costo” de establecer un marco de coordinación que podría
mermar la autonomía de las autoridades nacionales en la conducción
de sus políticas macroeconómicas.
Los países centroamericanos deberían tomar ventaja del enfoque
subregional en el proceso de reforma estructural, particularmente en
materia social y reconversión industrial. Para que la reforma
favorezca e impulse la integración subregional y sea congruente con
ella, el proceso debería llevarse adelante según objetivos coincidentes
y un calendario establecido, que podría ser diferente para cada país.
Es conveniente entonces delinear una agenda subregional de reforma
estructural que promueva el avance de todos los países y que impulse
la integración con mayor coherencia y armonía tanto institucionales
como sectoriales. La aplicación de esta agenda permitiría identificar
oportunidades de complementación económica y de integración
intersectorial y promovería la integración armónica con otras
regiones.
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Smith, Alasdair y Anthony J. Venables (1988): Completing the internal
market in the European Community, European Economic Review, vol.
32, Amsterdam, North-Holland, septiembre.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
213
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Webb, Michael y James Feckler (1993): Learning and the time interdependence of Costa Rican exports, Journal of Development Economics, vol.
40, N° 2, Amsterdam, North-Holland, abril.
Willmore, Larry y Jorge Máttar (1991): Reconversión industrial, apertura
comercial y papel del Estado en Centroamérica, Revista de la CEPAL,
No 44 (LC/G. 1667-P), Santiago de Chile, Naciones Unidas, agosto.
214 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Las disparidades económicas
nacionales y la integración
subregional
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
I. Introducción
1
Andrew Hurrell, “Latin America
in the New World Order: A Regional
Block of the Americas?”, International
Affairs, vol. 68, núm. 1, 1992, pp. 121139.
2
Esto es muy claro en los casos de
la integración centroamericana y
andina. Véanse Florencio Ballestero, El
proceso de integración
centroamericano y la economía
regional. Banco Interamericano de
Desarrollo, Washington, 1993, y Luis
René Cáceres, “Ecuador y la
integración andina: experiencias y
perspectivas”, Integración
Latinoamericana, año 18, núm. 195,
Buenos Aires, noviembre de 1993, pp.
31-46.
3
Jacques Pelkmans, “Customs
Unions and Technical Efficiency”, The
Economist, núm. 130, Amsterdam,
1982, pp. 536-559.
4
K.C. Fung, “Economic
Philadelphia, Integration As
Competitive Discipline”, International
Economic Review, vol. 33, noviembre
de 1992, pp. 837-847.
5
Luis A. Rivera-Bátiz y Paúl M.
Romer, “Economic Integration and
Endogenous Growth”, Quarterly
Journal of Economics, vol. 106,
Cambridge, mayo de 1991, pp. 531556.
6
Luis René Cáceres, “Los costos y
beneficios de la integración económica
centroamericana”, Revista de la
CEPAL, núm. 53, Santiago de Chile,
diciembre de 1994, pp. 1-27.
7.
Una excelente reseña de la
literatura sobre el Tratado de Libre
Comercio se encuentra en Nora Lustig,
Barry P. Bosworth y Robert Lawrence
(eds.), North American Free Trade:
Assessing the impact, The Brookings
Institution, Washington, 1992, y Gary
Clyde Hufbauer y Jeffrey J. Schott,
NAFTA: an Assessment, Institute for
International Economics, Washington,
1993.
Los modelos de integración de América Latina han experimentado en
los últimos años un singular dinamismo que dista del estancamiento y
el retroceso que los caracterizaron durante los años ochenta. El
comercio intrarregional de Centroamérica registró en 1995 valores
superiores a los máximos históricos alcanzados a principios de los
ochenta. Así mismo, se ha avanzado en el establecimiento de un
arancel externo común, la armonización de las políticas
macroeconómicas y la integración vial y eléctrica. En el campo
institucional, sobresalen el inicio de las funciones del Parlamento
Centroamericano en 1992 y la aprobación, en octubre de 1993, del
Protocolo del Tratado General de Integración Centroamericana que
establece las pautas para conformar una unión aduanera. Asimismo,
en 1991 los países del área acordaron con México crear una zona de
libre comercio en 1996 y en febrero de 1993 suscribieron un acuerdo
de comercio e inversión con Colombia y Venezuela. Por su parte, el
Pacto Andino ha recobrado impulso a raíz de una nueva estrategia de
integración, iniciada en 1989, que ha conducido al libre comercio
intrarregional, la adopción de un arancel externo común y el aumento
considerable del comercio entre los países del área.
En años recientes han surgido en la región nuevos esfuerzos bi y
multilaterales. En 1991 entró en vigor el Mercosur y las economías
mexicana y chilena firmaron un acuerdo de libre comercio; en 1993
México lo hizo con Venezuela y Colombia. El renovado interés por la
integración subregional ha surgido a causa de la Europa de 1992 y la
necesidad de los países de fortalecer sus lazos a fin de encarar su
pérdida de importancia geopolítica derivada del término de la guerra
fría.1 Otro factor determinante es la caída desde los años ochenta de la
participación del área en el comercio mundial y en la captación de
inversión extranjera.
El fortalecimiento de los modelos de integración se enmarca en
los procesos de reforma de política económica emprendidos por
diversos países de la zona. La integración subregional se ha
convertido en un mecanismo para alcanzar una mejor inserción de las
naciones miembro en la economía mundial,2 lo que le confiere un
papel distintivo en la reforma económica. En efecto, se atribuye a la
integración un efecto de “ducha fría” tendiente a imprimir mayor
eficiencia industrial interna y, por tanto, mejores posibilidades de
competencia en la economía mundial.3 Así, hoy se le reconoce como
una “disciplina competitiva” y como un medio para promover “flujos
de ideas a lo largo de redes de comunicación”. 4
Algunos modelos de crecimiento endógeno le otorgan un papel
fundamental en la generación de insumos especializados y
conocimientos, así como en la adopción de nuevas tecnologías.5
Asimismo, en el marco de la competencia monopolística que
promueve la integración, se le ha asignado un papel complementario
a la apertura con países extrarregionales.6
El modelo que ha recibido mayor atención en la zona es el
Tratado de Libre Comercio de América del Norte (Canadá, Estados
Unidos y México, TLC). Éste ha generado abundante investigación
sobre sus efectos macroeconómicos, migratorios y sectoriales.7 La
216 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Las disparidades económicas nacionales y la integración subregional
8
Santiago Levy y Sweder Van
Wijnbergen, “Transition Problems in
Economic Reform: Agriculture in the
Mexico-US Free Trade Agreement”,
Banco Mundial, Washington,
noviembre de 1991.
9
Un estudio que explícitamente
analiza las disparidades en el marco
del TLC es el de Michael E. Conroy y
Amy K. Glasmeier, “Unprecedented
Disparities, Unparalleled Adjustment
Needs: Winner and Losers on the
NAFTA ‘Fast Track’”, Journal of
inter-American Studies and World
Affairs, vol. 34, núm. 4, Miami,
invierno de 1992-1993, pp. 1-37.
10
El Protocolo establece en el
artículo 5 del título VI, Disposiciones
Transitorias: “Las partes contratantes
deciden otorgar a Nicaragua un
tratamiento preferencial y asimétrico
en el campo comercial y excepcional
en los campos financieros, de
inversión y deuda, a fin de propiciar
eficazmente su reconstrucción,
rehabilitación y fortalecimiento de su
capacidad productiva y financiera”.
11
Sobre las disparidades en los
beneficios de esquemas de integración
véanse, para el caso centroamericano,
William R. Cline y Enrique Delgado
(eds.), Economic Integration in
Central America, The Brookings
Institution, Washington, 1977, y para
el africano, Falzeh Foroutan, Regional
Integration in Sub-Saharan Africa,
World Bank Working Paper WPS 992,
Banco Mundial, Washington, octubre
de 1992.
12
Sobre aplicaciones de modelos
de Markov, véanse Andre Rogers, “A
Markovian Policy Model of
Interregional Migration”, Papers of the
Regional Science Association, vol. 17,
Filadelfia, 1966, pp. 205-224; Harry
W. Richardson “A Markov Chain
Model of Interregional Savings and
Growth”, Journal of Regional Science,
vol. 13, núm. 1, Filadelfia 1973, pp.
17-27, y Stephen F. Seninger,
“Expenditure Diffusions in Central
Place Hierarchies: Regional Policy and
Planning Aspects”, Journal of
Regional Science, vol. 18, núm. 2,
Filadelfia, 1978, pp. 243-261.
mayoría de los estudios indican que el TLC acarrearía beneficios a
todos los países miembro en términos de crecimiento económico,
productividad y salarios reales, pero advierten sobre posibles efectos
negativos para la agricultura de subsistencia mexicana.8 Gran parte de
los estudios efectuados en torno al TLC son de naturaleza estática y
muy pocos toman en cuenta la estructura económica de los países que
lo forman, aspecto fundamental para explicar la diversidad económica
interna y entre los países.9 Los otros modelos de integración tampoco
han encarado el tema de la equidad. Los acuerdos originales de
compensación del Pacto Andino, como la localización industrial, han
sido derogados y, en el caso centroamericano, el Protocolo no hace
referencia a los países de menor desarrollo relativo ni a las medidas
de compensación, pese a que el tema estuvo presente en el proceso de
integración.10
A fin de examinar las repercusiones de las desigualdades
económicas entre los países que se integran, es preciso adoptar un
enfoque dinámico que tome en cuenta las disparidades estructurales.
Éstas son determinantes en la distribución de los costos y beneficios
de la integración. Hasta ahora, la distribución inequitativa de los
beneficios ha obstaculizado el avance e incluso puesto fin a diversos
esfuerzos de integración.11
En este trabajo se presenta un modelo de cadena de Markov para
los países del TLC. Con el fin de acentuar el papel de las disparidades
económicas en los proyectos de integración, el modelo incluye
también a Centroamérica e incorpora al resto del mundo a fin de
apreciar las posibles interacciones en un esquema mundial.12 Para
simular la interacción entre estas cinco regiones en un marco
dinámico y estocástico, se aplicó un modelo de cadena de Markov que
permite mostrar la evolución de cada economía nacional en términos
de sus probabilidades de percibir ingreso, enviarlo a otras regiones o
gastarlo internamente. La magnitud de esas probabilidades de
transición es un indicador de la posición de estos países en la
jerarquía económica en estudio y refleja el grado de interconexión y
la asimetría del sistema a lo largo del tiempo. En otras palabras, el
modelo se empleó para analizar la difusión del ingreso mediante la
estructura jerárquica. Finalmente, se presentan cálculos de las
compensaciones que algunos de los países deberían recibir para
mantener un mínimo de ingreso en su territorio.
Un modelo de cadena de Markov
Se considera un sistema de cinco nudos que forman una matriz de
comercio T compuesta por el resto del mundo, integrado por los
países del Grupo de los Siete, excepto Estados Unidos y Canadá; las
tres naciones miembros del TLC (Canadá, Estados Unidos y México),
y Centroamérica, representada por la agregación de los cinco países.
En el cuadro 1 la diagonal principal de la matriz T refleja la economía
interna de cada país mediante el correspondiente producto interno
bruto. Los elementos Yij, ubicados fuera de la diagonal principal
correspondientes a una misma fila i, representan las importaciones del
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
217
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
país i desde los otros países j. De allí que la oferta agregada de cada
país sea igual a la sumatoria de cada fila respectiva. La matriz de
comercio T se transformó en una matriz de transición de cadena de
Markov al dividir cada elemento (Yij) por la suma de la fila
correspondiente.13 Así se obtuvo la matriz P, igual a:
Yi j
Pi j =
ΣYi j
j
13
Modelos similares se encuentran
en Luis René Cáceres y Stephen F.
Seninger, “Redes intrarregionales,
estructuras jerárquicas y fuga de la
riqueza en Centroamérica: Un análisis
de la cadena de Markov”, El Trimestre
Económico, vol. 49, México, 1982,
pp. 623-644, y Luis René Cáceres,
“La dinámica de las disparidades
económicas en Centroamérica”,
Comercio Exterior, vol. 31, núm. 12,
México, diciembre de 1981, pp. 13691376.
14
La fuente de datos es Fondo
Monetario Internacional,
International, Financial Statistics y
Direction of Trade, varios números.
Los elementos Pij indican la probabilidad de que un proceso que
se inicie en el estado i alcance el estado j en una unidad de tiempo.
De forma similar, la n potencia de P, igual a (Pij)n, es la probabilidad
condicional de entrar al estado j después de n transiciones, dado que
el estado inicial es i.
Con base en los datos del PIB y las importaciones de 1991, se
construyó una matriz de comercio que dio lugar a la cadena de
Markov P que se muestra en el cuadro 2.14
En la matriz presentada en el cuadro 2, para cada unidad de
ingreso que se encuentra en i, Pij representa la probabilidad de que
ésta se gaste en bienes internos (permanece en i, cuando i = j) o en
importaciones de j, cuando i ≠ j . Así, la probabilidad de que una
unidad de ingreso que se encuentra en Estados Unidos permanezca
allí después de un año es de 0.918237 y de que ésta sea transferida
desde ese país a México es de 0.004659. Asimismo, las
probabilidades de que una unidad de ingreso que se encuentra en
México se quede allí o se transfiera al resto del mundo, en un año
dado, son de 0.852351 y 0.043235, respectivamente.
Las potencias de P representan la evolución del sistema Markov a
lo largo del tiempo. Las matrices resultantes reflejan las
características estructurales que determinan la jerarquía del grupo de
regiones o países. El cuadro 3 muestra la matriz P después de 5,10, 20
y 30 transiciones. Se puede apreciar que las probabilidades de que una
unidad de ingreso que se encuentra en México se conserve allí
después de las referidas transiciones son de 0.388470,
0.183214,0.050933 y 0.025192, respectivamente. En otras palabras,
de cada dólar que ingresa a la economía mexicana hoy, 18 centavos se
mantienen en México después de diez años. Las probabilidades
correspondientes a Canadá son de 0.316612,0.143272, 0.058691 y
0.046475.
La gráfica 1 muestra la evolución de las probabilidades de
transición para i = j, es decir, las probabilidades de que una unidad de
ingreso permanezca en la economía interna. Puede apreciarse que en
México, Canadá y Centroamérica aquéllas declinan rápidamente y
convergen en un valor común en el largo plazo. Esto indica que en
términos de “fuerza” no existe mucha diferencia entre estas tres
economías en el largo plazo, es decir, tienen el mismo grado de
“apertura” y su ingreso fluye hacia el exterior con la misma
probabilidad. Resultados diferentes se obtuvieron para el resto del
mundo y Estados Unidos, donde las probabilidades de retener sus
ingresos son relativamente altas. De hecho, de una inyección de un
dólar en el resto del mundo, se retendrían 50 centavos después de 30
años de no existir un cambio en la estructura original del modelo.
218 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Las disparidades económicas nacionales y la integración subregional
GRÁFICA 1.
Probabilidades de que el ingreso permanezca en la economía interna
1.0
0.9
0.8
0.7
0.6
0.5
0.4
0.3
0.2
0.1
0.0
0
2
4
6
8
10
12
14
16
18
20
22
24
26
28
Tra ns ic ión
E s tad os U nidos
R es to de l m u ndo
C an ad á
M é xico
C en tro am é ric a
Una situación diferente existe con respecto a las probabilidades
de transición hacia el resto del mundo. La gráfica 2 muestra como
esas probabilidades aumentan rápidamente en todas las regiones,
sobre todo en Centroamérica. Sin embargo, todas convergen en el
tiempo en un valor cercano a 0.57. Esto indica que estas cuatro
regiones no presentan diferencias en cuanto a su propensión de
transferir recursos hacia el resto del mundo en el largo plazo.
GRÁFICA 2.
Probabilidades de transferir ingresos hacia el resto del mundo
0.6
0.5
0.4
0.3
0.2
0.1
0.0
0
2
4
6
8
10
12
14
16
18
20
22
24
26
28
Tra ns ic ió n
C en tro am é ric a
E s tad os U nidos
C an ad á
M é xico
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
219
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
La gráfica 3 presenta la evolución de las probabilidades de
transición hacia Estados Unidos. Puede apreciarse que Canadá
muestra el aumento más rápido en la probabilidad de transición de su
ingreso hacia Estados Unidos, seguido por México. Por su parte, las
probabilidades de transición del resto del mundo hacia Estados
Unidos, a diferencia de las probabilidades de transición de este último
país hacia el resto del mundo, no aumentan rápidamente (véase la
gráfica 2). Una característica de la matriz de transición P es que
converge asintóticamente en una matriz A, A = (P)n, en donde n es un
número entero que tiende a infinito. La matriz A contiene filas
idénticas iguales al vector de probabilidad a = [ai], de forma tal que a
= aP. Los elementos de las filas de A arrojan la distribución de
equilibrio de una inyección de ingreso original igual a ai = (0.577116,
0.362200, 0.042477,0.016506, 0.001699). Esto indica que, en
equilibrio, el resto del mundo recibe 57.7% del ingreso mundial,
Estados Unidos 32.6%, Canadá 4.2%, México 1.7% y Centroamérica
0.20%.15
GRÁFICA 3.
Probabilidades de transferir ingresos hacia Estados Unidos
0.50
0.45
0.40
0.35
0.30
0.25
0.20
0.15
15
Un estudio reciente sobre la
distribución del ingreso mundial
muestra que la participación de
América Latina y el Caribe fue de
6.5% en 1960, alcanzó un máximo de
8.1% en 1979 y decreció a 7.3% en
1987, año en que la participación de
México fue de 2%. Véase Ronald V.A.
Sprout y James H. Weaver,
“International Distribution of Income:
1960-1987”, Kyklos, Basilea, vol. 45,
1992, pp. 237-258.
0.10
0.05
0.00
0
2
4
6
8
10
12
14
16
18
20
22
24
26
28
Tra ns ic ió n
C an ad á
M é xico
C en tro am éric a
R es to de l m un do
Difusión del ingreso
La evolución de la matriz de probabilidades de transición permite
calcular la difusión de una dotación original de ingreso a través de
diferentes regiones. Supóngase que la cuantía inicial de ingreso en
cada región está dada por: V (0)= [V1(0), V2(0),..., V5(0)], en donde Vi
representa el ingreso localizado en i. Después de una transición el
ingreso está dado por V(1) = V(0)P y después de n períodos por: V(n) =
V(0)Pn . A los efectos de analizar la difusión del ingreso de las regiones
menos desarrolladas (México y Centroamérica) hacia el resto del
sistema, se partió del supuesto de que el vector original de ingreso
220 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Las disparidades económicas nacionales y la integración subregional
está dado por los desembolsos totales de la deuda externa de estas
regiones en 1991. Así, en miles de millones de dólares
estadounidenses, V(10)= (0; 0; 0; 7,6; 1,1).16 La difusión de esta entrada
de recursos externos después de una transición es
V(1)=(0,0,0,7.6,1.1)(P)
= (0.44910; 0.88906; 0.01143; 6.49090; 0.85949)
El proceso de difusión durante diez transiciones se presenta en la
gráfica 4.
GRÁFICA 4.
Difusión de los desembolsos de deuda externa
de México y Centroamérica (Miles de millones de dólares)
7
6
5
4
3
2
1
0
1
3
5
7
9
11
13
15
17
19
Transición
R esto del m u nd o
E stad os U nidos
C an ad á
16
La fuente de datos es el
Banco Mundial, World Debt Tables
1992-1993, Banco Mundial,
Washington, 1992.
M éxico
C en tro am érica
Se puede apreciar que la salida de recursos de México y
Centroamérica ocurre aceleradamente y que, después de cinco
transiciones, más de la mitad de sus desembolsos por deuda externa
han “regresado” a las regiones desarrolladas. El hecho de que las dos
regiones menos desarrolladas no se descapitalicen por completo puede
explicarse por la contratación continua de deuda externa o por las
entradas de otra forma de capital. En otras palabras, la entrada de
recursos debe sostenerse indefinidamente en el entorno de una
transferencia de estos recursos de vuelta a las regiones desarrolladas.
Si los ingresos de capital se mantienen en un vector V, la difusión
del vector V es acumulada en el vector Z, igual a:
n
Z = ΣVPk
k=O
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
221
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
en donde Z es el ingreso acumulado por la difusión del vector V
después de n transiciones. La acumulación de capital en las cinco
regiones, bajo el supuesto de que los valores de desembolsos de deuda
externa de 1991 se mantienen anualmente por 20 años, se muestra en
la gráfica 5.
Puede apreciarse que los ingresos de capital en México y
Centroamérica regresan hacia las regiones desarrolladas.
Específicamente, después de diez transiciones México ha recibido
83,600 millones de dólares por concepto de nueva deuda externa, pero
de ellos sólo “han quedado” 43,200 millones en el país.
Centroamérica, después de recibir 12,100 millones de dólares
mantiene sólo 4,750 millones. A la inversa, el resto del mundo y
Estados Unidos han acumulado 19,300 y 27,300 millones de dólares,
respectivamente.
Transferencias de ingreso
Es de interés considerar los montos que se deberían transferir
hacia cada región para que éstas puedan mantener niveles de ingreso
predeterminados y evitar su descapitalización. Esto es posible
mediante el uso de un vector f cuyos elementos fi son positivos
cuando la región i recibe una transferencia y negativos cuando la
otorga. Si las regiones cuentan con un vector inicial de ingreso V(0),
después de n transiciones el ingreso se obtiene por
n
V(0)(Pn)+ Σf(Pk)
K=0
17
Esto se muestra en J. Kemeny
and L. Snell, Mathematical Models in
the Social Sciences, Waltham,
Blaisdell, 1962.
donde el primer término muestra una tendencia a transferir
completamente el ingreso hacia el resto del mundo y Estados Unidos,
proceso que se compensa por el vector f. Si g es el vector meta de la
acumulación de ingreso en las regiones, las transferencias requeridas
para mantener el vector deseado de ingreso vienen dadas por:
f = g(I - P), en donde I es la matriz de identidad.17
Por ejemplo, si el vector meta de ingreso se definiese de forma
que el ingreso resultante de una inyección sostenida de ingreso fuese
de 1,000 millones en todas las regiones, es decir g = (1,1,1,1,1), el
vector de transferencias compensatorias sería igual a f = (-0.222445; 0.284356; 0.160133; 0.126980; 0.219753.)
Esto indica que el resto del mundo y Estados Unidos
contribuirían con 222 y 284 millones de dólares cada año,
respectivamente, que se distribuirían de la siguiente manera: Canadá,
160 millones de dólares; México, 127 millones, y Centroamérica, 220
millones. Como las entradas y salidas de recursos son sostenidos, las
cinco regiones terminan acumulando el vector meta de
g = (l, 1, 1, 1, 1).
Puede observarse que el resto del mundo contribuye con 222
millones de dólares anualmente y termina con una acumulación de
1,000 millones de dólares. México, por su parte, acumula el mismo
monto, aunque recibe 127 millones de dólares cada año. Esto indica
que la estructura económica nacional otorga a las regiones
222 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Las disparidades económicas nacionales y la integración subregional
desarrolladas un “efecto multiplicador” que se deriva de su tamaño y
de la asimétrica conectividad en la matriz de transacciones
internacionales. Es decir, la estructura trabaja a su favor.
Conclusiones
Las interacciones económicas que ocurren en un área de libre
comercio se deben estudiar en un marco dinámico que permita
identificar la naturaleza de la conectividad, la jerarquía y la difusión
del ingreso de las economías que se integran. La asimetría en la
acumulación de ingreso, evidenciada en este trabajo, refleja las
CUADRO 1. Matriz de comercio
Resto del mundo
T=
Resto del mundo
Estados Unidos
Canadá
México
Centroamérica
Estados Unidos
Y11
Y21
Y31
Y41
Y51
Y12
Y22
Y32
Y42
Y52
Canadá
México
Y13
Y23
Y33
Y43
Y53
Y14
Y24
Y34
Y44
Y54
Centroamérica
Y15
Y25
Y35
Y45
Y55
CUADRO 2. Matriz de cadena de Markov
Resto del mundo
Resto del mundo
Estados Unidos
P=(pij) Canadá
México
Centroamérica
0.956035
0.061430
0.052216
0.043235
0.109564
Estados Unidos
0.038758
0.918237
0.126812
0.102838
0.097719
Canadá
0.003875
0.015156
0.817568
0.001204
0.002072
México
Centroamérica
0.001033
0.004659
0.003133
0.852351
0.011844
0.000297
0.000515
0.000268
0.000370
0.778797
CUADRO 3. Evolución de la matriz de transición (n= transiciones)
Canadá
México
Resto del mundo
Estados Unidos
n=5 Canadá
México
Centroamérica
Resto del mundo
0.796173
0.282194
0.257753
0.228196
0.402310
Estados Unidos
0.177688
0.650643
0.410960
0.363670
0.322754
0.019107
0.048779
0.316612
0.018276
0.020137
0.005907
0.016735
0.013470
0.038470
0.300968
Centroamérica
0.001123
0.001646
0.001203
0.001386
0.223829
Resto del mundo
Estados Unidos
n=10 Canadá
México
Centroamérica
0.703886
0.407628
0.387305
0.358092
0.502949
0.256356
0.517735
0.450263
0.423997
0.370606
0.028661
0.053156
0.143272
0.032995
0.033201
0.009661
0.019643
0.017562
0.183214
0.028025
0.001434
0.001835
0.001596
0.001700
0.065216
Resto del mundo
Estados Unidos
n=20 Canadá
México
Centroamérica
0.619635
0.520657
0.512073
0.496244
0.558651
0.327047
0.410688
0.409040
0.407674
0.372587
0.037789
0.048020
0.058691
0.043376
0.041723
0.013900
0.018852
0.018449
0.050933
0.020130
0.001627
0.001780
0.001744
0.001770
0.006906
Resto del mundo
Estados Unidos
n=30 Canadá
México
Centroamérica
0.593024
0.556002
0.552607
0.545380
0.570660
0.349104
0.379888
0.381581
0.383718
0.366830
0.040726
0.044743
0.046475
0.043971
0.042668
0.015471
0.017633
0.017606
0.025192
0.017587
0.001674
0.001731
0.001728
0.001737
0.002252
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
223
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
18
Una obra clásica es la de
Francois Perroux, Poder y economía,
Ediciones ICE, Madrid, 1981. Según
este autor, “la esencia del poder
deseado, ejercido, esperado o previsto
[...] es la relación disimétrica” (p. 60.)
Por su parte, Keohane y Nye (p. 122)
señalan que “una forma de conceptuar
las fuentes de poder -y por tanto
explicar su distribución entre los
actores- es considerarlas como
producto de patrones de
interdependencia asimétrica en áreas o
asuntos en los cuales los actores
interactúen”. Robert O. Keohane y
Joseph S. Nye, “World Politics and
International Economic System”, en
C. Fred Bergsten (ed.), The Future of
the International Economic System,
Lexington Books, Lexington, 1973,
pp. 121-125.
19
L.A. Rivera-Bátiz y Danyanh
Xie, “Integration Among Unequals”,
Regional Science and Urban
Economics, vol. 23, Julio de 1993,
Amsterdam, pp. 337-354; Robert
Feenstra, “Trade and Uneven Growth”,
NBER Working Paper núm. 3276,
Cambridge, 1990, y M. Abramowitz,
“Catching Up, Moving Ahead and
Falling Behind”, Journal of Economic
History, vol. 46, 1786, pp. 385-406.
20
En el marco de la integración
europea, L.A. Rivera Bátiz y Danyang
Xie (ibid.) señalan que “la integración
de los sectores de investigación de los
países europeos debe estimularse para
asegurar un efecto positivo en el
crecimiento. Leyes inapropiadas sobre
patentes, barreras en el lenguaje y la
falta de cooperación en investigación,
ocasionan que se dificulte la difusión
tecnológica y se obstruyan los efectos
positivos de la integración en el
crecimiento.
diferencias en estructuras económicas que hacen que unas regiones
sean “débiles” y otras “poderosas”. Esta asimetría exige un análisis
más sistemático del poder, tema poco estudiado en la economía.18 La
estructura económica actúa como una “mano invisible” que asigna
recursos en una escala mundial según las características socioeconómicas, históricas, demográficas y tecnológicas de los países.
De ese marco de asimetría que rige la integración económica
surge la interrogante sobre las opciones para los países en desarrollo
en sus esfuerzos por una mejor “inserción” en la economía mundial.
Estudios sobre la integración entre países desiguales señalan que el
factor determinante para que la integración no aumente las
disparidades iniciales es que la cuantía de capital humano del país
menos desarrollado sea suficiente para sustentar esfuerzos de
desarrollo e investigación.19 La existencia del capital humano
apropiado y la plena difusión de las innovaciones del país más
desarrollado hacia el de menor desarrollo, conducen a que ambas
naciones crezcan a tasas más altas que en ausencia de la integración.
Sin embargo, si el país de menor desarrollo no tiene el capital humano
que le garantice capacidad de innovación, esta fuerza de trabajo sin
destrezas emigraría hacia el de mayor desarrollo, lo que permitiría a
éste último destinar más capital humano a investigación y desarrollo,
aumentando así su tasa de crecimiento. De allí la necesidad de apoyar
decididamente la generación del capital humano y procurar la
movilidad de innovaciones en el marco de la integración.20
GRÁFICA 5.
Difusión acumulada de la entrada de recursos a México y Centroamérica
(Miles de millones de dólares)
70
60
50
40
30
20
10
0
1
3
5
7
9
11
13
15
17
19
Tra ns ic ión
R es to de l m u nd o
C an ad á
224 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
E s tad os U nidos
C en tro am é ric a
M é xico
Reducción de la deuda externa
y crecimiento en Centroamérica
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Introducción
1
La evidencia empírica de que una
baja de 1% en la razón deuda/
exportaciones conduce a un aumento
del precio de la deuda en el mercado
secundario de 0.65% se presenta en
Daniel Cohén, “How to COPE with a
Debt Overhang: Cut Flows Rather than
Stocks”, en Ishrat Husain e Ishac
Daiwan (eds.), Dealing with the Debt
Crisis, Banco Mundial, Washington,
1989, pp. 229-238.
2
Eduardo Fernández-Arias, Costs
and Benefits of’ Debtana Debt Service
Reduction, Working Paper núm. 1169,
Banco Mundial, Washington, 1993.
3
En un estudio sobre el
endeudamiento externo de las
naciones de ingresos bajos y medios
se señala: “Aunque ambos grupos de
países han experimentado tasas de
crecimiento económico comparables e
incrementos similares en el volumen y
el valor de las exportaciones, las
relaciones deuda/exportación y deuda/
PIB de las economías de bajos
ingresos han continuado aumentando,
mientras que las de los de ingresos
medios han declinado”. Preenyslav
Gajderzka, “Assessing a Country Debt
‘s Burden”, Finance and Development,
Banco Mundial, Washington, marzo de
1992.
La deuda de largo plazo de América Latina y el Caribe creció 5.8% en
1993 y 5.5% en 1994, año en que ascendió a 437,000 millones de
dólares. Esto contrasta con el rápido aumento experimentado en la
primera mitad de la década de los ochenta, cuando dicha deuda se
incrementó de 187 200 millones de dólares en 1980 a 380 800 millones
en 1986.
Asimismo, en los últimos años los índices de endeudamiento
externo de muchos países de la región tendieron a la baja como
resultado de los esfuerzos de estabilización y ajuste, así como de las
positivas operaciones de reducción de deuda que algunos países
emprendieron con la banca privada internacional.
La disminución de los indicadores de la deuda externa ha sido
notoria en las naciones de mayor desarrollo relativo del área. Esto ha
fortalecido la percepción de la solvencia de esas economías y permitido
la recuperación de los precios de sus deudas en el mercado secundario,
lo que a su vez se ha interpretado en el mercado de capitales como una
reducción del riesgo en dichos países.1 En consecuencia, las
calificaciones que les otorgan las agencias internacionales han
mejorado.2 En los países de menor desarrollo relativo los indicadores
de endeudamiento externo han evolucionado menos favorablemente;
las razones se explican en la siguiente sección de este trabajo.3 Después
se cuantifica el efecto macroeconómico de la reducción de la deuda, se
enuncian diversas medidas para aliviar la carga que aquélla implica y
se concluye con un apartado de consideraciones finales.
Causas del elevado endeudamiento externo
4
Véanse al respecto las reseñas de
Beatriz Almendariz de Aghion,
“Analytical Issues on LDC Debt. A
Survey”, The World Economy, vol. 16,
Cambridge, Reino Unido, julio de
1993, pp. 467-483, y Jonathan Eaton,
“Sovereign Debt. A Primer”, The
World Bank Economic Review, vol. 7,
Washington, mayo de 1993,
pp. 137-172.
5
Evidencia reciente sobre la
relación inversa entre ahorro y una
alta proporción de la población menor
de 15 años se encuentra en Sebastián
Edwards, Why Are Savings Rates so
Different Across Countries? An
International Comparative Analysis,
Working Paper, num.5097, National
Bureau of Economic Research,
Cambridge, abril de 1995.
La razón deuda / exportaciones se ha utilizado tradicionalmente para
analizar la dinámica del endeudamiento externo de un país.4 Los
estudios señalan que cuando la tasa de crecimiento de las exportaciones
es mayor que la de interés, el déficit en cuenta corriente es consistente
con una ra zón deuda / exportaciones estables. En otras palabras, al
comparar ambas tasas puede determinarse si es posible mantener un
déficit en cuenta corriente sin resultados desfavorables. Durante los
años ochenta las ventas externas de la mayoría de los países de menor
desarrollo relativo de la región carecieron de dinamismo (véase el
cuadro 1), en contraste con las de mayor desarrollo relativo, que se
incrementaron. Cabe destacar que la tasa de interés de contratación de
nueva deuda externa tampoco ha sido favorable para las naciones
menos desarrolladas (véase el cuadro 2).
Otro aspecto que debe considerarse en la persistencia de los
elevados montos de endeudamiento externo es la relación inversa que
existe entre el porcentaje de la población menor de 14 años y el ingreso
per cápita, de manera que a menor ingreso per cápita corresponde una
mayor tasa de dependencia demográfica (véase la gráfica 1). Ello es
importante ya que si ésta es elevada se dificulta la formación de ahorro
interno y al faltar éste, el externo adquiere mayor relevancia.5
226 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Reducción de la deuda externa y crecimiento en Centroamérica
CUADRO 1
América Latina: Crecimiento anual promedio de las exportaciones,
1980-1991 (Porcentajes)
Argentina
Bolivia
Brasil
Chile
Colombia
Costa Rica
Ecuador
El Salvador
Guatemala
Haití
Honduras
Jamaica
México
Nicaragua
Panamá
Paraguay
Perú
República Dominicana
Trinidad y Tobago
Uruguay
Venezuela
2.1
4.5
4.3
5.2
12.0
4.6
4.8
-2.7
-0.7
-4.5
-0.7
0.8
3.5
-4.2
0.0
12.2
1.1
-1.5
-2.6
3.1
0.1
Fuente: Banco Mundial, World Development Report, 1993, Washington, 1994
CUADRO 2
Tasa promedio en la contratación de los nuevos préstamos de acreedores bilaterales oficiales
(Porcentajes)
1989
Bolivia
Guyana
Haití
Honduras
Nicaragua
Ecuador
El Salvador
República Dominicana
Guatemala
Paraguay
1990
4.0
3.9
1.4
7.0
4.7
6.5
5.3
5.2
7.7
4.0
4.1
1.3
1.4
5.9
5.2
6.5
3.2
5.8
4.8
3.5
1991
4.8
1.5
1.3
3.7
3.1
6.9
7.1
4.4
3.7
0.0
1992
3.1
1.7
4.1
5.0
6.7
7.2
7.6
5.6
7.3
1993
1.5
1.5
2.4
5.4
5.4
6.1
4.1
7.5
5.1
Fuentes: Banco Mundial,World Debt Tables 1994-1995, Washington,1995.
6
Banco Mundial, World
Development Report, 1993,
Washington, 1994. En orto estudio se
encontró que los principales
derminantes del ingreso del capital
extranjero en América Latina y el
Caribe son la calificación crediticia
del país y el valor de la deuda en el
mercado secundario del país de que se
trate, variables que muestran una
relación inversa con el PIB per cápita.
Punan Chuhan, Stijan Claessens y
Nlandu Mamingi, Equity and Bond
Flows to Asia and Latina America,
Working Paper núm. 1160, Banco
Mundial, Washington, marzo de 1993.
Además por sus bajos niveles de desarrollo económico y el
reducido tamaño de sus mercados, estos países no atraen montos
significativos de inversión extranjera. De hecho, en una muestra de
58 países en vías de desarrollo, el Banco Mundial estimó una relación
directamente proporcional entre el PIB per cápita y la participación
de la inversión extranjera directa en los flujos totales del capital
externo. Según este estudio, un aumento de 10% del ingreso per
capita se asocia a un incremento de 3.9% en la razón inversión
extranjera directa / deuda externa total.6
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
227
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
GRÁFICA 1.
América Latina y el Caribe: Producto Nacional Bruto /
habitante frente a población de 0 a 14 años (Porcentajes )
P N B / h ab itan te s
(m iles d e d óla re s )
4.0
Trinida d y To ba g o
3.5
3.0
B ra sil
U ru gu ay
Ve ne zue la
2.5
M éx ic o
A rg en tina
C o sta R ic a
2.0
C h ile
P a na m á
1.5
C o lo m b ia P e rú
1.0
P u erto
R ic o
R e pú blic a
D o m in ic an a
0.5
E l S a lvad or
E c ua d or
G ua te m ala
H o nd ura s
B o livia
N ic a rag ua
H a ití
0
2 5.8
3 0.5
3 4.9
3 3.9
3 6.1
3 5.4
3 8.0
3 7.3
3 9.5
3 8.3
4 1.1
4 0.0
4 3.7
4 5.2
4 5.9
4 4.8
4 2.5
P o rc en ta je d e p o b lac ión d e 0 a 1 4 añ o s
Una relación similar existe en los países latinoamericanos. La
gráfica 2, con base en datos de 1991-1992, refleja una relación
proporcional directa entre la entrada de inversión extranjera como
porcentaje de los flujos de recursos externos (IED / FNR) y el ingreso
per cápita (YPC).7 Conforme a lo expuesto, el entorno internacional y
las restricciones estructurales no favorecen la mejoría de la deuda
externa de las naciones de menor desarrollo relativo. De allí que,
además de sus esfuerzos internos, esos países precisen de apoyo para
reducir sus niveles de endeudamiento y retomar el proceso de
crecimiento económico.
GRÁFICA 2.
América Latina y el Caribe: Inversión extranjera directa como porcentaje
del flujo neto de recursos externos y del PIB per cápita, 1991-1992
In v ers ió n ex tra njera
directa / flu jo n eto d e
recu rso s
Trinida d
y To ba go
130
Ec ua d or
120
R e pú blica
D o m in ican a
100
7
Sin incluir los casos de
Guatemala, Ecuador y la República
Dominicana, que presentan un
comportamiento peculiar, se calculó
una ecuación específica para la región
que muestra una asociación estrecha
entre estas variables:
90
DW= 2.20
C o sta R ica M éxico
60
Be lice
50
30
20
10
Los datos para estimar esta ecuación y
la gráfica 2 proceden de Banco
Mundial, World Debt Tables 19931994, Washington, 1994.
Arg en tina
G u ate m ala
70
40
Log (IED / FNR) = -6.6458 + 1.3326 Log (YPC)
(4.32)
(6.41)
R2 = 0.76
M éxico
80
Ve n ez ue la
C h ile
Jam a ica Pa na m á
H o nd ura s
El Sa lv ad or
N ica rag u a
Bra s il
Bo livia
G
u
ya
na
H aití
U ru gu ay
Pe rú
0
2 32 .5
5 55 .0
7 59 .0
9 20 .5 1 28 7.5 1 46 4.5 2 09 0.5 2 311.5 2 74 8.0 3 78 6.0 4 22 2.5
5 19 .0
6 74 .5 8 82 .0
1 08 9.5 1 32 4.0 1 71 9.5 2 19 2.0 2 311.5 2 94 1.0 4 19 6.5
P IB pe r c áp ita en d ólares d e 1988
228 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Reducción de la deuda externa y crecimiento en Centroamérica
Efectos de los altos niveles de endeudamiento externo
8
Eduardo Borensztein, “Debt
Overhang, Credit Rationing and
Investmet”, Journal of Development
Economics, vol. 32, Amsterdam, abril
de 1990, pp. 315-335.
9
Joshua Greene y Délano
Villanueva, “Private Investment in
Developing Countries”, IMF Staff
Papers, vol. 38, Washington, marzo de
1991, pp. 35-58.
10
Luis Serven y Andrés Solimano,
“Economic Adjustment and Investment
Performance in Developing Countries:
The Experience of the 1980’s”, en Luis
Serven y Andrés Solimano (eds.),
Striving for Growth After Adjustment,
Banco Mundial, Washington, 1993, pp.
147-180.
11
Daniel Cohen, “The Debt Crisis: A
Postmortem”, en Olivier I, Blanchard y
Stanly Fisher, (eds.), Macroeconomics
Annual, 1992, The MIT Press,
Cambridge, 1993,
pp. 65-114.
12
La fuente de los datos es Banco
Mundial, World Development Report
1993, Washington, 1994.
13
Esto lo ha señalado el Banco
Mundial en relación con los países de
menor desarrollo y de alto
endeudamiento. “El problema del
sobreendeudamiento, en gran parte
público, ha persistido por más de una
década. Para algunos, el progreso
depende de la adopción de sólidas
políticas macroeconómicas de
estabilización y reformas estructurales.
Para otros, los beneficios de las
reformas se merman por el
sobreendeudamiento.” Banco Mundial,
World Debt Tables, 1993- 1994,
Washington, 1994, p. 72.
14
De hecho, el FMI ha señalado:
“Cuando un país deudor encara una
severa crisis de liquidez, los nuevos
prestamistas se resisten a dar dinero
fresco. En este caso, los acuerdos de
reestructuración y refinanciamiento -que
podrían requerir un enfoque concertado,
pues hay países que aprovechan los
beneficios sin dar algo a cambiopodrían dar el respiro para emprender
ajustes y preparar el terreno de nuevos
préstamos. En los casos en que hay
problemas importantes de solvencia se
podría incluir una reducción de deuda y
su servicio en los acuerdos si el país ha
de disminuir el riesgo de transferencia.
Cuando la carga excesiva de la deuda
genera dudas de que los nuevos flujos
puedan protegerse de efectos
contagiosos, a menudo también se
requiere una mayor reorganización de la
deuda vieja, incluida la reducción del
débito y su servicio”. FMI, International Capital Markets. Development
and Prospect, Washington, 1991, p. 72.
El alto servicio de la deuda se traduce en un “impuesto” que reduce la
inversión y dificulta el crecimiento.8 Así, en un estudio basado en una
muestra de 23 países en vías de desarrollo se cuantifica cómo el
aumento de 1% en el servicio de la deuda disminuye 5.9% la razón
inversión privada / PIB .9 Otro estudio basado en una muestra de 15
países en vías de desarrollo estimó que el aumento de 1% de la razón
deuda / PIB reduce 6.5% la de inversión privada / PIB.10 Conforme a
los cálculos de otro autor para una selección de 20 países en
desarrollo, en el período 1983-1988 la pérdida de crecimiento
económico a causa de su elevado endeudamiento externo fue en
promedio de 0.9% anual.11
En el caso de los países de la región, se estimó una ecuación que
expresa, empleando datos de 1991, la tasa de ahorro interno (S / Y) a
partir del ingreso per cápita (YPCC), la razón exportaciones a PIB (X/
Y), y las razones deuda externa a PIB (D/Y) y a exportaciones (D/X).
Los resultados muestran que los índices de endeudamiento externo
influyen negativamente en el ahorro: 12
S / Y = 0.0047 (YPC) + 0.4328 (X / Y) - 0.0256 (D / Y) R2 = 0.57
(3.21)
(3.54)
(2.86)
DW = 1.79
S / Y = 0.0053 (YPC) + 0.3746 (X / Y) - 0.059 (D /X)
(3.42)
(3.01)
(2.30)
R2 = 0.51
DW = 1.68
La ecuación anterior indica que si la relación deuda / PIB
aumentara 10 puntos porcentuales, la tasa de ahorro interno
disminuiría 2.56 puntos. Por otra parte, la razón deuda / exportaciones
también tiene un efecto negativo en el ahorro. Por tanto, los esfuerzos
para recuperar el crecimiento económico y aprovechar las reformas de
política de los últimos años, pueden verse obstaculizados por la
persistencia de los excesivos niveles de la deuda externa.13 Por ello,
para algunos países es imprescindible reducirla, tanto para consolidar
la etapa de ajuste y reforma como para impulsar el crecimiento
sustentable.14
Asimismo, hay que mencionar los efectos macroeconómicos de la
reducción de la deuda. Se ha señalado que en México el Plan Brady
tuvo un efecto positivo en la inversión privada y los mercados
financieros nacionales.15 Además, las deudas de los países que
realizaron operaciones al amparo del Plan Brady mostraron un
significativo aumento de precios en el mercado secundario, pues de
cotizarse, en promedio, a 40 centavos por dólar en enero de 1991, en
mayo de 1993 pasaron a 65 centavos. En los países de ingreso medio,
que no emprendieron operaciones de esta naturaleza, el valor de sus
deudas declinó en el mismo período de 28 a 11 centavos.16
15
Sweder van Wijabergen, “Debt Relief and Economic Growth in México”, The World Bank Economic Review, vol. 5, Washington, septiembre de
1991, pp. 437-457; Stijn Calessens, Daniel Oaks y Sweder van Wijnbergen, “Interest Rates, Growth and External Debt”, Working Paper, núm. 1147,
Banco Mundial, Washington, abril de 1993, y Stijn Claessens y Sweder van Winjbergen, “Secondary Market Prices and Mexico’s Brady Deal”,
Quarterly Journal of Economics, vol. 208, Cambridge, noviembre de 1991, pp. 465-982.
16
BancoMundial, World Debt Tables 1993-1994, Washington, 1993.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
229
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
CUADRO 3.
El Salvador: Efecto multiplicador de la reducción de su deuda en 500
millones de dólares (Millones de dólares)
∆Y=
∆YPI
∆YGUATEMALA
∆YEL SALVADOR
∆YHONDURAS
∆YPIR
∆YCOSTA RICA
=
90.75
5.70
53.10
0.30
0.55
0.95
Efecto macroeconómico de la reducción de la deuda externa
A fin de apreciar las implicaciones y repercusiones macroeconómicas
de la reducción de la deuda externa, se formuló un modelo de
interdependencia económica para los cinco países de Centroamérica y
un sexto país hipotético constituido por la agregación de los
principales países desarrollados acreedores (los del Grupo de los
Siete, denotados por PI). Así, el efecto macroeconómico de la
reducción de la deuda se aprecia en el modelo que se presenta en el
anexo. En el caso de El Salvador, cuya deuda bilateral en 1992 fue de
987 millones, con una tasa de interés (r) promedio de 6% y una razón
de inversión a importaciones (z) igual a 0.52, el efecto en el vector de
ingresos (Y) de la reducción de la deuda bilateral en 500 millones
(∆D), se calcula con la expresión (15") del anexo:
∆Y = (∂Y / ∂D))dD = ∆Y = (T)-i (-zi ri) (∆D)
en donde T es la matriz de multiplicadores. La aplicación de la
ecuación anterior arroja cambios (en millones de dólares a precios de
1991) en los ingresos nacionales que se presentan en el cuadro 3.
Se aprecia que el PIB de El Salvador crecería 53.1 millones de
dólares, el de Guatemala 5.70 millones y el de los países
industrializados acreedores 90.75 millones. En términos porcentuales,
el aumento del PIB de El Salvador representa un incremento de 0.8
puntos, cifra que no incorpora el efecto benéfico que la reducción de
la deuda tendría en la inversión privada al reducir la incertidumbre,
mejorar el acceso a las fuentes de financiamiento externo y elevar la
capacidad de importar bienes de capital. En el caso de El Salvador, el
efecto macroeconómico de la reducción de la tasa de interés, por
ejemplo 4%, puede calcularse con la expresión (15'):
(∂Y / ∂r)∆r = ∆Y(T)-1 (-zi D) (∆r)
Los resultados de estimar esta expresión se presentan en el cuadro 4.
230 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Reducción de la deuda externa y crecimiento en Centroamérica
CUADRO 4.
El Salvador: Efecto multiplicador de la reducción de las tasas de interés
sobre deuda (Millones de dólares)
∆YPI
∆YGUATEMALA
∆YEL SALVADOR
∆YHONDURAS
∆YNICARAGUA
∆YCOSTA RICA
∆Y =
119.20
7.56
69.76
0.39
0.68
1.24
=
Se nota que una reducción de 4% en la tasa de interés conduciría
a un crecimiento económico de 1 % aproximadamente. En las gráficas
3 y 4 se muestran los aumentos en el PIB de los países
industrializados (PI) y de El Salvador en función de posibles
reducciones de la deuda bilateral de la tasa de interés de este último.
Así mismo, se ha computado que, conforme al modelo de referencia,
si la deuda de los países centroamericanos disminuyera
simultáneamente 800 millones de dólares, el PIB de los
industrializados aumentaría 284 millones y el de la sub-región 169
millones.
GRÁFICA 3.
Aumento del PIB de El Salvador y los países desarrollados acreedores
como resultado de la reducción de la deuda salvadoreña
(Millones de dólares)
A u m en to de l P IB
160
140
120
P a íses d esarrollad o s a cree do re s
100
80
60
40
E l S a lvad or
20
0
100
200
300
400
500
600
700
800
R e du cció n de d eu da
17
Comisión Brandt, North-South. A
Programme for Survival, Pan Books,
Londres,1980.
El efecto multiplicador que los países industrializados recibirían es
consecuente con la literatura económica, la cual señala que las
naciones en desarrollo constituyen una auténtica “locomotora” para
los primeros. En efecto, la Comisión Brandt señaló que durante 19731975 las economías desarrolladas atenuaron el efecto del incremento
del precio del petróleo gracias a la demanda proveniente de los países
en desarrollo que continuaron estimulando sus economías, pese a la
crisis económica internacional.17
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
231
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
18
Sanjay Dhar apunta: “En la
actualidad es bien sabido que por los
problemas del servicio de la deuda los
países de América Latina se han visto
forzados a emprender una severa
reducción de sus importaciones de
mercancías. Quizás no se ha apreciado
cabalmente el alcance de las
repercusiones de la crisis de la deuda
de América Latina en la economía de
Estados Unidos. En 1983 las
exportaciones estadounidenses a la
región cayeron 40% frente a 1981.
Casi todas las exportaciones han sido
afectadas de manera adversa; la
disminución de las ventas de las
industrias manufactureras
tradicionales ha sido particularmente
drástica. La pérdida de cerca de 250
000 empleos en 1982 puede atribuirse
a la declinación de las exportaciones a
América Latina. Esta pérdida de
empleos constituye la mayor parte de
los atribuidos a problemas de deuda
en todo el mundo y se concentró en
algunas de las industrias más
deprimidas. Los ingresos por servicio
de la inversión extranjera y el turismo
también han caído notablemente”.
Sanjay Dahr, “U.S. Trade with Latin
America: Consequences of Financing
Constraints”, Quarterly Review,
Federal Reserve, Bank of New York,
otoño de 1993.
19
Kasman señala: “En el mundo en
desarrollo en su conjunto, tanto en
Asia como en América Latina, las
ganancias de divisas derivadas del
incremento de las exportaciones y el
descenso de los pagos por servicio de
la deuda como proporción del PIB
apenas equivalieron al aumento de las
importaciones provenientes del
mundo industrializado de 1987 a
1991.
GRÁFICA 4
Aumento del PIB de El Salvador y los países desarrollados acreedores
como resultado de la reducción de la tasa de interés de la deuda
salvadoreña (Millones de dólares)
A u m en to de l P IB
160
140
P a íses d esa rrolla do s acre ed ore s
120
100
80
60
40
E l S a lvad or
20
0
2
3
4
5
R e du cción de la tasa de inte ré s (% )
Asimismo, se ha señalado que los problemas de deuda externa de
los países latinoamericanos provocaron la considerable reducción del
empleo en Estados Unidos 18 y que el dinamismo del sector
exportador de este país a finales de la década pasada se debió a la
recuperación económica de los países en desarrollo.19 Cabe señalar
que conforme a algunos modelos econométricos de interdependencia
económica mundial, la disminución de la ayuda externa a los países
en desarrollo provocaría una reducción del crecimiento económico y
el deterioro de la cuenta comercial de los países de la OCDE.20 De allí
que una solución definitiva al problema de la deuda es de especial
interés para los países desarrollados acreedores, los que podrían
obtener beneficios de crecimiento económico más apreciables que los
derivados del valor esperado del futuro servicio de la deuda.
Posibles medidas para aliviar la carga de la deuda externa
En América Latina y en cualquier
parte del mundo en desarrollo, las
ganancias por exportación y la
reducción de los pagos por el servicio
de la deuda contribuyeron en igual
medida al alza de las participación en
las importaciones”. Bruce Kasman,
“Recent U.S. Performance in the
Developing World”, Quarterly
Review, vol. 17, Federal Reserve Bank
of New York, invierno de 1992, pp.
64-74.
20
Ralph Bryant et al., Macroeconomic Policies in an interdependent
World, The Brookings Institution,
Washington, 1989. Cabe señalar que
así como hoy en día los países en vías
de desarrollo ejercen un efecto
positivo en el crecimiento de los
países industrializados, este papel
también se presentó en el pasado. En
el caso de la Nueva España (México y
Ante los problemas de deuda externa, las instituciones financieras
multilaterales han estructurado programas para reducir la que se tiene
con la banca privada internacional. Ejemplo de ello son las
operaciones que el Banco Mundial y el BID han efectuado con la
banca privada internacional con base en el Plan Brady. También se ha
brindado apoyo específico a los países de menor desarrollo relativo; el
Banco Mundial creó la Debt Reduction Facility y en 1989 el Banco
Centroamericano de Integración Económica estableció el Fondo
Regional de Conversión de Deuda, mecanismo facilitador de
operaciones de conversión de deuda para proyectos ambientales.21
Otro posible campo de apoyo podría ser la reducción de las deudas
oficiales bilaterales en el marco de las renegociaciones con el Club de
París, el cual ha manifestado su disposición para efectuar
conversiones de deuda en proyectos sociales y ambientales. Esta
facilidad se ha otorgado a la República Dominicana, Ecuador, El
Salvador, Honduras, Bolivia, Jamaica, Nicaragua, Paraguay y Perú,
entre otros.
232 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Reducción de la deuda externa y crecimiento en Centroamérica
Centroamérica y parte del oeste de
Estados Unidos) la contribución en
términos de alivio de la deuda para la
metrópoli ibérica fue significativa,
como apuntan Carlos Marichal y
Matilde Souto Mantecón: “Desde
1793 la importancia relativa de la
plata americana con respecto al
ingreso total de la metrópoli
aparentemente se redujo. Pero la
historia tiene vuelcos interesantes. En
tanto que los ingresos ordinarios se
tornaron menos importantes, los
ingresos extraordinarios (esto es, el
ingreso por deuda) se dispararon.
Tanto la deuda externa como la
interna de la corona española se
convirtió en la fuente principal para
cubrir los crecientes gastos militares
y los déficit. Y una vez más, la plata
de la Nueva España fue la pieza
principal de gran parte de la nueva
política financiera. Todos los
contratos de préstamos extranjeros
suscritos por el gobierno español en
Amsterdam, por ejemplo,
especificaban el pago en plata
mexicana. Así, en cuanto corría la
noticia de la llegada de barcos a
Cádiz desde Veracruz, los banqueros
holandeses exigían sus envíos del
metal precioso para cubrir el servicio
de la deuda. La plata mexicana fue
igualmente importante para la deuda
interna española. Como muchos
autores han señalado, el instrumento
fundamental de esta deuda fue la
emisión de vales reales (desde 1781).
Las reservas de plata americana
fueron el factor determinante de las
fluctuaciones del valor de mercado de
esos vales. Las noticias del arribo de
importantes envíos de plata a Cádiz
estimulaban una recuperación de
vales, los cuales se convirtieron en el
instrumento favorito en los últimos
años del reino de Carlos III y durante
el de Carlos IV”. Carlos Marichal y
Matiled Souto Mantecón, “Silver and
Situados: New Spain and the
Financing of the Spanish Empire in
The Caribbean in the Eighteenth
Century”, Hispanic American
Historial Review, vol. 74, núm. 4,
noviembre de 1994, pp. 587-613.
21
Luis René Cáceres y Rigoberto
Ordóñez, “Fondo para conversión de
deuda”, Cambio Empresarial, vol. 5,
Tegucigalpa, octubre de 1989, pp. 512, y Luis Rene Cáceres, “Elementos
para una estrategia Centroamericana
de renegociación de la deuda externa
y captación de recursos”, Estudios
Centroamericanos, vol. 48, San
Salvador, agosto de 1993, pp. 21-39.
22
El Banco Mundial ha señalado
que para todos los países de menor
desarrollo relativo altamente
endeudados, excluyendo a Egipto, la
capitalización de intereses en el Club
de París es mayor que el “perdón” de
deuda otorgado a estos países en esas
negociaciones. Banco Mundial,
Towards Resolving the Debt
Problems of Severely Indebted Low
Income Countries, Washington, mayo
de 1994.
En efecto, a los países de ingreso medio-bajo les aplica los
términos de Houston, que consideran un plazo de 20 años con 10 de
gracia a los préstamos concesionales, y 15 años de plazo y 8 de gracia
a los créditos para exportación y otros no concesionales. Además,
establece la facilidad de efectuar operaciones de conversión de deuda.
A los países de bajos ingresos se les conceden los Términos de
Toronto Ampliados, que permiten al país deudor efectuar operaciones
de conversión de deuda, reducir el servicio de ésta y, asimismo, la
posibilidad de considerar la problemática de la cuantía de los débitos
si el país deudor cumple los acuerdos establecidos con el Club de
París y el programa del FMI. En 1994 el Club de París anunció
nuevas condiciones - los Términos de Nápoles -, conforme a las
cuales se otorgaría a los países con ingresos per cápita menores de
500 dólares, o con relación de deuda a exportaciones de por lo menos
350%, una reducción del servicio de la deuda elegible de 67%,
siempre que hubieran mantenido una trayectoria aceptable en el
cumplimiento de los programas del FMI. Los países acreedores han
manifestado su interés en colaborar en la reducción de la deuda
bilateral. En 1993 Alemania anunció que cancelaría 3 millones de
dólares de deudas bilaterales como parte de un programa de
conversión de deuda en proyectos ambientales. Suecia canceló 1.8
millones de dólares de préstamos a Túnez para conversiones en medio
ambiente. Además, en 1992 Canadá inició un programa de conversión
de 143 millones de dólares de deuda a países latinoamericanos.
Estados Unidos, en el marco de la Iniciativa para las Américas, en el
período 1991-1993 redujo deudas por 874.5 millones de dólares de un
total de 1623.3 millones. Así mismo, inversionistas mexicanos
compraron una empresa hondureña privatizada y pagaron con deuda
contraída por Honduras con el gobierno mexicano. En Nicaragua y
Costa Rica también han efectuado operaciones similares.
Sin embargo, en la mayoría de los casos, los arreglos con el club
de París sólo han representado un respiro al pago de la mora y a los
vencimientos en período de consolidación, de manera que no han
ocurrido reducciones significativas de la deuda y, por el contrario, en
algunos casos el débito ha aumentado. En efecto, las obligaciones de
los países de menor ingreso aumentaron de 137 000 millones de
dólares en 1986 a 179 000 millones en 1992.
En 1991 el “perdón” de deuda otorgado por los acreedores bilaterales
fue de 22,000 millones, pero éste quedó casi totalmente contrarrestado
por los intereses moratorios y los intereses capitalizados por 19,000
millones de dólares.22
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
233
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Consciente de la necesidad de reducir la deuda bilateral de
algunos países, el Club de París ha manifestado estar dispuesto a
realizar operaciones de conversión de deuda. El hecho es que, si bien
las naciones deudoras han recibido la anuencia de ese Club para
realizar operaciones de conversión de deuda bilateral, no han podido
aprovecharlas debido a su débil capacidad de ejecución.23
Ante esta situación, los organismos internacionales podrían
asumir el papel de facilitadores para que las reducciones de deuda
otorgadas por los acreedores puedan materializarse. Esto, por
supuesto, estaría sujeto a la anuencia del país deudor en cuestión y de
los acreedores. El apoyo en este campo sería de particular importancia
dado que la deuda bilateral oficial representa un porcentaje
relativamente elevado de la deuda total de los países de menor
desarrollo relativo, los cuales no cuentan con los mecanismos
adecuados para instrumentar el proceso de conversión en su totalidad
(véase el cuadro 5).
CUADRO 5.
Deuda bilateral oficial como porcentaje de la deuda total
de largo plazo (1993)
Nicaragua
Honduras
Ecuador
Bolivia
Guyana
República Dominicana
Paraguay
El Salvador
Haití
Guatemala
65.1
35.7
21.5
42.3
63.9
51.5
34.3
34.5
9.6
45.4
Fuente: Banco Mundial, World Debt Tables, 1994 - 1995, Washington, 1995.
En seguida se presentan las posibles formas de colaboración
de los organismos internacionales:
23
“El principal reto en la
instrumentación exitosa de los
acuerdos de conversión de deuda a
menudo radica en vencer la debilidad
institucional [...] Un comportamiento
institucional débil de la parte
destinataria es en ocasiones una
restricción importante para realizar
tales conversiones [...] Esto a menudo
impide al deudor estar en posición de
presentar un proyecto adecuado para
el acreedor; pero incluso si ello se
lograra, éste tiene poca confianza de
que el deudor podrá cumplir con las
obligaciones relacionadas con el
proyecto”. Mohua Mukherjee, “How
Can Debt Swaps Be Used for
Development”, Working Paper, núm.
895, Banco Mundial, Washington,
abril de 1992.
Uso del servicio de la deuda en moneda nacional como
recursos de contraparte en el financiamiento de
proyectos
Con la anuencia del Club de París, el país deudor efectuaría sus
pagos de deuda en moneda nacional; el acreedor los depositaría en un
organismo internacional, el cual los utilizaría para proyectos sociales
o ambientales como contraparte del país deudor en los proyectos
financiados por el organismo internacional. Un esquema del
mecanismo descrito se presenta en la gráfica 5.
234 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Reducción de la deuda externa y crecimiento en Centroamérica
GRÁFICA 5.
Esquema de mecanismo para la conversión de deuda
Acreedor oficial del Club de París
Moneda
Nacional
2
Cuenta especial
en un organismo
Internacional
1
3
Moneda
Nacional
País deudor
Proyectos
Moneda
Nacional
Fondo de conversión de deuda
En este caso el mecanismo de conversión de deuda consistiría en
que, en el marco de las negociaciones del Club de París, los países
acreedores podrían constituir en un organismo internacional un fondo
de fideicomiso, en donde depositarían sus papeles de deudas oficiales
con un descuento. El país o los países deudores efectuarían el servicio
de la deuda (ya descontada) en su propia moneda y depositarán esos
pagos en el fondo. El organismo internacional utilizaría tales recursos
para financiar proyectos sociales y ambientales en el país
correspondiente (véase la gráfica 6).
GRÁFICA 6.
Esquema de mecanismo para la conversión de deuda
Acreedores oficiales del Club de París
(1)
Depositan
deuda
descontada
Servicio de deuda en
moneda nacional (2)
Fondo de
Conversión de
Deuda
Organismo
Internacional
País deudor
Proyectos
Moneda Nacional (3)
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
235
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Mercadeo de Deudas Oficiales por un Organismo
Internacional
En esta opción los países acreedores depositarían en el organismo
internacional sus papeles de deuda oficiales a fin de que éste gestione
la creación de un mercado entre inversionistas y fundaciones para
dichos papeles, los cuales se ofrecerían en venta con un descuento. El
inversionista compraría al organismo internacional el papel de deuda
que le interesase, pagaría en efectivo y el organismo le entregaría la
deuda correspondiente. El inversionista presentaría ese papel al país
deudor, el cual lo honraría con bonos en moneda nacional o con un
activo nacional, descontados del valor nominal. La entidad
internacional le entregaría al país acreedor los fondos recibidos por la
venta de la deuda (véase la gráfica 7).
GRÁFICA 7.
Mercadeo de deudas oficiales por un Organismo Internacional
Acreedores oficiales
Entrega de
fondos en
efectivo
(6)
Inversionista
fundación u
organización
no gubernamental
Entrega
de deuda
(4)
Depósitos
de deuda
descontada
(1)
Compra de deuda en
efectivo (2)
Organismo
internacional
Entrega de deuda (3)
Entrega de
moneda
nacional
o activo
(5)
País deudor
Conclusiones
Los países de menor desarrollo relativo continúan al margen de los
mercados financieros por su desfavorable situación de endeudamiento
externo, lo que inhibe el crecimiento económico. Ello da lugar a un
círculo vicioso: los países requieren de recursos externos para crecer,
mejorar sus niveles de endeudamiento y reducir el
sobreendeudamiento (debt-overhang); este último dificulta la
captación de recursos y el crecimiento económico, lo cual contribuye
a empeorar la situación de endeudamiento y aleja más las
236 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Reducción de la deuda externa y crecimiento en Centroamérica
posibilidades para normalizar las relaciones externas. Por ello, resulta
conveniente tratar de mejorar el perfil de la deuda de los países menos
desarrollados mediante operaciones de conversión de deuda. Esto
mejoraría la imagen de estas naciones frente a sus acreedores y les
facilitaría la captación de recursos e inversión externa. A la vez, la
reducción de deuda contribuiría al crecimiento económico de los
países deudores y de los acreedores. De esa manera, estas operaciones
son necesarias no sólo para consolidar los procesos de ajuste y
reforma en los países deudores sino, además, para impulsar y
mantener la economía mundial en una fase de crecimiento sostenido.
Anexo
Enseguida se presenta un modelo que comprende un sistema de seis
economías interdependientes, cada una con un PIB, Y1, definido de la
siguiente manera:
Yi = Ci + Ii + Eoi - Moi + Σ (Eij - Mij)
(3)
j
donde:
Ci
=
Consumo público y privado
Ii
=
inversión total
Eoi
=
exportaciones hacia fuera del sistema
Moi
=
importaciones provenientes de fuera del sistema
Eij
=
exportaciones del país i al país j = Mji
Se supone que el consumo y las importaciones provenientes de
fuera del sistema están determinadas por el PIB:
Ci = ni Yi
(4)
Moi = moi Yi
(5)
Las exportaciones e importaciones entre países del sistema
también están determinadas por el PIB:
Eij = Xij Yj
(6)
Mij = Mij Yj
(7)
Al incluir las ecuaciones (2) a (5) en la identidad (1) se obtiene
que:
(1-di +Σ xij)Yi - Σxij Yj = Eoi + Ii
j
(8)
j
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
237
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
donde:
di + ni - moi
Los recursos externos, F, requeridos para alcanzar determinada
tasa de crecimiento están dados por la expresión:
Fi = MTi + ri Di - ETi
(7)
donde:
MT = importaciones totales = Moi +Σmij Yi
j
D = deuda externa total
r = tasa de interés promedio sobre la deuda externa
ET = exportaciones totales = Eoi + Σxji Yj
j
La expresión (7) se puede resolver por las importaciones totales:
MTi = Fi - ri Di + Eoi + Σxij Yj
(8)
j
Se supone que parte de los bienes de capital son importados, de
manera que existe una relación directa entre inversión e importaciones
totales:
Ij = zi M Ti
(9)
Y de sustituir MTi en la ecuación (9) resulta:
Ii = ziFi - zi ri Di + zi Eoi + zi ΣxijYj
(9')
j
De esa forma, al incluir (9') en la expresión (6)se obtiene:
(1 - di + Σmij)Yi - Σxij Yj =
j
j
Eoi + zi Fi - zi ri Di + zi Eoi + zi ΣxijYj
(10)
j
(1 - di + Σmij)Yi - Σ(1 +zi) xijYj = Eoi (1 + zi) + zi Fi - zi ri Di
j
(1 - di + Σmij)Yi - Σx’ijYj = Eoi(1 + zi)+ zi(Fi - ri Di)
j
(11)
j
(11')
j
donde:
x’ij = (1 + zi) xij
para un sistema de seis países, la identidad (11') se puede escribir en
forma matricial, como sigue:
238 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Reducción de la deuda externa y crecimiento en Centroamérica
1-di + Σmij
0
0
0
0
0
Y1
0
0
0
Y2
...
0
0
0
0
...
0
0
0
0
...
0
Y3
Y4
Y5
Y6
j
0
1-d2+Σm2j
j
0
0
0
0
0
0
0
0
1-d6+Σm6j
j
+
0
-x’12
-x’13
-x’14
-x’21
0
-x’23
...
-x’31
-x’32
0
-x’36
-x’41
-x’42
-x’43
0
-x’45
-x’46
Y4
-x’51
-x’52
-x’53
-x’54
0
-x’56
Y5
-x’61
-x’62
-x’63
-x’64
-x’65
0
Y6
=
-x’15
-x’16
Y1
-x’26
Y2
Y3
Eo1(1+z1) +z1(F1-r1D1)
Eo2(1+z2)+z2(F2-r2D2)
Eo3(1+z3)+z3(F3-r3D3)
Eo4(1+z4)+z4(F4-r4D4)
Eo5(1+z5)+z5(F5-r5D5)
Eo6(1+z6)+z6(F6-r6D6)
(12)
Si en la expresión anterior la matriz diagonal se denota por A y la
matriz de propensiones a exportar se representa por B,(12)se puede
escribir así:
AY + BY = (A + B)Y = W
(13)
Donde Y es el vector de ingresos nacionales y W es el vector de
variables exógenas:
Wi = Eoi (1+zi)+ zi (Fi-ri Di)
De la expresión (13) se puede resolver por el vector de ingresos
nacionales Y:
Y(A + B)-1W = (T)-1W
(14)
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
239
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Donde T = A + B es la matriz de multiplicadores.
Así, la variación del vector de ingreso resultante de los cambios
en las variables exógenas está dada por la expresión:
∆Y = (T)-1[(1+zi)∆ Eoi + zi (∆Fi-ri ∆Di-Di∆ri)]
(15)
Se puede apreciar que un cambio en la tasa de interés repercutiría en
el vector de ingresos; así:
∂Y/∂r(dr) = ∆Y = (Y)-1[-ziDi] ∆ri
(15')
a la vez que una variación del monto de la deuda afectaría de la
siguiente manera:
∂Y/∂D(dD) = ∆Y = (T)-1 [-zi](∆Di)
(15'’)
Con datos promedio de las cuentas nacionales y de comercio
correspondientes a 1991-1992 se caculó la matriz estructural para un
sistema de seis países que comprende los cinco centroamericanos y
uno representado por la agregación de las principales naciones
desarrolladas socias comerciales de Centroamérica, que se notan por
P1.
240 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Panamá y la integración
económica centroamericana
Revista de la CEPAL
Núm. 57
Dicembre 1995
El autor agradece los valiosos
comentarios de Iris Alvarez, Gilberto
Chona, Oscar A. Núñez-Sandoval,
Javier León, Luis Amado Sánchez y
Ernesto Stein. Los puntos de vista
expuestos en este trabajo son
estrictamente personales.
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
En este artículo se examinan los beneficios que podría encontrar
Panamá en una eventual integración con los países del Mercado
Común Centroamericano (MCCA). Primero, se examina la estructura
productiva de Panamá en términos del fenómeno conocido como el
síndrome holandés; esto permite apreciar el efecto desindustrializante
que los auges en el sector servicios han tenido sobre la economía.
Luego se analizan las ventajas que Panamá podría obtener de una
gradual integración con los países del MCCA en lo que hace a
exportaciones intraindustriales, fomento de las inversiones,
competencia y modernización productiva, y se postula que estos
beneficios no estarían presentes, con carácter de reciprocidad, en un
esquema de apertura unilateral. Se analiza también de qué manera la
integración subregional podría impulsar una modernización
productiva que contrarrestara los efectos adversos del síndrome
holandés. Y por último, se presentan ecuaciones econométricas
basadas en un modelo de gravedad y se cuantifica la mejoría
apreciable que Panamá obtendría en su balance comercial con el
MCCA si adhiriera plenamente a este esquema de integración.
I. Introducción
En octubre de 1973 los países del Istmo Centroamericano -Costa Rica,
El Salvador, Guatemala, Honduras, Nicaragua y Panamá- firmaron el
Protocolo al Tratado General de Integración Económica
Centroamericana, con el cual se actualizó el proceso de integración de
manera coherente con las nuevas orientaciones de las políticas
económicas nacionales e internacionales. Este Protocolo fue suscrito
para ampliar el campo de acción sectorial e institucional de la
integración y reflejar la voluntad política de los gobiernos
centroamericanos de fortalecerla. La firma por Panamá de dicho
Protocolo se podría interpretar como un paso hacia su adhesión al
programa de integración centroamericana. Desde hace varias décadas,
Panamá y el Mercado Común Centroamericano (MCCA) -integrado
por los otros cinco países del Istmo- han cultivado su acercamiento.
Ejemplos de ello son la participación de Panamá en organismos como
el Instituto Centroamericano dé Administración Pública y el Instituto
de Nutrición para Centroamérica y Panamá; su adhesión al
Parlamento Centroamericano en agosto de 1994; su asistencia a los
foros presidenciales y ministeriales de la subregión a partir de 1990, y
242 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Panamá y la integración económica centroamericana
el aumento de su comercio con los países del MCCA. Todo esto, sin
embargo, no se ha materializado en su incorporación definitiva al
programa centroamericano de integración.1
Con el propósito de conocer los beneficios que podría obtener
Panamá de su integración con el MCCA, se analizan aquí algunas
características distintivas de la economía panameña, se examinan las
áreas en las cuales la integración podría tener repercusiones positivas
y se cuantifica el efecto que tendría un régimen de libre comercio con
el MCCA en el sector extrerno panameño.
II. La economía panameña
La estructura económica de Panamá muestra una alta participación
del sector servicios en su producto interno bruto (aproximadamente
80% a principios de los años noventa). Esa tendencia se ha venido
acentuando en los últimos años, particularmente en el transporte, el
almacenamiento y las comunicaciones, en tanto que se ha contraído la
participación de la agricultura y la industria (cuadro 1 y gráfico 1),
La inversión también ha disminuido su participación en el PIB.
La inversión pública ha bajado sostenidamente desde 1976, hasta
llegar a una cuarta parte del valor de ese año en 1992. La inversión
privada también descendió entre 1974 y 1991 y el repunte alcanzado
en 1992 sólo la llevó a una cifra inferior a los valores acusados a
principios de los años setenta. La participación en el PIB de la
inversión privada en construcción, en maquinaria y equipo y en
equipo de transporte tendió a disminuir desde principios de los años
setenta, mostrando una recuperación en los noventa (gráficos 2,3 y 4).
1
Véase una reseña de los
estudios sobre las relaciones de
Panamá con el MCCA referidas a
la integración económica en
Thoumi (1994) Véase también
Salazar-Xirinachs (1990);
Lachman, Olaso y Vallarino
(1991), y Lachman, Chocano,
Figge y González (1992).
CUADRO 1. Panamá: Estructura del PIB
(Porcentajes)
Sector
1970
1975
1980
1985
1990
1993
9.55
7.80
6.07
6.11
6.90
5.52
Industria
manufacturera
12.53
11.50
10.49
8.96
9.30
9.29
comercio
15.84
14.34
14.77
12.57
11.69
11.87
Transporte,
almacenamiento
y comunicaciones
6.02
9.08
22.08
25.62
25.30
25.47
Zona Libre de Colón
2.15
2.35
4.79
3.20
5.54
8.61
12.01
13.99
13.08
14.16
14.22
14.87
Agricultura
Establ. financieros,
seguros y servicios
a empresas
Fuente: Estadística panameña. Dirección de Estadística y Censo de la Contraloría General de la República de Panamá, varios números.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
243
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Cabe mencionar que la inversión en maquinaria y equipo ha sido
identificada como la que ejerce el mayor impacto sobre el crecimiento
económico, genera sustanciales beneficios de externalidades (De
Long y Summers, 1991) y tiene una rentabilidad social mayor que su
rentabilidad privada, por lo que las políticas que la impulsan a niveles
superiores a los valores de laissez-faire conducen a acelerar el
crecimiento económico (De Long y Summers, 1992). Asimismo, el
precio de la inversión en maquinaria y equipo ejerce un impacto
negativo sobre el crecimiento, por lo que su incentivo por “medio de
la política tributaria contribuye a incrementar la tasa de crecimiento
económico (Jones, 1994). Otros autores han encontrado evidencia
empírica de que la inversión en capital fijo, así como los gastos en
investigación y desarrollo, tienen efectos tanto o más significativos
que los precios relativos en la competitividad de las exportaciones
(Magnier y Toujas Bernate, 1994).
GRÁFICO 1. Panamá: Participación del sector transporte,
almacenamiento y comunicaciones y de la industria
manufacturera en el producto interno bruto
GRÁFICO 2. Panamá: Participación en el producto interno
bruto de la inversión privada en construcción
29
28
27
15
14
13
12
24
23
22
21
20
19
11
10
9
Porcentajes
Porcentajes
26
25
18
17
16
15
14
13
12
11
10
9
8
8
7
6
5
4
3
2
1
19 70 19 72 19 74 19 76 19 78 19 80 19 82 19 84 19 86 19 88 19 90 19 92
19 71 19 73 19 75 19 77 19 79 19 81 19 83 19 85 19 87 19 89 19 91 19 93
19 70 19 72 19 74 19 76 19 78 19 80 19 82 19 84 19 86 19 88 19 90 19 92
19 71 19 73 19 75 19 77 19 79 19 81 19 83 19 85 19 87 19 89 19 91 19 93
Años
Transporte, alm acenamiento y com unicaciones
Industria m anufacturera
Años
Fuente: Estadística panameña, Dirección de Estadística y Censo de la Contraloría General de la República de Panamá, varios números.
GRÁFICO 3. Panamá: Participación en el producto
interno bruto de la inversión privada en maquinarla y equipo
5
6.5
4.5
6
GRÁFICO 4. Panamá: Participación en el producto
interno bruto de la inversión privada en equipo de
transporte
5.5
4
5
Porcentajes
Porcentajes
3.5
3
4.5
4
2.5
3.5
2
3
1.5
2.5
2
1
19 70 19 72 19 74 19 76 19 78 19 80 19 82 19 84 19 86 19 88 19 90 19 92
19 71 19 73 19 75 19 77 19 79 19 81 19 83 19 85 19 87 19 89 19 91 19 93
Años
1970 1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992
1971 1973 1975 1977 1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993
Años
Fuente: Estadística panameña, Dirección de Estadística y Censo de la Contraloría General de la República de Panamá, varios números.
244 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Panamá y la integración económica centroamericana
Por otra parte, la participación de las exportaciones en el PIB
mostró una tendencia ascendente entre 1970 y 1980, al pasar de 38 a
44.03%, pero bajó a 35% en 1992. La participación de las
importaciones también creció entre 1970 y 1980 (de 41.33 a 47.35%),
aun cuando en 1992 se redujo a 36.36%.
La estructura económica de Panamá puede explicarse como
resultado de un proceso que en la literatura económica se denomina el
síndrome holandés.2
Este se refiere al efecto desindustrializante, y en algunos casos
adversos a la agricultura, que tiene en la economía interna un auge
exportador. En Panamá habría que considerar el papel desempeñado
por la Zona del Canal y más recientemente por la Zona Libre de
Colón, las cuales han originado importantes incrementos de ingreso.
En efecto, en 1988-1990 las mercancías representaron 22.7% de las
exportaciones totales de bienes y servicios, mientras que el rubro
transporte alcanzó al 34.8% y, dentro de éste, el peaje del Canal
equivalió al 19.7%. Por su parte, a la Zona Libre de Colón
correspondió el 18.1% de las exportaciones.
III. El auge exportador y la economía panameña
2
Véase Gregory, 1976; Conten
y Neary, 1982; Corden. 1984;
Enders y Herbeg, 1983. Por su
parte, Cuddington (1989) reseña la
experiencia de varios países en
desarrollo.
Para apreciar el proceso de desindustrialización de Panamá se
presenta aquí un modelo que considera la economía dividida en tres
sectores: el sector en auge (A), que puede ser la actividad de la Zona
del Canal o de la Zona Libre de Colón; el sector rezagado
manufacturero o agrícola (R), y el sector de bienes no transables o de
servicios (N). En cada uno de ellos la producción está determinada
por los factores capital, recursos naturales y mano de obra. Este
último se desplaza, buscando igualar los salarios en los tres sectores
mencionados.
Se supone que el auge en A eleva los ingresos de quienes
representan los factores utilizados en tal sector, lo cual a su vez tiene
dos efectos: el efecto gasto y el efecto traslado de recursos (Corden,
1984). Por el lado del efecto gasto, como consecuencia del auge en A
se estimula la demanda en el sector de servicios N, con lo cual
aumentan los precios, se incentiva la producción de bienes no
transables y la mano de obra es atraída desde los sectores A y R; tal
desplazamiento de la mano de obra merma la producción del sector R.
Esto se aprecia en el gráfico 5, cuyo eje vertical indica el precio
relativo del bien no transable en relación con el del bien transable, y
cuyo eje horizontal muestra la producción de servicios. La curva de
oferta se deriva de la función de trasformación entre N y los dos
sectores de bienes transables. La curva de demanda muestra la
demanda de servicios a sus distintos precios. El efecto ingreso
desplaza la curva de la demanda de D0 a D1, lo cual aumenta el
consumo de servicios de Q0 a Q1 y el precio de los servicios de P0 a
P1. El alza en el precio de los servicios atrae mano de obra del sector
rezagado y reduce la producción de R.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
245
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
GRÁFICO 5. Panamá: Representación del síndrome holandés
Precios de los bienes
no transables en relación
con los precios de los
bienes transables
S1
S0
P2
-P 1
P0
D1
D0
Fuente: Elaboración propia.
Q
0
Q
2
Q
1
Bienes no transables
El efecto traslado de recursos se debe al aumento de la demanda
de mano de obra en A, por el cual ésta se desplaza desde R y N hacia
A. La salida de mano de obra del sector R da pie a una reducción
adicional de la producción de este sector, la que se ha denominado
desindustrialización directa. A su vez, el movimiento de mano de obra
desde el sector servicios hacia A genera un exceso de demanda de
servicios, lo que se representa en el gráfico 5 con el movimiento de la
curva de oferta de S0 a S1. Este incremento de la demanda ocasiona
una nueva alza en el precio de los servicios de P1 a P2, y esto a su
vez motiva una salida adicional de mano de obra del sector rezagado
hacia el sector servicios. Así, la contracción del sector rezagado se
acentúa. La combinación del efecto gasto con el efecto traslado de
mano de obra de R a N da lugar a una desindustrialización indirecta,
que se suma a la desindustrialización directa causada por el
movimiento de mano de obra del sector rezagado al sector en auge.
Por otra parte, la rentabilidad en los sectores A y N aumenta a raíz
del incremento de la producción, mientras que decrece en R. La
menor rentabilidad del sector rezagado desincentiva la inversión en él,
la que es atraída hacia N.
En el modelo se estima que tanto la producción agropecuaria
como la industrial se reducen aun en condiciones de desempleo, si se
supone que el movimiento de la fuerza de trabajo afecta la mano de
obra especializada. Si se supone que el sector en auge no atrae mano
de obra de los otros sectores, el efecto de traslado de recursos no
ocurriría. El efecto gasto sí se manifestaría, producto del aumento de
los precios de N, con lo cual se revaluaría la tasa de cambio real y se
provocaría la consiguiente reducción de R. En este caso, el efecto
gasto también podría materializarse mediante el incremento del
consumo del sector público a raíz de una posible mayor recaudación
fiscal, consecuencia del auge en A.
Cabe señalar que la expectativa de continuidad del auge
económico podría dar lugar a una tendencia a gastar más allá de los
medios de la economía. Esto no sólo acentuaría la contracción de los
sectores industrial y agrícola sino que podría crear una situación
246 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Panamá y la integración económica centroamericana
crónica de baja tasa de ahorro, déficit en cuenta corriente y
endeudamiento extrerno.
Aunque el modelo del síndrome holandés no analiza las
repercusiones sobre la demanda y la oferta de crédito, el incremento
en la demanda de bienes del sector N podría elevar la demanda de
crédito para financiar la producción de dicho sector. Así, el posible
financiamiento al sector R se desplazaría a N y esto acentuaría la
contracción del primero. En Panamá, el crédito a los sectores agrícola
e industrial representa 4% del total (Loehr, 1991).
Además, en vista de la tendencia contractiva, el sector rezagado
podría demandar protección, ante lo cual se podría aplicar una serie
de medidas para inhibir la competencia. En efecto, en Panamá ha
existido un rígido sistema de cuotas, aranceles aduaneros y precios de
garantía. Esto ha contribuido a que los precios de varios productos
agrícolas estén hasta tres veces por encima del promedio
centroamericano (Loehr, 1991). La protección arancelaria a la
industria manufacturera, ponderada por la producción, ha sido en
promedio de 66.8%; la protección efectiva ha sido mucho más alta, ya
que los insumos industrializados han estado exentos de derechos
aduaneros. De hecho, Panamá tiene aranceles aduaneros más altos y
más dispersos que los países del MCCA (Loehr 1991). Según Thoumi
(1994), Panamá ha sido uno de los países más proteccionistas del
continente.
Por otra parte, la alta protección podría explicar la concentración
en la estructura manufacturera, pero a la vez esta última podría llevar
a una alta concentración, ya que en varios países se observa que, a
mayor concentración industrial, más intensas son las campañas que
reclaman protección (Connolly y de Meló, 1994).
Cabe señalar que el auge exportador de Panamá no es
necesariamente negativo. Por el contrario, sus bondades se han
manifestado en los altos ingresos per cápita, el nivel de desarrollo
social y las tasas de crecimiento. Sin embargo, ante los avances
internacionales hacia la liberalización económica, el mantenerse al
margen de una importante fuente de beneficios derivados de la
producción industrial podría representar para el país un alto costo de
oportunidad.
Cabe destacar que la actividad manufacturera se ha reconocido
como generadora de cambios tecnológicos que benefician a la
economía como un todo, específicamente por la reducción de costos,
mejoras de calidad y adquisición de nuevas destrezas. La expansión
del sector servicios, en cambio, ha sido objeto de crítica por cuanto no
permite el desarrollo cultural, técnico e intelectual que sólo una
industria manufacturera vigorosa y sana y la urbanización asociada a
ella, pueden brindar (Kaldor, 1981). También se ha señalado que una
economía acostumbrada a recibir un flujo de rentas corre el riesgo de
ser incapaz de generar sus propios ingresos cuando la fuente de esas
rentas desaparece (Ellman, 1981).
Por otra parte, estudios recientes han mostrado que la expansión
del sector servicios no genera crecimiento económico (Dutt y Lee,
1993). En particular, Harry Johnson (1976) ha manifestado su
pesimismo acerca del efecto del sector financiero en la economía de
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
247
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Panamá. De allí la importancia de fortalecer su sector productivo y a
la vez subsanar las restricciones impuestas por el síndrome holandés.
En otras palabras, sería conveniente dar una nueva orientación a
la economía panameña, tanto para contribuir a que supere el
proteccionismo y el estancamiento de su sector productivo, como para
que aproveche los beneficios de la competencia y la productividad.
Panamá no debe quedarse al margen de lo movimientos
integracionistas que han surgido en la subregión. Estos, basándose en
un regionalismo abierto, buscan fomentar la eficiencia a través de la
competencia y la concertación subregional, y son medios efectivos
para lograr una mejor inserción en la economía internacional
(CEPAL, 1994; Fuentes, 1994).
Por tal razón, para que el país aproveche plenamente la ventaja
comparativa de su ubicación geográfica, tendrá que adoptar una serie
de medidas que doten a su aparato productivo de competitividad y
capacidad de innovación. Esta modernización de la economía
nacional no sólo se traduciría en un incremento más rápido de la
productividad, sino también en la consolidación y ampliación del
papel de Panamá como centro internacional. A continuación
indagaremos si la integración con el MCCA puede ser un medio
efectivo para impulsar la modernización de la economía panameña.
IV. ¿Significaría beneficios para Panamá su integración
con el MCCA?
3
Forster y Ballance (1991)
señalan: “La magnitud de la
especialización y del comercio
intraindustrial tiende a ser mayor
entre países similares en términos de
tamaño o niveles de renta. Además, a
más alta renta per cápita y mayor
tamaño de mercado se incrementa el
grado de especialización
intraindustrial para la mayor parte de
las industrias”. Cáceres (1994), por
su parte, analiza las corrientes de
comercio intraindustrial en el caso de
la integración centroamericana.
4
Al considerar un esquema de
apertura comercial unilateral para
Panamá cabe recordar lo que se
pregunta Dornbusch (1989): “...se
sugiere que Argentina pase a una
posición unilateral de libre comercio.
¿Qué industria sobreviviría?, ¿y cae
semejante resultado dentro del
ámbito de lo políticamente aceptable?
Si este no es el caso, una unión
aduanera puede ser una alternativa
muy importante para disminuir los
costos de la protección”.
La integración subregional podría complementar y hacer más
sustentable la reforma estructural que sería necesaria en Panamá, y a
la vez contribuir a la modernización productiva, el avance social y el
desarrollo del sector exportador del país.
Se ha visto que el comercio entre miembros de esquemas de
integración es básicamente de carácter intraindustrial (Balassa y
Bauwens, 1987; Cáceres,1994). También que esta modalidad de
comercio ocurre por la similitud en los niveles de ingreso per cápita y
de PIB de los países miembros (Forster y Ballance, 1991; Greenaway,
Hiñe y Milner, 1994). Asimismo, según el análisis de la teoría de las
uniones aduaneras, la creación de comercio en un esquema de
integración será mayor cuanto más similares sean los países que lo
conforman (El-Agra, 1989), y si los países que participan en el
esquema mantienen ya importantes relaciones comerciales (CEPAL,
1994). El esquema de integración cuyos miembros acusan niveles de
PIB similares a los panameños es el MCCA, y varios de sus países
miembros tienen importantes nexos comerciales con Panamá. Por lo
tanto, la vinculación de éste con el MCCA podría serle más
provechosa para la generación de comercio.3
La integración con el MCCA también le aseguraría a Panamá un
mercado ampliado, que no existiría si el país optara por una
liberalización comercial unilateral.4 Específicamente, el MCCA
ofrecería a Panamá, en condiciones de reciprocidad, un mercado de
22 millones de personas, que facilitaría sus exportaciones. Esto reviste
especial importancia, dada la alta variabilidad de la relación de
248 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Panamá y la integración económica centroamericana
5
Wonnacott y Wonnacott
(1981) y Dornbusch (1989)
analizan el tema de la relación de
precios del intercambio en un
esquema de integración económica.
6
Cáceres (1993 y 1994) destaca
la oportunidad de preparación para
un futuro buen desempeño en
esquemas de integración con países
más desarrollados, postulando la
complementariedad entre la
integración subregional y la
posterior apertura global.
precios del intercambio de Panamá (Leamer, Guerra, Kaufman y
Segura, 1995); para su estabilización estos autores recomiendan la
exportación de manufacturas, lo cual haría posible el mercado
ampliado centroamericano. La relación del intercambio también
mejoraría porque Panamá podría vender sus productos a precios
“protegidos” en virtud del arancel extrerno común, en tanto que los
países que exportan al MCCA y a Panamá podrían verse obligados a
bajar sus precios para mantenerse competitivos.5
En el MCCA, la ampliación del mercado en virtud de la
integración dio lugar a aumentos en la inversión privada (Cline,
1978). De hecho, la reformulación reciente de la teoría del gran
impulso (Big Push) en el marco de una competencia imperfecta
(Murphy, Sheleifer y Vishny, 1989) señala que las inversiones
simultáneas en diferentes sectores de un país generan mercados
recíprocos, incrementando simultáneamente la demanda de productos
de estos sectores, de forma tal que las empresas pueden obtener
ganancias que no se lograrían sin ese conjunto de inversiones. Esta
complementariedad de la demanda efectiva, que se vincula al tamaño
del mercado, puede materializarse en un marco subregional mediante
la integración. Así, la proximidad geográfica de Panamá a los países
del MCCA le permitiría recibir el desborde de las inversiones de esos
países y así sustentar un efectivo esfuerzo de formación de capital.
Además, la integración con el MCCA prepararía a Panamá para la
posible integración futura con mercados más desarrollados -por
ejemplo, con el surgido del Tratado de Libre Comercio de
Norteamérica (TLCN)- y le serviría de aprendizaje para desarrollar
ventajas competitivas que, con el tiempo, le permitirían adherir con
éxito a otros bloques económicos.6
Por otra parte, la ampliación del mercado se traduciría en una
disminución de la concentración industrial, ya que prevalecería la
concentración de empresas en el mercado a nivel centroamericano.
Esto facilitaría la exportación, debido a la relación inversa entre la
concentración industrial y el margen de los precios sobre los costos
(Sleuwaegen y Yamawaki, 1988; Forster y Balance, 1991). De hecho,
a la integración económica se le ha atribuido un efecto estimulante, ya
que una mayor competencia incentiva esfuerzos adicionales de los
empresarios y gerentes (Pelkmans, 1982). A la vez, la integración
reduce los costos de producción e incrementa la productividad de las
empresas (Venables, 1994). En el caso centroamericano, la
integración ha contribuido a disminuir las presiones inflacionarias a
través de la competencia (Cáceres, 1978). Además, los cálculos de los
efectos dinámicos de la integración, en términos de mayor eficiencia,
incremento del ahorro y economías de escala, muestran que éstos son
significativos en la CEE (Péres, 1993). Lo expuesto indica que la
integración es un medio eficaz para contrarrestar las tendencias al
estancamiento asociadas al síndrome holandés.
Lo que puede hacer la integración para mitigar los efectos
nocivos de ese síndrome se puede apreciar en el gráfico 6 que, por
consideraciones de brevedad, presenta sólo el funcionamiento del
efecto gasto. En dicho gráfico el salario en el mercado laboral W se
presenta en la ordenada y la oferta de mano de obra OsOt en el eje
horizontal. El insumo de mano de obra del sector servicios es
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
249
bienes transables
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
representado por la distancia desde Os, y el del sector manufacturero
por la distancia desde Ot. El cuadrante inferior contiene la función de
producción del sector manufacturero, donde la producción Y se
corresponde con distintos niveles de mano de obra. La curva Ls
representa la demanda de mano de obra en el sector servicios, en tanto
Lm se refiere a la demanda de mano de obra en el sector industrial.
GRÁFICO 6. Panamá: El efecto gasto y la Integración
Lt1
Lt
Ls1
Lm 1
Lm
W3
W2
Ls
W1
0s
S1
S2
M3
M1
M2 Ot
Y3
Y1
Y2
Mano de obra
del sector industrial
Fuente: Elaboración propia.
M3 M1
M2 Ot
De la suma de la demanda de mano de obra en el sector industrial y la
demanda de mano de obra del sector en auge se obtiene la demanda
de mano de obra total del sector exportador, Lt.
Al considerar el efecto ingreso, puede apreciarse en el gráfico
cómo el auge exportador da lugar a un aumento en el consumo de
servicios; esto estimula la demanda de mano de obra en ese sector, lo
que desplaza la curva de Ls a Ls1. El equilibrio se restablece a un
salario W2. Con este salario, el empleo en servicios aumenta de S1 a
S2 y el empleo en la industria disminuye de M1 a M2. Esto último da
lugar a una contracción de la producción industrial de Y1 a Y2.
Si el país ingresa al MCCA, se incrementará la productividad de
la mano de obra en el sector industrial. Este aumento en la producción
marginal del trabajo se representa en el gráfico por el desplazamiento
250 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Panamá y la integración económica centroamericana
7
Greenaway y Hine (1991)
argumentan que en la CEE los
costos del ajuste económico han
sido atenuados por la integración
comercial. Es del caso señalar que
en El Salvador, la Fundación
Salvadoreña para el Desarrollo
Económico y Social (FUSADES,
1991) efectuó una encuesta a 323
empresas en noviembre de 1991,
las cuales respondieron sobre
beneficios de la integración
centroamericana de la siguiente
manera: más exportaciones
(21.1%); Importaciones más
baratas (53.9%); posibilidad de
inversión en la subregión (17.0%);
ninguna ventaja (15.2%); otros
(10.5%).
de la curva Lm hacia Lm1, lo que a su vez produce que la curva Lt se
desplace hacia Ltl. El nuevo equilibrio se establece a un salario W3,
que ocasiona una reducción del empleo en servicios y un incremento
del mismo en la industria, de M2 a M3. En consecuencia, la
producción industrial aumenta de Y2 a Y3. Se observa, entonces, que
la integración ha aumentado tanto la producción como el empleo
industrial en Y2, Y3 y M2 M3, respectivamente, contrarrestando así los
efectos del síndrome holandés.
Por otro lado, la integración ofrecería a Panamá, como beneficio
adicional, un incentivo más para mantener la disciplina
macroeconómica. En efecto, la liberalización económica en el marco
multilateral (subregional) sería más efectiva que a nivel nacional, por
la disciplina y el cumplimiento riguroso que motiva el seguimiento
multilateral (Wolf, 1986; Genberg y De Simone, 1993). Asimismo, la
reforma en un marco subregional generaría más credibilidad, y ésta,
más la sustentabilidad, son determinantes del éxito de los programas
de reforma (Rodrik, 1990 y 1991; Funke, 1993). Además, facilitaría el
acceso de Panamá al acervo de experiencias de los países del MCCA
en materia de reforma económica, así como su participación en un
esfuerzo de transformación productiva. Este podría costarle menos
gracias a lo que han vivido ya esos otros países, y al apoyo
internacional que el programa centroamericano de integración ha
recibido. Además, la proximidad geográfica de Panamá a los países
del MCCA estimularía las exportaciones panameñas; de hecho, la
distancia y el costo de transporte han sido identificados como las
variables que más inhiben el comercio intralatinoamericano (Primo
Braga, Safadi y Yeats, 1994). Además, la integración, por el impulso
que daría a las exportaciones, sería efectiva para mitigar los efectos
adversos del ajuste estructural.7
Para Panamá, la integración económica con los países del MCCA
constituiría un “trueque de mercados” entre países de similares niveles
de desarrollo, lo que junto con el arancel externo común le permitiría
mantener su cuenta comercial a niveles manejables. Esto dista de la
apertura unilateral, en donde la falta de reciprocidad en la preferencia
arancelaria y la asimetría con el resto del mundo pueden conducir a un
severo deterioro de la cuenta comercial. Esto es precisamente lo que
ha ocurrido en la región desde 1989, cuando se dio inicio a la mayoría
de las liberalizaciones comerciales (Gana, 1994). Lo que debe
destacarse es que para el financiamiento del déficit comercial es
posible que se necesiten tasas de interés muy elevadas que atraigan
capital externo, con lo cual la economía podría experimentar una
contracción o tender al estancamiento (gráfico 7).
En el cuadrante 1 de dicho gráfico se muestra la relación inversa
entre déficit comercial y nivel del arancel aduanero. Inicialmente,
para financiar el déficit comercial se requiere la entrada de recursos
externos Fo, la que se obtiene ofreciendo una tasa de interés ro, como
se ve en el cuadrante 2. En el cuadrante 4 se muestra el nivel de
inversión I0 que corresponde a la tasa de interés ro Esta inversión da
lugar, a través del multiplicador, a un nivel de producto Yo, que
aparece en el cuadrante 5. Cuando hay una rebaja arancelaria se puede
notar que por el mayor déficit comercial resultante se necesitara una
mayor entrada de recursos externos F1, que se obtendría a una tasa de
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
251
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
GRÁFICO 7. Panamá: Arancel aduanero, recursos externos y producto Interno bruto
(1)
(2)
F
F1
F1
R ec u rsos ex te rno s F
F1
F
F0
F0
F0
A rancel ad uan ero
r0
r1
Tasa d e
In terés
(4)
I
I
In ve rsió n
I
I0
I0
I
J
1
I1
I1
I
J
1
Fuente: Elaboración propia.
8
Pyndyck y Solimano (1993)
analizan el impacto negativo que el
riesgo y la falta de credibilidad tienen
sobre la inversión. El cambio
estructural que ocurre a raíz de la
persistencia de choques se examina
en Cáceres (1985 y 1991).
interés más alta r1, e implicaría una menor tasa de formación de
capital I1, y menor producto Y1. En el cuadrante 3 se observa que en
estas condiciones hay una relación inversa entre entrada de recursos
externos y producto interno bruto, por cuanto los recursos externos
sostienen una economía en contracción y con decreciente tasa de
formación de capital. Además, la mayor necesidad de recursos
externos se traduciría en una creciente deuda externa, que ante niveles
estancados de PIB podría implicar el deterioro de los índices de
solvencia. El proceso anterior se puede describir como irreversible.
Esto ocurre cuando al restituirse el déficit en la cuenta comercial a un
valor original Fo, no se recupera el valor original del producto Yo,
porque la incertidumbre causada por la recesión habría ocasionado un
cambio de estructura en la relación entre inversión y tasa de interés: a
la misma tasa de interés, la inversión sería menor que antes.8 Esto se
252 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Panamá y la integración económica centroamericana
muestra en el cuadrante 4 como el desplazamiento de la curva I I a
I1I1. Se puede apreciar que si el déficit comercial al valor Fo, el
producto se recuperaría al valor Y2, inferior al nivel inicial Yo.
V. Hacia una agenda regional de reforma estructural
en el marco de la integración
La integración de Panamá con el MCCA debería ser un proceso
gradual que permitiera aprovechar beneficios en determinadas áreas y
fomentar en el mediano plazo un marco de libre comercio. Esto
significaría establecer un programa de desgravación generalizado que
se aplicaría a una gama creciente de productos. Los actuales tratados
comerciales entre Panamá y el MCCA no promueven la competencia;
por el contrario, como lo señala Thoumi (1994), son verdaderos
instrumentos proteccionistas resultantes de la colusión entre los
productores de ambas partes, que comparten los mercados de acuerdo
a sus regulaciones. Dicho autor también indica que esta modalidad de
comercio refleja intercambios entre sucursales de empresas
transnacionales sobre la base de un comercio negociado. De allí la
conveniencia de avanzar gradualmente hacia el libre comercio con el
MCCA y establecer, frente al resto del mundo y mientras se
consolidan las reformas requeridas, una protección menor que la
actual. Sin la protección mínima necesaria frente a países
desarrollados, los déficit comerciales resultantes obligarían a adoptar
altas tasas de interés internas para atraer capitales extranjeros que
contribuyesen a financiar dicho déficit. El elevado costo del capital
conduciría al estancamiento de la inversión privada y por ende a la
pérdida de credibilidad de las reformas macroeconómicas, lo que
acentuaría la contracción.
Panamá, por su excelente dotación portuaria y por ser un
importante centro financiero internacional, ofrece ventajas especiales
en el sector servicios. De allí que su integración con el MCCA podría
descansar en este sector. Sin embargo, el costo del transporte
marítimo en Panamá es sumamente elevado, por lo que no habría
mayores incentivos para que los países del MCCA usaran las
instalaciones panameñas. Además, el transporte terrestre de Panamá
también tiene un costo más alto que el de otros países del Istmo y
posee una rígida estructura oligopólica (ROCAP, 1987). Podría
estructurarse un programa conjunto de integración y desregulación del
sector servicios para promover la competencia, con miras a que la
integración sea factible y provechosa. En este programa sería
prioritaria la implementación de políticas de competencia nacional y
subregional.
Para efectuar un cambio estructural en la economía panameña no
puede recurrirse exclusivamente a reformas de políticas. Habría que
actuar también en otros campos, especialmente la promoción de
exportaciones, la difusión y adaptación tecnológicas y la formación de
cuadros técnicos y gerenciales de alta calidad. En efecto, el
crecimiento impresionante de los países asiáticos en desarrollo ha
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
253
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
radicado en la adopción de políticas que fortalecen tanto el
funcionamiento del mercado como el del Estado y cuya conjunción
permite un marco económico-institucional que impulsa la equidad y
la competitividad internacional (Lim, 1994). La protección en esas
economías no ha sido desmedida, sino que ha servido para suplir la
ausencia del mercado en algunos casos, y facilitar su mejor
funcionamiento en otros. Se han establecido esquemas de protección
transparentes, se ha capacitado a los recursos humanos, se ha apoyado
el desarrollo de nuevas tecnologías, se ha aplicado reformas fiscales y
se ha proporcionado información sobre mercados. Además, la
coordinación de la inversión privada mediante subsidios ha
descansado en cuadros profesionales del sector público de alto nivel
técnico, lo que ha hecho que las intervenciones estatales hayan tenido
éxito (Rodrik, 1995).
Dada la importancia de efectuar cambios estructurales convendría
que Panamá impulsara, junto con los países del MCCA, una estrategia
subregional para la reforma económica y social. Esta estrategia podría
llevarse a cabo mediante esfuerzos conjuntos que facilitarían la
cooperación intrarregional e internacional, el intercambio de
experiencias, y un avance armónico en las reformas nacionales que
haga verdaderamente integrables las economías nacionales y las
aproxime a la integración con otras regiones. Un caso relevante es el
de Chile, cuya trayectoria de importantes reformas económicas es
reconocida como un avance que facilitaría su integración al TLCN
(The Economist, 25 de febrero al 3 de marzo de 1995, p. 29).
Esta estrategia implicaría establecer con claridad los objetivos
que cada país quiere lograr con la integración, e identificar las
medidas de reforma que es necesario aplicar para alcanzar un sistema
productivo y social armónico con los de la subregión y con otros
esquemas, como el TLCN o el Pacto Andino, por ejemplo. Implicaría
también diferenciar las medidas de alcance nacional, subregional e
internacional; establecer un calendario para cada acción, diferenciado
por país, y señalar a los encargados de llevarlas a cabo. La estrategia
podría ser formulada por el Gabinete Económico Centroamericano, el
que también podría estar á cargo del seguimiento de su ejecución. En
este marco, cada país identificaría el alcance nacional de la reforma,
programaría las acciones correspondientes y se aseguraría que hubiese
congruencia con los niveles subregional e internacional. El punto de
partida podría ser la elaboración de diagnósticos sectoriales de
alcance subregional, que permitieran identificar las reformas
necesarias a nivel nacional para alcanzar determinados objetivos y
metas de modernización económica en un marco de armonización
regional e internacional. Las medidas que deriven de los diagnósticos
regionales serían aplicadas a nivel nacional, conforme a lo que haya
que hacer en cada país y según su respectivo calendario. En la
ejecución de las acciones de reforma nacionales se haría hincapié en
la eliminación de obstáculos a la integración regional e internacional.
Este enfoque también podría ser útil para establecer un diálogo
subregional con las fuentes internacionales de recursos y cooperación
técnica, así como con países de otras regiones.
Asimismo, al estructurar dicha estrategia los países
centroamericanos podrían plantear a los países miembros del TLCN
254 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Panamá y la integración económica centroamericana
que participaran como observadores en el proceso de transformación
económica y social, a fin de ir dialogando con miras a una futura
incorporación del Istmo a ese esquema de integración. El marco
multilateral de reforma, con la participación de los países miembros
del TLCN, otorgaría mayor credibilidad al proceso. Además, el
diálogo conjunto aumentaría el poder de negociación de los primeros
y podría servir para efectuar reformas de especial importancia en las
economías nacionales.
La estrategia multilateral abarcaría la reforma económica y en
particular la social, de manera de ir generando las bases de una
economía más equitativa, lo que redundaría en consolidar la
modernización económica. En algunos países se pondría de relieve el
desarrollo social, a fin de subsanar deficiencias históricas y promover
la convergencia de los indicadores sociales en el Istmo. Es decir, se
haría hincapié en la integración nacional.9 En este marco, tiene
especial importancia el apoyo al desarrollo del capital humano, ya que
este recurso es determinante en la exportación de manufacturas
(Wood, 1994; Wood y Berge, 1994; Balassa y Bauwens, 1988).
VI. Incremento que mostrarían las exportaciones e
importaciones de Panamá hacia y desde el MCCA
si fuese miembro de éste
9
Ranis (1993) ha descrito
exhaustivamente los requisitos
internos para la integración
económica regional. Recordemos,
por otra parte, que para hacer
viable la creación del mercado
básico único en 1992 la CEE
adoptó ya en 1985 un conjunto de
282 medidas, (Pelkmans, 1991).
10
Markheim (1994) evalúa la
confiabilidad del modelo de
gravedad en la estimación de los
efectos de la integración sobre el
comercio.
11
En este trabajo el índice de
capital humano se ha cuantificado
como la tasa de matrícula en la
escuela secundaria más cinco veces
la tasa de matricula en el nivel
terciario. Los índices de capital
humano se calcularon sobre la base
de datos del Banco Mundial
(1993). Los datos sobre el PIB, el
comercio intrarregional y las
distancias entre países fueron
tomados de SIECA, varios
números.
A fin de estimar cuál podría ser el desempeño de Panamá en el
MCCA si fuese miembro de él, se aplicaron modelos econométricos
de gravedad. En este tipo de modelos, el comercio entre dos países es
función directa de sus respectivas “masas económicas” y de la
“fricción de la distancia” entre ambos.10
Para representar las “masas económicas” se usó la cuantía de
capital humano de los países exportador e importador (Hi y Hj,
respectivamente) y su correspondiente producto nacional bruto (Yi e
Yj). La “fricción” al comercio fue representada por la distancia en
kilómetros entre ciudades capitales (Dij).11
Como primer enfoque se estimó una ecuación de corte transversal
para explicar las exportaciones intracentroamericanas, excluidas las
de Panamá. Con los parámetros de esa ecuación se calcularon los
valores de las exportaciones de Panamá hacia los países del MCCA.
Las exportaciones así calculadas reflejarían una situación en la que
Panamá sería miembro del MCCA; la diferencia entre estas
exportaciones estimadas y las exportaciones reales serían las
exportaciones adicionales que Panamá efectuaría si se integrara
plenamente al MCCA.
Las ecuaciones estimadas para las exportaciones, Eij, no incluyen
a Guatemala por no disponerse de información sobre los índices de
capital humano en ese país (cuadro 2). Se puede apreciar que ambas
ecuaciones confirman que la distancia tiende a atenuar el comercio; y
además, que la elasticidad de las exportaciones en relación con el
capital humano es mayor que la elasticidad respecto del PIB.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
255
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
CUADRO 2. Istmo Centroamericano, excluidos Panamá y Guatemala:
Modelo de gravedad
Variables independientes a
Variable
dependiente
(l)Log Eij
(2)Log Eij
C
Hi
Hj
Yi
-9.08
(1.45)
-7.03
(1.61)
3.03
(2.90)
1.09
(1.05)
1.27
(4.25)
Yj
0.28
Dij
R2
DW
-1.04
(1.28)
-0.42
(0.94)
0.53
2.30
0.44
(0.98)
2.09
Fuente: Elaboración propia. a Se refiere a los logaritmos de las variables independientes.
CUADRO 3. Panamá: Estimación de sus exportaciones si fuese miembro del MCCA
(Millones de dólares)
Exportaciones
hacia:
Costa Rica
Nicaragua
Honduras
El Salvador
Guatemala
Total
Monto
estimado
usando
ecuación (1)
Monto
estimado
usando
ecuación (4)
96.54
28.22
1.08
23.10
139.00
7.35
5.52
70.30
148.94
222.17
Monto
estimado
usando
ecuación (6)
105.6
5.5
13.4
51.9
16.8
193.2
Monto
real (1992)
29.1
1.4
3.2
12.3
3.9
49.9
Fuente: Elaboración propia.
A partir de la ecuación (1) se calcularon los valores de las
exportaciones de Panamá hacia cuatro países centroamericanos
(cuadro 3). De allí se obtuvo que si las exportaciones panameñas se
efectuaran en el régimen del MCCA, ellas alcanzarían la suma de 149
millones de dólares, es decir, aproximadamente tres veces el valor
real registrado en 1992. Esto se explica por el nivel relativamente alto
del capital humano de Panamá y Costa Rica, su principal socio
comercial y vecino más cercano.
Otro enfoque para medir el posible impacto del ingreso de
Panamá al MCCA consistió en estimar ecuaciones de corte transversal
para las exportaciones de los países del MCCA, y de Panamá al
MCCA, e introducir variables cualitativas (dummies) para medir los
valores particulares del intercepto (D1) y del coeficiente de la
distancia (D2) cuando se aplica el modelo a las exportaciones de este
país. Las variables cualitativas resultaron significativas en todas las
ecuaciones (cuadro 4). Así, las ecuaciones (3) y (5) indican que,
cuando se trata de las exportaciones panameñas, sus términos
constantes son menores en -1.66 y -1.38, respectivamente. Estos
términos negativos podrían interpretarse como una penalización a las
exportaciones panameñas por no estar en el marco del MCCA. Por su
parte, las ecuaciones (4) y 6) indican que las exportaciones
panameñas enfrentan una “fricción” por la distancia más acentuada
que la de los países del MCCA, de -0.23 y -0.19 respectivamente.
256 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Panamá y la integración económica centroamericana
12
Las principales variables
explicativas de las ecuaciones (3) y
(5) son las cuantías de capital
humano y los tamaños del
producto interno bruto,
respectivamente, y en ambos
rubros Panamá presenta valores
relativamente elevados, lo que
explica el incremento sustancial
que exhibirían las exportaciones
panameñas si este país estuviese
adherido al MCCA.
Con estos resultados, se estimó la diferencia que la integración
podría significar para las exportaciones panameñas. Para este fin se
supuso, primero, que el ingreso de Panamá al MCCA eliminaría los
términos negativos adicionales de las constantes de las ecuaciones (3)
y (5). Así, sobre la base de la ecuación (3), se calculó que si Panamá
ingresara al MCCA sus exportaciones se incrementarían en 5.26
veces, mientras que sobre la base de la ecuación (5) el incremento de
las exportaciones sería de 3.97 veces [exp. (1.38) = 3.97 veces.]12
Asimismo, por medio de las ecuaciones (4) y (6) se estimó en cuánto
aumentarían con ese ingreso las exportaciones de Panamá a los países
del MCCA. En estos casos, se supuso que los términos que penalizan
las exportaciones panameñas (-0.23 Log Dij y -0.19 Log Dij ) no
existirían si Panamá fuese miembro del MCCA . En el caso de la
ecuación (4), el aumento de las exportaciones panameñas sería de 4.8
veces, mientras que con la ecuación (6) el incremento seria de 3.8
veces.
CUADRO 4. Modelo de gravedad, Incluyendo a Panamá, con variables
cualitativas del Intercepto (D1) y de la distancia (D2)
Variables independientesa
Variables
dependientes
C
Hi
Hj
(3) Log Eij
-11.33
(1.88)
3.16
(3.36)
(4) Log Eij
-11.03
(1.83)
3.09
(3.29)
(5) Log Eij
-7.92
(1.93)
1.33
(4.44)
0.46
(1.69)
-0.59
(1.45)
-1.38
(2.33)
(6) Log Eij
-8.13
(1.98)
1.33
(4.46)
0.46 -
0.57
(1.71)
(1.36)
Fuente: Elaboración propia.
a
Yi
Yj
Dij
D1
1.47
(1.92)
-1.11
(1.67)
-1.66
(2.17)
1.40
(1.81)
-1.07
(1.56)
R2
DW
0.61
2.32
0.60
2.29
0.62
2.15
0.62
2.16
D2
-0.23
(2.11)
-0.19
(2.40)
Se refiere a los logaritmos de las variables independientes.
CUADRO 5. Modelo de gravedad para las importaciones, especificando a Panamá
con las variables cualitativas del intercepto (D1) y de la distancia (D2)
Variables
Variables independientesa
dependientes
C
Hi
Hj
Dij
(7)
Log
(Mij)
-7.9227
(1.60)
1.4551
(1.88)
2.3896
( (3.78)
-1.0581
(1.94)
(8)
Log
(Mij)
-7.7607
(1.57)
1.4171
(1.84)
2.3458
(3.70)
-1.0204
(1.83)
D1
D2
1.0713
(1.71)
-0.1483
(2.81)
R2
DW
0.70
2.36
0.69
2.35
Fuente: Elaboración propia. a Logaritmos de las variables independientes.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
257
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Para calcular las importaciones de Panamá desde el MCCA si el
país ingresara a este esquema de integración, en forma análoga a lo
que se hizo para las exportaciones, se estimaron ecuaciones para las
importaciones panameñas provenientes del MCCA, utilizando las
variables cualitativas D1 y D2 cuando Panamá es el país importador
(cuadro 5).13
La ecuación (7) se empleó para calcular el incremento de las
importaciones de Panamá si este país ingresara al MCCA,
obteniéndose que el aumento sería de 198 millones de dólares. Este
monto es inferior al aumento de 241.96 millones calculado para las
exportaciones mediante la ecuación (3). Esto indica que con su
incorporación al MCCA, Panamá cerraría su déficit comercial con ese
mercado, que fue de 36 millones de dólares en 1992.
Asimismo, sobre la base de la ecuación (8) se calcularon las
importaciones panameñas provenientes de cuatro países del MCCA
(cuadro 6). Se puede apreciar que con el ingreso a ese esquema de
integración ellas alcanzarían a 191.72 millones de dólares. Este monto
contrasta con el valor estimado de las exportaciones, que fue de
222.17 millones. Así, los modelos estimados indican que Panamá
mejoraría su balanza comercial con el MCCA si ingresara a éste.
CUADRO 6. Panamá: Estimación de sus importaciones
si fuese miembro del MCCA
(Millones de dólares)
Importaciones
desde:
Monto
estimado
(ecuación 8)
Costa Rica
Nicaragua
Honduras
El Salvador
Total
155.36
2.91
9.12
24.32
191.72
Ecuación
monto
real
56.7
1.0
3.0
7.9
68.6
Fuente: Elaboración propia.
VIII. Consideraciones finales
La economía panameña ha experimentado auges exportadores que
podrían dar lugar a la contracción relativa de los sectores
manufacturero e industrial. Esto también contribuiría a la contracción
de la inversión y de la exportación de bienes. En ese contexto, la
demanda de protección se ha vuelto muy marcada. Esta reacción,
incongruente con los movimientos regionales e internacionales hacia
la modernización y la competencia, confirma la necesidad de
transformar la estructura de la economía panameña.
La integración económica puede ser un mecanismo valioso para
ayudar en las tareas de modernización productiva. En primer lugar, el
258 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Panamá y la integración económica centroamericana
proceso de liberalización económica tendría mayor credibilidad,
debido a que existiría un compromiso multilateral en relación con el
ajuste; en segundo lugar, el costo de éste podría reducirse por el
incremento de las exportaciones, y en tercer lugar, podría estimular la
productividad, lo cual constituiría un medio efectivo para
contrarrestar los efectos adversos del síndrome holandés.
De las distintas opciones de integración que Panamá podría
considerar, el programa de integración centroamericano podría ser la
más provechosa, dado que la creación de comercio es mayor y el
comercio intraindustrial se desarrolla más entre países con niveles
similares de PIB y de PIB per cápita. La integración de Panamá con el
MCCA debería verse como una acción que acercaría a este país a sus
objetivos nacionales, principalmente por la adquisición de experiencia
exportadora y el fortalecimiento de su capacidad de competencia,
como paso previo para la integración con otros esquemas (por
ejemplo, con el TLCN).
La participación de Panamá en un esquema subregional de
reforma estructural le permitiría beneficiarse de la experiencia de
otros países y tener acceso a la cooperación técnica internacional.
Este marco regional de transformación debería abarcar tanto la
reforma económica como la social, a fin de consolidar la integración
nacional necesaria para sustentar la integración regional.
Estimaciones econométricas muestran que Panamá podría tener
un desempeño exportador favorable si ingresara al MCCA, porque
este país tiene un capital humano de nivel más alto que los países del
MCCA, con la excepción de Costa Rica, y el capital humano es el
principal factor determinante de la capacidad de exportación.
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262 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Inversión y crecimiento
económico en Centroamérica
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Introducción
1
Véanse, entre otros, A. Chibber,
M. Dailami y N. Shafik (eds.),
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Developing Countries, North Holland,
Amsterdam, 1992; José De Gregorio,
“Economic Growth in Latin América”,
Journal of Development Economics,
vol. 39, Amsterdam, 1992, pp. 59-84,
y Luis Serven y Andrés Solimano,
Striving for Growth After Adjustment,
Banco Mundial, Washington, 1993.
2
Magnus Blomstom, Robert E.
Lipsey y Mario Zejan, “What
Explains Developing Country
Growth”, documento de trabajo
NBER, núm. 4132, agosto de 1992, y
J. Bradford De Long y Lawrence H.
Summers, “Equipment Investment
and Economic Growth”, Quarterly
Journal of Economics, vol. 106,
Cambridge, mayo de 1991.
3
Turben M. Andersen y Karl O.
Moene (eds.), Endogenous Growth,
Blackwell Publishers, Oxford, 1993;
Robert J. Barro y Xavier Sala-iMartin, Economic Growth, Mc Graw
Hill, Nueva York, 1995, y J.S.L. Mc
Combie y A. P. Thirlwail, Economic
Growth and the Balance of Payments
Constraint, St. Martin Press, Nueva
York, 1994.
En años recientes los círculos de política económica de América
Latina y el Caribe han otorgado gran atención al estudio de la
formación de capital. Los análisis destacan que el lento crecimiento
de esos países obedece a la contracción de las inversiones, que
amenaza con neutralizar los avances logrados en la estabilización y el
ajuste estructural.1 Por ello, diversos estudios analizan los factores
determinantes de la inversión y los requerimientos financieros de la
formación de capital para acelerar el crecimiento. 2 Asimismo, la
teoría del crecimiento económico ha vuelto a ocupar un lugar
prominente en las ciencias económicas contemporáneas.3
En el actual entorno de la región, en el que prima la urgencia de
crecer para superar la contracción económica del decenio pasado, se
precisa investigar sobre las medidas de política e instrumentos
financieros que permitan fomentar la acumulación de capital. Es
conveniente, además, analizar los efectos de la inversión pública y
privada en el crecimiento económico, así como la relación que
guardan entre sí estas variables. Esto podría arrojar elementos de
juicio útiles en la formulación de políticas fiscales, así como de
privatización y de reforma del Estado. Este trabajo aborda algunas
consideraciones sobre esos temas en el caso de los países
centroamericanos. En primer término se revisa la literatura reciente
sobre los efectos de la inversión pública y privada en el crecimiento,
para seguir con la estimación de un modelo de crecimiento
económico que incluye ambos tipos de inversión como variables
explicativas. Después se analiza la cointegración y causalidad entre
estas variables y se finaliza con una serie de conclusiones.
Reseña de la bibliografía
4
David Alan Aschauer, “Is Public
Expenditure Productive?”, Journal of
Monetary Economics, vol. 23, núm. 2,
Amsterdam, marzo de 1989,
pp. 177-200.
La relación entre la inversión pública y la privada ha sido objeto de
estudio durante decenios, pero a partir de los trabajos de Aschauer ha
recibido una considerable atención. En un trabajo precursor, ese autor
formuló un modelo para medir la contribución de la cuantía del
capital público -sin incluir el capital en defensa- en la producción y
eficiencia del sector privado.4 Con base en datos de Estados Unidos
para el período 1979-1985, la estimación mostró que el capital
público ejerce efectos considerables en el sector privado: un aumento
de 1% de la razón de capital público al privado conduce a un aumento
de 0.39% en la producción por unidad de capital del sector privado;
que el capital del sector militar no tiene efectos en la productividad
del sector privado, y que cuando el capital no militar del sector
público se desglosa en sus dos componentes, estructuras y equipo, el
primero es de importancia fundamental, mientras que el segundo no
mostró significancia estadística. Así, los resultados empíricos indican
que las inversiones públicas en agua, carreteras, electricidad,
alcantarillado y aeropuertos tienen efectos significativos en la
producción y la eficiencia del sector privado. El autor señala, además,
que la falta de dinamismo de la productividad del sector privado de
264 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Inversión y crecimiento económico en Centroamérica
5
David Alan Aschauer, “Does
Public Capital Crowd Out Private
Capital?”, Journal of Monetary
Economics, vol. 24, Amsterdam,
marzo de 1989, pp. 171-188.
6
Glenn Ott y Graham M. Voss,
“Public Capital and Private Sector
Productivity”, The Economic
Record, vol. 70, núm. 209, junio
de 1994, pp. 121-132.
7
Mary Finn, “Is all
Government Capital Productive?”
Federal Reserve Bank of Richmond
Economic Quarterly, vol. 79, núm.
4, Richmond, otoño de 1993, pp.
57-80.
8
Catherine Lynde, “Private
Profit and Public Capital”, Journal
of Macroeconomics, vol. 14, núm.
l, Baton Rouge, invierno de 1992,
pp. 125-142.
9
Kevin T. Deno, “The Effect of
Public Capital on U.S.
Manufacturing Activity: 1970 to
1978”, Southern Economic
Journal, vol. 55, núm. 2, octubre
de 1988, pp. 400-411.
Estados Unidos desde 1971 coincide con la caída en la formación del
capital público.
En un trabajo posterior, Aschauer investigó si en Estados Unidos
la inversión pública estimula o desplaza la inversión privada.5 La
estimación de un modelo con datos anuales del período 1925-1985
indicó que un aumento de la primera ejerce efectos directos y
negativos en la segunda. Sin embargo, ese impacto se acompaña de un
aumento de la rentabilidad del acervo de capital privado.
Así, el autor concluye que en términos netos la inversión pública
estimula la inversión privada y que la política fiscal debe
considerarse como un instrumento para estimular la oferta agregada
de la economía. Ott y Voss presentan resultados similares al calcular
la producción del sector privado de Australia en función de la mano
de obra y los acervos de capital público y privado.6 El estudio, que
corresponde al período 1966-1990, indicó que el aumento de 1 % de
la razón de capital público a privado incrementó 0.38% la
productividad privada.
En un trabajo sobre el efecto del acervo de capital del sector
transporte en el crecimiento económico de Estados Unidos, Finn
estimó un modelo en el que el ingreso per cápita se expresa en
función de la mano de obra, la tecnología y los servicios de
transporte.7 Según la estimación, un aumento de 1% en carreteras
genera un aumento de 0.16% en el ingreso per cápita, de manera que
en 1950-1969 el capital en carreteras aumentó la tasa promedio anual
de crecimiento de la producción del sector privado de 1.7 a 2.2 por
ciento. Así, la autora calculó que en ese período la inversión en
carreteras generó 22% del crecimiento económico del país. En
contraste, en 1970-1989 la caída de la inversión en carreteras redujo
el crecimiento anual del producto privado a 1.3 por ciento.
Una variante de la metodología de función de producción fue
empleada por Lynde, quien derivó una expresión para la tasa de
ganancia del sector corporativo privado de Estados Unidos en función
de los insumos mano de obra, capital público y capital privado.8 La
estimación de la ecuación de la tasa de ganancia en el período 19581988 mostró que las elasticidades de ésta con respecto al capital
público y privado eran de 1.2 y 2.3, respectivamente, y que la
contribución del capital público era más determinante en los estados y
localidades menores. Asimismo, el autor señala que las contracciones
en la tasa de ganancia y la producción privada en 1958-1988 se
podrían explicar por la contracción de la inversión pública.
De interés particular es el trabajo de Deno, quien estimó una
función translogarítmica para las ganancias del sector manufacturero
de Estados Unidos con los argumentos del costo de mano de obra y
las cuantías de capital público y privado.9 La estimación de la función
con datos del período 1970-1978 de 36 áreas metropolitanas indicó
que los servicios de carreteras, alcantarillado y agua ejercen efectos
significativos, de tal forma que si sus acervos aumentaran 10%, los
aumentos de la producción manufacturera serían de 3.13,3.00 y 0.75
por ciento, respectivamente. El autor encontró, además, que las
elasticidades mostraban valores más altos en las regiones que
experimentaban contracciones económicas, mientras que las
elasticidades de las regiones prósperas eran relativamente bajas. Este
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
265
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
10
José Da Costa Silva. Richard W.
Ellson y Randolph C. Martín, “Public
Capital, Regional Output and
Development: Some Empirical
Evidence”, Journal of Regional
Science, vol. 37, núm. 3, Filadelfia,
1987, pp. 413-437.
11
Anwar Shah, “Dynamics of
Public Infraestructure, Industrial
Productivity and Profitability”, The
Review of Economics and Statistics,
vol. LXXIV, núm. 1, Cambridge,
febrero de 1992, pp. 28-36.
12
Robert Looney y Peter
Frederiksen, “The Regional Impact of
Infraestructure Investment in
México”, Regional Studies, vol. 15,
núm. 4.1981, pp. 285-296.
13
John Baffes y Anwar Shah,
Productivity of Public Spending,
Sectoral Allocation Choices, and
Economic Growth, documento de
trabajo del Banco Mundial, núm.
1178, Washington, septiembre de
1993.
resultado lo asoció a los distintos efectos que diversos tipos de
inversión pública ejercen en el sector privado.
Usando la función translogarítmica, Da Silva Costa, Ellson y
Martín explicaron el valor agregado de los sectores manufacturero,
agrícola y total nacional en función de los respectivos capital público
y privado y mano de obra, con datos de 1972 de 48 estados de Estados
Unidos.10 Los resultados indicaron que el capital público es un factor
determinante del valor agregado sectorial y total de cada estado; la
elasticidad del crecimiento con relación al capital público disminuye
a medida que aumenta la cuantía per cápita de este capital, y el
capital público tiene rendimientos decrecientes y es un complemento
de la mano de obra. También se encontró que los rendimientos de
escala son mayores en los estados de mayor ingreso per cápita y que
la función translogarítmica era la forma funcional apropiada para
representar la producción estatal.
Shah ha estudiado el efecto de la inversión pública en la
producción del sector manufacturero de México por medio de la
estimación de una función translogarítmica aplicada a datos anuales
del período 1970-1987 de 23 industrias en un nivel de tres dígitos.11
Las variables usadas como argumentos fueron mano de obra, insumos
intermedios, capital privado y capital público en infraestructura. Los
resultados indicaron que esta última variable tiene un efecto
multiplicador positivo en la producción y una relación de sustitución
con los insumos intermedios y es complementaria con la mano de
obra y el capital privado.
A fin de analizar los efectos de la infraestructura en el producto
bruto de los estados de México, Looney y Frederiksen los
desagregaron en avanzados y subdesarrollados y formularon
respectivas ecuaciones para explicar el producto de cada estado.12 Las
variables explicativas fueron la población, el capital en la agricultura,
el número de empresas grandes (introducido como una medición del
capital privado) y variables representando la infraestructura
económica y social. A manera de indicadores de infraestructura
económica se usaron la capacidad de generación de energía eléctrica,
la densidad de carreteras y la longitud de líneas telefónicas. Los
indicadores de infraestructura social empleados fueron los números de
oficinas de médicos, escuelas preescolares, hospitales y escuelas
primarias. Esta ecuación se estimó con datos de 1970 para ambos
grupos de estados. Los resultados indicaron que en las regiones
avanzadas los indicadores de infraestructura económica eran
significativos, mas no los sociales. A la inversa, en los estados
atrasados todas las variables de infraestructura económica fueron
insignificantes, a la vez que todas las variables de infraestructura
social resultaron significativas. Esto indica que la influencia de la
inversión pública en el ingreso está determinada por el entorno
socioeconómico y físico de la localidad donde se efectúan las
inversiones. Con base en la estimación de una función
translogarítmica, Baffes y Shah calcularon los efectos en el
crecimiento económico que ejercen el capital privado y la mano de
obra, así como el capital público en infraestructura, en desarrollo
humano y en defensa.l3 Se estimaron varias ecuaciones con datos
panel para el período 1965-1994, incluyendo un total de 25 países en
266 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Inversión y crecimiento económico en Centroamérica
14
Malcolm Knight, Norman
Loayza y Delano Villanueva,
Testing the Neoclassical Theory of
Economic Growth, IMF Staff
Papers, vol. 40, núm. 3,
Washington, septiembre de 1993,
pp. 512-541.
15
Teresa García-Milá y Therese
J. McGuire, “The Contribution of
Publicly Provided Inputs to States
Economies”, Regional Science and
Urban Economics, vol. 22, núm. 2,
Amsterdam, junio de 1992, pp.
229-241.
16
Catherine Lynde y James
Richmond, “The Role of Public
Capital in Production”, The Review
of Economics and Statistics, vol.
LXXIV, núm. 1, Cambridge,
febrero de 1992, pp. 37-44.
las regiones de América Latina, Asia, África y la OCDE. Los
resultados mostraron elasticidades positivas para todos los rubros del
gasto público, excepto el gasto militar. La mayor elasticidad fue
mostrada por el gasto en capital humano, con un valor promedio de
0.58, igual al doble de la elasticidad de la inversión privada. El autor
encontró, además, que la elasticidad del gasto en capital humano
aumenta a medida que el ingreso per cápita del país respectivo es
menor. A la inversa, la elasticidad del gasto militar es más negativa a
medida que el país tiene menor ingreso per cápita. Con esa base, el
autor concluyó que una válida estrategia de desarrollo consiste en
reorientar el gasto militar hacia la formación de recursos humanos.
La influencia del capital humano y de la infraestructura pública
en el crecimiento económico ha sido analizada por Knight, Loayza y
Villanueva para una muestra de datos panel de 22 países desarrollados
y 59 en vías de desarrollo, usando el modelo neoclásico de
crecimiento de Solow y Swan.14 Cuando el modelo se estimó para la
muestra completa de datos, la variable capital público resultó no
significativa, pero al estimarse sólo para la muestra de países en vías
de desarrollo, esta variable mostró un alto grado de significación.
Asimismo, se encontró que para estos países el capital humano es la
variable más eficaz para explicar el crecimiento económico.
Con base en datos panel del período 1969-1983 para 48 estados
de Estados Unidos, García-Milá y McGuire estimaron una función
Cobb-Douglas para explicar el producto estatal bruto en función de
los correspondientes capital privado en estructura y equipo; mano de
obra; capital público en carreteras; población, y gasto estatal en
educación primaria y secundaria.15 Los resultados indicaron que la
variable que ejerce el efecto más significativo en el crecimiento es el
capital privado en equipo, seguido por la mano de obra y el gasto en
educación. De hecho, si los gastos en educación aumentaran 1%, la
tasa de crecimiento económico crecería 0.17%.
El sector de carreteras resultó muy significativo, pero su
elasticidad no fue muy grande (0.045 %). Los autores estimaron otra
ecuación que incluía como variable explicativa adicional el número
promedio de años de escolaridad de la población del respectivo
estado. Esta variable resultó ser muy significativa y con un efecto tal
que si la misma aumentara 1%, la tasa de crecimiento aumentaría
0.09%. El coeficiente de la variable población resultó significativo y
positivo, lo que fue interpretado como un efecto de economías de
aglomeración.
La función translogarítmica también la emplearon Lynde y
Richmond para estimar el efecto del acervo de capital privado, del
costo de mano de obra y de los acervos de capital público en escala
federal y estatal, en el costo de producción del sector privado no
financiero de Estados Unidos.16 La estimación de la función con base
en datos del período 1958-1989 indicó que la productividad del sector
privado aumenta con los incrementos del capital público y que los
capitales público y privado son complementos. Un estudio similar fue
llevado a cabo por Eberts con datos de capital privado, mano de obra
y capital público de 38 áreas metropolitanas de Estados Unidos, para
el período 1958-1978, con base en lo cual estimó una función
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
267
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
17
Randall W. Eberts, Estimating
the Contribution of Urban Public
Infrastructure to Regional Growth,
documento de trabajo núm. 8610,
Federal Reserve Bank of Cleveland,
Cleveland, 1986.
18
Randall W. Eberts y Michael S.
Fogarty, Estimating the Relationship
Between Local Public and Private
Investment, documento de trabajo
núm. 8703, Federal Reserve Bank of
Cleveland, Cleveland, 1987.
19
William E. Cullison, “Public
Investment and Economic Growth”,
Federal Reserve Bank of Richmond
Economic Quarterly, vol. 79, núm. 4,
Richmond, otoño de 1993, pp. 13-34.
20
S. J. Erenburg y Mark E. Wohar,
“Public and Private Investment:
Are There Causal Linkages?”, Journal
of Macroeconomics, vol. 17, núm. 1,
Baton Rouge, invierno de 1995, pp. 130.
translogarítmica para la producción del sector manufacturero.17 Los
resultados indicaron que el capital público ejerce efectos positivos en
la producción del sector manufacturero, constituye la base de la
expansión de éste y, además, explica las diferencias en tasas de
crecimiento del sector manufacturero en distintas áreas
metropolitanas. También se encontró que el capital público y el
privado eran sustitutos, como también lo eran entre sí la mano de obra
y el capital privado, mientras que el capital público y la mano de obra
eran complementos.
Un análisis de causalidad fue empleado por Eberts y Fogarty para
determinar la relación entre inversión pública y privada para una
muestra de 40 áreas metropolitanas en Estados Unidos en el período
1904-1978.18 Los resultados indicaron que la hipótesis nula de que la
inversión pública no influye en la privada debía ser rechazada en 21
de las 40 áreas metropolitanas, mientras que la hipótesis nula de que
la inversión privada no ejerce influencia en la pública debía ser
rechazada en 8 áreas. Los resultados también mostraron que la
inversión privada tenía influencia sobre la pública en las áreas
metropolitanas localizadas en el sur de Estados Unidos. Además, que
cuanto más temprano se realizó la inversión pública con relación al
tamaño de la población respectiva, la primera ejercía un efecto en la
inversión privada. Asimismo, los autores encontraron que antes de la
segunda guerra mundial la inversión pública causaba la privada en un
mayor número de áreas metropolitanas que después de la guerra,
cuando la influencia de la inversión privada adquiere mayor poder de
causalidad.
En un estudio realizado para la economía de Estados Unidos,
Cullison identificó los distintos componentes del gasto público que
causaban, en el sentido de Granger, el crecimiento del producto del
sector privado.19 Las pruebas de causalidad realizadas con base en
datos del período 1955-1992 indicaron que los únicos renglones que
ejercían efectos de causalidad en la producción privada eran los
gastos de educación y los de capacitación laboral. En particular, se
encontró que los gastos públicos de defensa, energía y servicios
postales desempeñaban un efecto negativo en el crecimiento
económico. Asimismo, las simulaciones efectuadas con base en un
modelo VAR indicaron que el estímulo más eficaz para incrementar
la tasa de crecimiento de la economía era el gasto en educación,
estimando que si una reducción del gasto militar de 3100 de millones
de dólares en un año dado fuese destinado al gasto en educación, la
tasa de crecimiento del producto aumentaría 1.5 por ciento.
En un estudio reciente, Erenburg y Wohar examinaron las
relaciones de causalidad de Granger entre la inversión pública y
privada de Estados Unidos en el período 1954-1989.20 Los análisis se
realizaron con base en tres modelos de inversión conocidos como el
de flujo de caja, el del acelerador y el neoclásico. Las estimaciones
demostraron que la inversión pública era significativa en causar la
inversión privada sólo cuando se usó el modelo del flujo de caja. En
este caso el efecto de la inversión pública en la privada era negativo
en cada uno de los tres años subsiguientes a la inversión, pero en el
cuarto año el impacto era positivo. Cuando se analizó el efecto de la
inversión privada en la pública, la primera mostró efectos
268 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Inversión y crecimiento económico en Centroamérica
significativos sólo en los modelos de flujo de caja y neoclásico. En
estos casos, los coeficientes de las variables con uno y dos rezagos
eran positivos, pero los de las variables con tres años de rezago eran
negativos. Estos resultados indican que la relación de causalidad entre
estas variables es bidireccional o recíproca.
En conclusión, el examen de la bibliografía señala que la
inversión pública desempeña un importante papel en la producción y
productividad del sector privado y en la movilización de la inversión
privada. Los distintos rubros de la inversión pública ejercen distintos
efectos, siendo más importantes los relacionados con el capital
humano y la infraestructura física. De lo anterior se desprende que la
política fiscal incide en el fortalecimiento de la oferta agregada y de
la competitividad, en virtud del efecto positivo de la inversión pública
sobre el sector privado. Esto implicaría que la carga fiscal real de las
empresas podría ser menor que el valor contable a raíz del incremento
de la productividad. Asimismo, se podría postular que al incrementar
la inversión pública se estaría fortaleciendo la recaudación fiscal, en
virtud de los ingresos fiscales adicionales derivados de la mayor
productividad y mayor producción del sector privado.21 El efecto
estimulante de la inversión pública en el sector privado actuaría,
además, en forma contraria a la hipótesis de la Equivalencia
Ricardiana. La política fiscal puede ejercer, asimismo, un impacto
deflacionario a raíz del aumento de la productividad y de la
producción de bienes y servicios del sector privado, resultante de la
inversión pública. Otra implicación es que al evaluar proyectos del
sector público hay que tomar en cuenta no sólo los beneficios
directos, sino también los que indirectamente resultan de sus efectos
estimulantes sobre la inversión y productividad privadas.
El modelo propuesto y su estimación
Los estudios sobre el crecimiento económico generalmente expresan
el PIB en función del acervo de capital y de la mano de obra. Debido
a que en los países centroamericanos no existen datos sobre las
cuantías de capital ni sobre la población económicamente activa, no
se pudo usar una formulación de esa clase. Por lo tanto, se optó por
plantear que el producto interno bruto, Y, sigue una trayectoria secular
representada por la variable tiempo, T, y se aparta de esta tendencia
secular por los efectos de las exportaciones, E, la inversión pública,
Ig, y la inversión privada, Ip. El modelo propuesto entonces es:
Y= f (Ip, Ig, E;T)
21
Esto negaría validez a la
supuesta “Curva de Laffer”, que
postula que a medida que aumenta
la tasa de impuesto se alcanza un
punto a partir del cual los ingresos
fiscales comienzan a declinar.
(1)
La expresión (1) está representada por una función
translogarítmica. Esta función es muy flexible y toma en cuenta las
posibilidades de sustitución o complementariedad entre los insumos
Ig, Ip y E. Así, la expresión (1) se puede escribir:
Ln Y = a0 + a1 LnIp + a2 LnIg + a3 LnE + a4 LnIpLnIg
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
269
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
+ a5 LnIpLnE + a6 LnIgLnE +
+
a8
2
(LnIg)2+
a9
2
a7
2
(LnIp)2
(LnE)2+ a10 T+ u
(2)
Se puede notar que la expresión (2) se vuelve idéntica a la función de
producción Cobb-Douglas sí:
a4 = a5 = a6 = a7 = a8 = a9 = 0
Las elasticidades del crecimiento económico se pueden calcular a
partir de la expresión (2):
LnY
= a1 + a4 LnIg + a5 LnE + a7 LnIp
LnIp
(3)
LnY
= a2 + a4 LnIp + a6 LnE + a8 LnIg
LnIg
(4)
LnY
= a3 + a5 LnIp + a6 LnIg + a9 LnE
LnE
(5)
Estas elasticidades miden, respectivamente, cuánto crecería el
PIB si la inversión privada, la pública o las exportaciones aumentaran
uno por ciento.
La expresión (2) fue estimada por mínimos cuadrados ordinarios
usando datos anuales para Costa Rica, Guatemala, Honduras y El
Salvador, correspondientes al período 1970-1985.22 Los datos están
expresados en dólares constantes a precios de 1980. Se introdujeron
variables dummy para incorporar variaciones por país del término
CUADRO 1. Estimación de la función translogarítmica
Variables
22
Los datos proceden de varios
números de la publicación
Estadísticas Macroeconómicas de
Centroamérica, publicada por la
Secretaría Permanente del Tratado
General de Integración Económica
Centroamericana, Guatemala. La serie
de datos para Nicaragua estaba
incompleta, por lo que no se incluyó
este país en el estudio.
Constante
LnIp
LnIg
LnE
LnIpLnIg
LnIpLnE
LnIgLnE
(LnIp)2
(LnIg)2
(LnE)2
DI (Guatemala)
D2 (Honduras)
D3 (El Salvador)
T
T1 (Guatemala)
T2 (Honduras)
T3 (El Salvador)
R2 = 0.9969
270 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Coeficientes
-0.9033
-0.2033
0.0313
2.3865
-0.1633
0.2284
0.0546
-0.0565
0.1269
-0.5971
0.0594
-0.5051
-0.1782
0.0210
0.0079
-0.0079
-0.0134
Estadísticos “t”
0.43
0.59
0.09
3.07
3.20
2.09
0.51
0.68
1.60
3.01
1.09
3.01
1.63
9.62
3.09
1.89
5.16
F = 955
Inversión y crecimiento económico en Centroamérica
constante y de la variable tiempo.23 Los resultados se muestran en el
cuadro 1, donde se puede apreciar que el coeficiente de determinación
(R2) y el estadístico F son muy altos. A fin de detectar la presencia de
heterocedasticidad en los residuos, se realizó una prueba ARCH con
cuatro rezagos. El valor resultante del estadístico F fue de 0.0094,
indicando así la ausencia de heterocedasticidad. Asimismo, se realizó
una prueba de especificación para comprobar si la translogarítmica
era la forma funcional apropiada. La prueba de Ramsey arrojó un
estadístico F igual a 5.22, indicando que la forma Cobb-Douglas no
puede ser aceptada, con lo que se valida la especificación de la
función translogarítmica.
Las elasticidades del crecimiento económico correspondientes a
cada insumo se calcularon con base en las expresiones (2) - (4) usando
valores promedios de las variables para los períodos 1970 -1978 y
1979-1985. La división del período de análisis en estos subperíodos
obedece a que el primero fue de relativa bonanza a raíz de los
favorables precios del café, mientras que en el segundo el
estancamiento económico y la conflictividad fueron casi la norma en
Centroamérica. Los resultados se muestran en el cuadro 2.
CUADRO 2. Elasticidades del crecimiento económico
Elasticidad
con respecto a:
Inversión Privada
Inversión Pública
Exportaciones
23
Costa Rica
Guatemala
Honduras
Primer
Período
Segundo
período
Primer
período
Segundo
período
Primer
período
Segundo
período
0.1379
0.0546
0.2906
0.1364
0.1046
0.1426
0.1886
0.0193
0.2067
0.1250
0.1079
0.1429
0.1087
0.0641
0.4675
0.0589
0.2109
0.2808
D1, D2 y D3 así como T1, T2 y
T3 representan las variables
dummy del término constante y de
la tendencia secular,
respectivamente. Se debe señalar
que las variables Ip, Ig y E son
integradas de orden 2, como se
muestra en la sección IV de este
trabajo. Por lo tanto, la estimación
por mínimos cuadrados ordinarios
arroja valores subestimados de las
desviaciones estándar de los
coeficientes. Así, los resultados del
cuadro 1 deben interpretarse con
esta salvedad.
EL Salvador
Primer
período
0.1819
0.0708
0.2654
Segundo
período
0.1757
0.1537
0.1464
Estas elasticidades indican que, por ejemplo, usando los valores
de las elasticidades correspondientes al segundo período, si las
exportaciones de Costa Rica aumentaran 1% su PIB crecería
0.1426%; asimismo, si la inversión pública de Honduras aumentara
1% su PIB crecería 0.2109 por ciento.
Se puede notar que en todos los países las elasticidades de las
exportaciones son mayores que las elasticidades de ambos tipos de
inversión, excepto en El Salvador en el segundo período. Además, las
elasticidades de la inversión privada son mayores que las de la
inversión pública, excepto en Honduras en el segundo período. En
este período las elasticidades de la inversión pública aumentan
significativamente: en Costa Rica se duplica y de esa manera
contrarresta la reducción de la elasticidad de las exportaciones; en
Guatemala aumenta considerablemente y contrarresta las reducciones
de las elasticidades de la inversión privada y de las exportaciones. Un
fenómeno similar ocurre en Honduras, en donde la elasticidad de la
inversión pública aumenta tres veces en el segundo período, lo que
contrasta con las reducciones en las elasticidades de la inversión
privada y de las exportaciones.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
271
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Se puede apreciar que los impactos de las dos clases de inversión
están determinados por el ciclo económico, desempeñando la
inversión pública un papel más protagónico en períodos de
contracción económica.
Además, se nota que los valores de las elasticidades están
relacionados con los niveles de desarrollo de los países. Honduras, el
país de menor ingreso per cápita, muestra el valor más alto de la
elasticidad de la inversión pública, seguido de El Salvador que tiene
el segundo valor más alto de elasticidad y segundo más bajo valor de
ingreso per cápita, a la vez que Guatemala y Costa Rica tienen valores
relativamente bajos de esta elasticidad. Un comportamiento similar se
nota en el caso de la elasticidad de las exportaciones, cuyos valores
más altos corresponden a Honduras, seguidos de El Salvador. A la
inversa, el valor más bajo de la elasticidad de la inversión privada
corresponde a Honduras. Se debe notar, sin embargo, que en ambos
períodos El Salvador muestra valores de la elasticidad de la inversión
privada más altos que los de los otros países. Se puede notar en el
cuadro 1 que el coeficiente de la variable tiempo, que denota la
tendencia secular de crecimiento, es igual a 2.10% anual. Las variables dummy de este efecto son significativos en todos los países, de
manera que la tasa secular de crecimiento de cada país se encuentra
sumando a 2.1% el valor del coeficiente de la correspondiente
variable dummy. El cuadro 3 muestra los valores de la tendencia
secular de crecimiento para cada país, así como las tasas reales
promedio anual.
CUADRO 3. Tasas reales anuales y tendencia secular de crecimiento
económico, 1970-1985 (Porcentaje)
Costa Rica
Guatemala
Honduras
El Salvador
Tasa real
(1)
Tendencia secular
(2)
2/1
3.58
3.10
3.23
1.39
2.10
2.89
1.32
0.67
59
93
41
48
Se puede apreciar en el cuadro 3 que en Guatemala y Costa Rica
las tendencias seculares de crecimiento representan un alto porcentaje
de su crecimiento anual real. La menor contribución de este efecto se
nota en Honduras, en donde representa 41 % del crecimiento real
anual. Estos resultados no difieren de otros estudios que han
encontrado que el cambio tecnológico, representado por la tendencia
secular, explica una gran parte del crecimiento económico. Es de
interés particular que en Costa Rica y Guatemala, los países de mayor
ingreso per cápita, el efecto del cambio tecnológico sea mayor. Este
resultado, y otros ya señalados, indican que existe un efecto
acumulativo de crecimiento; Esto es, a medida que un país
centroamericano crece y se desarrolla, estas experiencias lo propulsan
hacia las subsiguientes etapas de crecimiento, es decir, el crecimiento
de hoy gesta el impulso para mayor crecimiento en el futuro. A la
272 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Inversión y crecimiento económico en Centroamérica
inversa, la contracción económica generaría un deterioro que
posteriormente sería más difícil de superar que si el país hubiera
estado creciendo.
Pruebas de cointegración y causalidad
24
La fuente de datos es la
misma que en la referencia 22.
25
Robert F. Engle y C.W.J.
Granger, “Co-integration and Error
Correction: Representation,
Estimation and Testing”,
Econometrica, vol. 55, marzo de
1987, pp. 251-276.
Para analizar la relación de largo plazo entre la inversión pública y la
privada se efectuaron pruebas de cointegración. La existencia de
cointegración indicaría que estas variables guardan un
comportamiento común en el largo plazo y que cuando se apartan,
debido a disturbios temporales, vuelven a su asociación de largo plazo
tras corregir dicho disturbio.
Con base en series temporales de datos para el período 19501988, en primer lugar se analizó si estas variables tienen una raíz
unitaria.24 Se aplicó la prueba de Dickey-Fuller Aumentada a los
logaritmos de las variables, empleando rezagos de tres años en todos
los países excepto Costa Rica, en cuyo caso el rezago fue de dos años.
Se puede notar en el cuadro 4 que en todos los países se requiere de
doble diferenciación para que las variables sean estacionarias. Esto
indica que las variables ∆LnIp y ∆LnIg, que representan las tasas de
crecimiento de Ip e Ig, son integradas de orden 1 y, por lo tanto, las
pruebas de cointegración deben ser efectuadas sobre estas variables.
Los resultados de dicha prueba se presentan en el cuadro 5.
En el cuadro 5 se observa que en Costa Rica la inversión pública
y privada están cointegradas a un nivel de 5%; en Guatemala se
acepta la hipótesis de cointegración a un nivel de 10%. En los otros
dos países no se puede aceptar la existencia de cointegración. Destaca
nuevamente el comportamiento peculiar de Costa Rica y Guatemala;
de hecho, la presencia de cointegración indicaría que la inversión
pública y privada tienen una relación tal que el comportamiento de
una hace posible predecir el comportamiento de la otra o, como lo
demuestran Engle y Granger, la cointegración implica la existencia de
causalidad en por lo menos una dirección.25 Cabe señalar que la
prueba de cointegración se llevó a cabo sobre la primera diferencia de
las variables, que representa la tasa de crecimiento de las mismas. Las
pruebas de causalidad de Granger se realizaron usando las variables
doble diferenciadas, las cuales son estacionarias, como se muestra en
el cuadro 4. El cuadro 6 revela que en Costa Rica no se pueden
aceptar ambas hipótesis nulas; es decir, existe una fuerte causalidad
recíproca entre inversión privada y pública. Esto confirma la
existencia de cointegración que se detectó en el cuadro 5. En Guatemala existe una relación de causalidad en la dirección de inversión
pública a privada pero en una escala de confianza relativamente bajo,
mientras que se puede aceptar la hipótesis de que la inversión pública
no es causada por la privada. En Honduras, la hipótesis nula de que la
inversión privada no es causada por la inversión pública es rechazada
con alto grado de confianza; a la vez, se acepta la hipótesis de que la
inversión pública no es causada por la privada. En El Salvador se
rechazan ambas hipótesis, es decir, no existe ninguna relación de
causalidad. De lo anterior se desprende que en Costa Rica y Honduras
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
273
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
y, en menor grado en Guatemala, la inversión pública tiene un papel
significativo en determinar la inversión privada.
CUADRO 4. Pruebas de raíz unitaria.1 Valores de las estadísticas (VARIABLES DICKEY-FULLER)
Ln Ip
Ln Ig
∆LnIp
∆LnIg
∆2LnIp
∆2LnIg
-1.3634
-2.0445
-2.3167
-1.2322
-1.1762
-2.2497
-1.4779
-1.7279
-3.3369
-2.7697
-3.5254
-3.1724
-3.1257
-3.2578
-2.5133
-1.9150
-5.2633
-4.6371
-4.9766
-5.5404
-5.6602
-3.8080
-3.6509
-5.1656
Países
Costa Rica
Guatemala
Honduras
El Salvador
1.
En todas las pruebas se usaron tres rezagos, excepto en el caso de Costa Rica, para la que se emplearon sólo dos. Los respectivos valores críticos para
ese país, a un nivel de 1%, son: variables en niveles: 3.6228; primeras diferencias: 3.6289; y segunda diferencia: 3.6353. Para los otros países, a nivel
de 1%, los valores críticos son: variables en niveles: 2.9472; primeras diferencias: 3.6353; segundas diferencias: 3.6422.
CUADRO 5. Pruebas de cointegración1
Valores del estadístico
Dickey-Fuller
Costa Rica
Guatemala
Honduras
El Salvador
4.1453
3.4139
2.5491
2.1993
1
. En el caso de Costa Rica se usaron rezagos de dos años y tres en los otros países. Los valores críticos en
el caso de Costa Rica a niveles de 1, 5 y 10 por ciento, son: 4.2256, 3.5155 y 3.1671 respectivamente. Los
correspondientes a valores críticos de los otros países son: 4.2359, 3.5210 y 3.1708.
Conclusiones
La reseña de la bibliografía evidencia el papel relevante que la
inversión pública desempeña en la producción e inversión del sector
privado. También muestra que el gasto público en el rubro de
educación es muy eficaz en propulsar el crecimiento. En los países
centroamericanos se ha encontrado que el crecimiento del producto
tiene una elasticidad con relación a la inversión pública del mismo
orden de magnitud que las elasticidades de la inversión privada y las
exportaciones; además, las elasticidades de la inversión pública han
aumentado en el período en estudio. Por otra parte, los análisis de
causalidad indican que en Honduras la inversión pública causa, en el
sentido de Granger, la inversión privada, mientras que en Costa Rica
la causalidad es recíproca.
Lo anterior indica que en los países centroamericanos la inversión
pública tiene una función fundamental en la creación de oferta
productiva, mediante el estímulo a la inversión privada. Una
implicación sería que el esfuerzo fiscal del sector privado podría ser,
de hecho, atenuado por los beneficios económicos recibidos por la
formación de capital público.
Otra sería que si los programas de reforma del sector público
llevaran a la merma de su capacidad para invertir, esto implicaría un
274 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Inversión y crecimiento económico en Centroamérica
alto costo social, particularmente en términos de la resultante pérdida
de dinamismo de la inversión privada.
CUADRO 6. Pruebas de causalidad de Granger
Ip no es
causada
por Ig
Costa Rica
Guatemala
Honduras
El Salvador
4.1584
1.2864
3.9267
1.2166
Probabilidad
0.0255
0.2991
0.0190
0.3227
Ig no es
causada
por Ip
7.8323
1.1315
1.0365
0.8463
Probabilidad
0.0018
0.3539
0.3922
0.4807
En el entorno de la realidad de los países centroamericanos, en
los que existen grandes deficiencias en capital humano e
infraestructura básica (excepto en Costa Rica), una política apropiada
sería la decidida movilización de recursos públicos, con criterios muy
selectivos, para aumentar la inversión pública y eliminar tales
deficiencias. Esto, como se ha evidenciado por las pruebas de
causalidad, serviría para inducir la inversión privada.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
275
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
276 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La relación de largo plazo
entre el ahorro y la inversión
en la América Latina
El Trimestre Económico
Vol. LXIV (3)
México
Julio- Septiembre de 1997
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Introducción
En un estudio reciente, publicado en El Trimestre Económico, Bellod
Redondo (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 señalar
algunas debilidades del método 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. Bellod Redondo siguió la propuesta de Felsdtein y Horioka
(1980) de que la correlación entre las tasas de ahorro e inversión
pueden servir de indicador de la movilidad de capital. 1 Así, efectuó un
análisis de cointegración entre las series de tasas de ahorro S/Y, y de
tasa de inversión, I/Y, de cada uno de una muestra de 16 países de la
América Latina. Primero, constató que tanto S/Y como I/Y eran
integradas de orden cero, y luego estimó la ecuación:
(I/Y) t = u + B(S/Y)t + E t
Con base en pruebas de estacionariedad del error Et el autor
infirió que no existía cointegración en la mayoría de los países. Pero
hay razones para dudar de sus resultados. Se debe señalar que
resultados similares se encontraron en otros estudios que han
analizado la cointegración entre S/Y e I/Y. Así, Miller (1988) encontró
que en los Estados Unidos estas variables están cointegradas durante
el periodo de tasa de cambio 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
cointegración y estimó la ecuación por el método de Johansen (1988),
sí obtuvo resultados que denotaban la existencia de cointegración.
Este autor concluyó que la ausencia de cointegración 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 Bellod Redondo
como analizamos a continuación.
278 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La relación de largo plazo entre el ahorro y la inversión en la América Latina
I. Otro modelo de cointegración
Otro análisis parte del hecho de que en un año dado la
acumulación de activos se establece por la suma de la inversión
privada Ip, más la inversión pública Ig, la fuga de capital K, el
aumento de reservas ∆R, el aumento de dinero interno ∆M y el
aumento de dinero extranjero ∆M’. 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 L.
Se supone que estas variables interactúan de acuerdo con ecuaciones
de comportamiento y, por tanto, que existe una forma reducida para la
inversión privada, dada por:
Ip = f (Ig, K, ∆R, ∆M, ∆M´, S, F, L)
A fin de estimar esta ecuación se toma en cuenta que los datos
respecto a fuga de capital y acumulación de monedas extranjeras no
están disponibles para la mayoría de los países de la región;
asimismo, los datos 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:
Ip = z (Ig, 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 coeficientes de los
distintos vectores. Los datos de inversión privada y pública se
obtuvieron de la Corporación Financiera Internacional (1994); las
fuentes de los datos de ahorro nacional y dinero son la publicación
Internacional Financial Statistic, 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 orden l, ya
que el estadístico Dickey-Fuller 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 diferencias. El análisis se realizó
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
279
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
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.
II. Resultados de cointegración para El Salvador
Las estimaciones de cointegración se realizaron con un vector
autorregresivo de 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 1.05%. 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);
Los recursos externos 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 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; Schmid Habbel, Serven y
Solimano, 1994).
CUADRO 1. El Salvador: Prueba basada en maximal eigenvalue
Eigenvalue en orden descendiente
0.85987
0.51795
0.40953
0.12018
0.000
Hipótesis
Nula
r = 0
r<=l
r <= 2
r <= 3
r <= 4
Alternativa
Estadístico
Valor crítico (95%)
r=1
r=2
r=3
r=4
r=5
43.2337
16.0537
11.5903
7.4129
2.8168
34.4000
28.1380
22.0020
15.6720
9.2430
CUADRO 2. El Salvador: Prueba de cointegración
basada en el trazo de la matriz estocástica
Hipótesis
Nula
r = 0
r <= 1
r <= 2
r <= 3
r <= 4
280 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Alternativa
r >= 1
r >= 2
r >= 3
r >= 4
r >= 5
Estadístico
81.1074
37.8737
21.8200
10.2297
2.81682
Valor crítico (95%)
76.0690
53.1160
34.9100
19.9640
9.2430
La relación de largo plazo entre el ahorro y la inversión en la América Latina
CUADRO 3. El Salvador: Vector de cointegración
(Valores normalizados en paréntesis)
Variables
Vector de cointegración
(β vector)
SI p
0.40932
(-1.0000)
-0.43091
(1.0528)
0.46049
(-1.1250)
3.3882
(-8.2777)
-0.0782
(0.19109)
-1.3183
(3.2208)
SI g
SS
SM
SF
Intercepto
III. Resultados de cointegración para 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 indican que la inversión pública 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 (Hadjimichael 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 pública. En el
tercer vector la única variable que tiene un signo positivo es el ahorro
nacional.
CUADRO 4. Guatemala: Prueba de cointegración basada
en maximal eigenvalue
Eigenvalue en orden descendiente
0.83248
0.76071
0.64039
0.41309
0.061193
0.0000
Hipótesis
Nula
r=0
r=l
r=2
r=3
r=4
Alternativa
r=1
r =2
r =3
r=4
r=5
Estadístico
Valor crítico (95%)
39.3066
31.4617
22.4999
11.7235
1.3892
34.4000
28.1380
22.0020
15.6720
9.2430
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
281
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
CUADRO 5. Guatemala: Prueba de cointegración basada en el trazo
de la matriz estocástica
Hipótesis
Nula
Alternativa
Estadístico
Valor crítico (95%)
r =0
r <= l
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 normalizados en paréntesis)
Variable
GIp
GIg
GS
GM
GF
Intercepto
Vector 1
Vector 2
Vector 3
1.45558
(-1.0000)
-0.18333
(0.12596)
-1.6215
(1.1141)
-4.5097
(3.0984)
0.68849
(-0.47302)
0.89215
(-0.6129)
-0.88888
(-1.0000)
0.88101
(0.99124)
-0.48621
(-0.54704)
-2.7494
(-3.0933)
-0.036082
(-0.0405)
2.4706
(2.7797)
0.78557
(-1.0000)
0.27378
(-0.34850)
-0.20113
(-0.25603)
2.2390
(-2.8501)
0.00359
(-0.00457)
-2.0198
(2.5711)
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:
∆SI p = C + a1 ∆SI p-1 + a2 ∆SIg-1 + a3 ∆SS -1 +
+ a4 ∆SM -1 + a5 ∆SF -1 + a6 SER -1 + V
en la que C y V denotan respectivamente la constante y el término de
error de la ecuación, y SER 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 vari282 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La relación de largo plazo entre el ahorro y la inversión en la América Latina
ables independientes rezagadas ni el término de error rezagado fueron
significativos, lo que indicó que la inversión privada y pública son
variables exógenas. Los resultados para las otras variables se
presentan en el cuadro 7.
CUADRO 7. El Salvador: Modelo de corrección de erroresa
Variables dependientes
Variables
independientes
C
∆SI p-1
∆S
∆SM
∆SF
-0.0856
(0.86)
-0.0005
(0.08)
-0.0558
(2.00)
-0.5481
(2.14)
5.7604
(2.78)
0.0723
(1.59)
0.4465
(2.38)
0.44
3.16
0.0570
(3.74)
-0.0104
(4.23)
-0.0104
(4.23)
-0.0762
(7.57)
0.81
17.20
0.1523
(0.29)
-5.4708
(2.21)
5.5368
(2.06)
-4.5040
(3.96)
∆SI g-1
∆SS-1
∆SM-1
∆SF-1
SER-1
R2
F
a
2.0887
(3.23)
0.62
6.56
Los estadísticos t se muestran entre paréntesis debajo de los correspondientes coeficientes.
Se destaca en el cuadro 7 que en las ecuaciones para el ahorro
nacional, dinero y recursos externos el término de error rezagado
(SER -1) resultó significativo, lo que indica que cada una de estas
variables es influida por todas las otras variables por medio del
término de error. Además, en la ecuación del ahorro nacional su valor
rezagado resultó negativo y significativo, denotando la existencia de
un proceso de inventario en la acumulación de ahorro. Se puede notar,
además,que 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-Habbel, Webb y
Corsetti (1992) encontraron efectos negativos del dinero en el ahorro
en el caso de países en desarrollo.
Por otra parte, la inversión privada muestra un efecto negativo en
el dinero indicando que, contrario al postulado del Mckinnon-Shaw,
el dinero y el capital físico son sustitutos. El ahorro muestra un efecto
positivo en el dinero de manera que existe una causalidad recíproca
entre estas variables. Se debe notar que la inversión pública ejerce un
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 movilidad internacional del capital, como ha
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
283
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
sido propuesto por Schmidt-Hebbel, Servén y Solimano (1994). Sin
embargo, esta “movilidad” es resultado de la negociación por parte
del sector público de préstamos de fuentes multilaterales y bilaterales
para sustentar los programas de inversión pública. Este es un resultado
que no puede ser determinado por la aplicación del análisis bivariado
de Feldstein y Horiokia (1980) al estudio de la movilidad del capital
en países en desarrollo.
V. Modelo de correción de errores para Guatemala
En el caso de Guatemala los modelos de corrección de errores
fueron estimados usando valores rezagados de los errores del primer y
segundo vectores de cointegración, denotados respectivamente por
GER1 y GER2. En este caso la inversión privada fue exógena como
en El Salvador. Los resultados para las otras variables están en el
cuadro 8. Se puede notar en el cuadro 8 que el coeficiente de GER1
rezagado es significativo en las ecuaciones para el ahorro nacional y
los recursos externos, 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,
CUADRO 8. Guatemala: Modelo de corrección de errores
Variables
independientes
C
∆GI p-1
∆GI g-1
Variables dependientes
∆GS
∆GS
-0.0212
(0.76)
0.4104
(2.02)
-0.0227
(0.87)
0.4539
(2.17)
∆GM
-0.0085
(0.59)
∆GS g-1
∆GF
∆GF
∆GIg
0.0208
(0.11)
4.6191
(2.23)
-1.3681
(1.64)
0.0111
(0.10)
0.0080
(0.17)
0.4247
(2.18)
∆GM g-1
∆GF-1
-0.0616
(1.99)
-0.1921
(1.91)
GER1-1
GER2-1
R2
F
0.31
4.27
0.43
6.82
284 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
-1.7096
(2.80)
0.1418
(2.67)
0.0506
(3.14)
-0.1040
(2.73)
0.45
7.39
0.26
2.03
-1.5582
(2.50)
-1.5935
(2.23)
0.25
3.05
0.2205
(1.82)
0.49
3.92
La relación de largo plazo entre el ahorro y la inversión en la América Latina
indicando que la inversión pública está sujeta a un efecto de
“formación de hábito”
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:
∆SS = -0.1905 + 5.0808 ∆SM -1 -0.3450 ∆SS-1 + 0.6709 (GER2-1)
(2.01) (2.75)
(1.70) (2.61)
(2.96)
R2 = 0.45 F = 4.78
Este resultado indica que la tasa de ahorro en El Salvador es
causada, en parte, por variables macroeconómicas de Guatemala.
VII. 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.
CUADRO 9. Cointegración de la inversión privada con la inversión pública, el dinero, el ahorro
nacional y la entrada de recursos externos, 1970-1994
Variables
Ip
Ig
M
S
F
Argentina
-1.0000
1.7507
-0.0079
-0.4551
1.6001
Colombia
-1.0000
2.861
0.0013
0.3161
0.3825
Ecuador
-1.0000
2.0029
0.0570
0.1026
-0.9008
México
-1.0000
0.3026
-0.0725
-0.1017
1.3715
Paraguay
-1.0000
1.8063
0.2144
0.2633
-0.8502
Uruguay
-1.0000
0.6123
0.0139
0.3156
-0.0016
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
285
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
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
Latina, como se 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
286 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
La relación de largo plazo entre el ahorro y la inversión en la América Latina
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Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
287
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
288 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Décadas perdidas
Oportunidades para el presente1
eca
Estudios Centroamericanos
Nov.- Dic., 1998
1
El autor de este comentario es
funcionario del Banco Interamericano
de Desarrollo. Los puntos de vista
expuestos son personales. Este trabajo
se basa en el documento “Convergence
in Central America”, preparado por el
autor y el doctor Oscar Armando NúñezSandoval, el cual se presentó en la
reunión anual de la Internacional Trade
and Finance Association, Atlantic City,
New Jersey, el 28 de mayo de 1998.
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Comentarios
La década de los años ochenta se conoce en América Latina y el
Caribe como la “década perdida”, a raíz de la crisis de la deuda
externa. De hecho, hasta 1998 sólo nueve países habían recuperado el
ingreso per cápita registrado en 1980.
Sin embargo, la evolución económica de Centroamérica, a
excepción de Costa Rica, denota una secuencia de oportunidades no
aprovechadas y de esfuerzos no emprendidos en campos
fundamentales, que permiten pensar que, en efecto, la subregión ha
pasado por una serie de décadas perdidas. Basta analizar la
trayectoria del ingreso per cápita relativo de cada país durante el
período de 1920-1984, usando los datos preparados por el distinguido
economista británico Victor Bulmer Thomas2, para observar el
deterioro relativo del mayor parte de los países de la subregión.
GRÁFICO 1. Ingreso per cápita relativo
0.8
0.2
0.1
0.6
0.0
0.4
-0.1
0.2
-0.2
0.0
20
25
30
35
40
45
50
55
60
65
70
75
-0.3
20
80
25
30
35
40
Co sta Ric a
45
50
55
60
65
70
75
80
65
70
75
80
El Salv ad or
0.6
0.4
0.5
0.2
0.4
0.0
0.3
0.2
-0.2
0.1
-0.4
0.0
-0.1
20
25
30
35
40
45
50
55
60
65
70
75
-0.5
20
80
25
30
35
G uate m ala
0.0
-0.1
-0.2
-0.3
-0.4
-0.5
20
45
50
55
Ho nd uras
0.1
2
Véase, Víctor Bulmer-Thomas, La
Economía Política de Centroamérica
desde 1920, Tegucigalpa, Banco
Centroamericano de Integración
Económica. 1989.
40
25
30
290 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
35
40
45
50
55
Nicaragua
60
65
70
75
80
60
Décadas perdidas oportunidades para el presente
La Gráfica 1 muestra el ingreso per cápita relativo de cada país
centroamericano, definido como el logaritmo del ingreso per cápita de
un país en relación con el ingreso per cápita promedio de los cinco
países. Cuando este indicador es mayor que cero, se deduce que el
ingreso del país es mayor que el promedio subregional, y cuando el
ingreso relativo aumenta significa que el país respectivo está desarrollándose más rápidamente que el promedio. Por el contrario, una
tendencia declinante de este indicador denota que el país está perdiendo terreno en relación con el promedio subregional.
En la Gráfica 1 se puede observar que el ingreso per cápita de
Costa Rica siempre ha superado al promedio centroamericano, y que
su trayectoria es mucho menos accidentada que la de los otros países.
En los años cincuenta, cuando comenzó el programa centroamericano
de integración económica, el ingreso relativo de Costa Rica tuvo una
trayectoria ascendente y sostenida hasta el final del período. Por su
parte, Honduras tenía, en 1920, un ingreso per cápita superior al
promedio de la región, pero a partir de los años treinta comenzó una
tendencia a la baja que persistió en el período restante. En los años
veinte y treinta, Guatemala tenía un ingreso per cápita superior al
promedio subregional, pero empezó a perder terreno en los años
cincuenta, sin poder recuperarlo al final del período. Nicaragua, por
su parte, mostró la trayectoria más accidentada, y sobresalió una caída
muy marcada en los años cuarenta. Este país recuperó su posición
relativa y mantuvo su ingreso per cápita por arriba del promedio
desde 1965 a 1976. Pero a partir de este último año empezó a
rezagarse y experimentó una caída muy marcada a finales de esa
década. En 1920, El Salvador tenía el ingreso per cápita más bajo de
Centroamérica. No fue si no hasta finales de los años cuarenta que
alcanzó un ingreso per cápita por encima del promedio. Sin embargo,
no pudo mantener dicha posición y su ingreso relativo empezó a
declinar en forma continua desde mediados de la década de los
sesenta.
La disparidad en el desarrollo centroamericano también se
evidencia en la Gráfica 2, que muestra la dispersión anual del
logaritmo del ingreso per cápita de los cinco países. Se puede
observar el marcado aumento que ocurre en los años treinta y
GRÁFICA 2.
Dispersión anual del logaritmo del PIB per cápita
0.5
0.4
0.3
0.2
0.1
20
25
30
35
40
45
50
55
60
70
75
80
85
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
291
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
3
Los datos de dispersión en otras
latitudes se obtuvieron de Sala-iMartin, Xavier, “Regional Cohesión:
Evidence and Theories of Regional
Growth and Convergence, Economic
Growth Center”, Yale University,
octubre, 1994.
4
Véase, entre otros, Mankiw,
Gregory D.; Romer, David y Weil,
David, “A Contribution to the
Empirics of Economic Growth”,
Quarterly Journal of Economics, Vol.
107, 1992, pp. 407-437.
cuarenta. Además, se observa con claridad que, a partir de los años
cincuenta, la dispersión aumentó en forma sostenida de tal manera
que al final del período ésta era dos veces mayor que a su inicio. Al
comparar la dispersión del ingreso entre los países centroamericanos
con la de otras regiones, se infiere que desde 1920 a 1950 las
disparidades en la subregión eran de la misma magnitud que las
existentes entre los estados de Estados Unidos, pero en 1984 era tres
veces mayor. Además, en ese año la dispersión en Centroamérica era
dos veces mayor que la existente en las provincias de Italia y España,
aunque sólo era de 40 por ciento de la disparidad existente en el
“mundo”, entendido como una muestra de 108 países3.
Victor Bulmer-Thomas ha ofrecido una explicación sobre la
evolución del desarrollo relativo de los países centroamericanos. Este
autor apunta que, ante la crisis de los años treinta, Costa Rica, El
Salvador y Nicaragua llevaron a cabo políticas “activas” para
enfrentar la crisis. Estos países devaluaron sus monedas, lo cual
estimuló las exportaciones. Además, suspendieron el servicio de su
deuda externa y el ahorro que obtuvieron lo destinaron a proyectos de
infraestructura, particularmente carreteras. Honduras, en cambio,
adoptó una política “pasiva” y desde entonces su declinación ha sido
continua, como se observa en la Gráfica 1. La infraestructura física
construida en esa época permitió a algunos países aprovechar el auge
de los precios del café en los años cuarenta y principios de los
cincuenta. Esto explica el aumento del ingreso relativo de El Salvador. Sin embargo, El Salvador no mantuvo esa posición y, por el
contrario, entró en un período sostenido de reducción de su ingreso
relativo en los años sesenta. Resulta irónico que durante el período en
que se calificaba a El Salvador como el “Japón de Centroamérica”,
era cuando estaba iniciando una trayectoria descendente que, en 1984,
no se había podido revertir.
La explicación de la creciente disparidad en la subregión a partir
de los años cincuenta podría encontrarse en el hecho de que desde los
cincuenta, Costa Rica ha impulsado, como su primera prioridad, el
desarrollo de su capital humano, de manera que alcanzó niveles de
educación y salud mucho más elevados que los del resto de la región.
El Salvador, que no tenía un rezago muy pronunciado en 1960, se fue
quedando atrás en materia de educación. En efecto, en el Cuadro 1 se
observa que El Salvador y Guatemala tenían, en 1980, niveles de
matrícula en el nivel escolar secundario del mismo orden de magnitud
del que Costa Rica había alcanzado dos décadas antes; para 1995,
Guatemala, El Salvador y Honduras tenían tasas de matrícula muy
inferiores a las que Costa Rica tenía en 1980. Las crecientes
disparidades en materia de capital humano fueron dando lugar a las
disparidades en el ingreso per cápita que se evidencian en la
Gráfica 1.
El argumento de que las diferencias en la evolución económica
de los países de la subregión se explican por el diferente apoyo
otorgado al recurso humano, descansa en varios estudios recientes que
han concluido que la inversión en capital humano es tan importante
para impulsar el crecimiento económico como la inversión física4. En
este contexto es de particular relevancia el estudio que informa que si
el nivel promedio de educación de la mano de obra en El Salvador
292 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Décadas perdidas oportunidades para el presente
CUADRO 1. Tasas de matrícula a nivel de secundaria
(En porcentajes)
5
Véase, Banco Interamericano
de Desarrollo, Latin America After
a Decade of Reforms, 1997, p. 60.
6
En cuanto a la función
determinante de los recursos
humanos en la atracción de
inversión extranjera, véase
Braunerhjelom, Pontus y Svensson,
Roger, “Host Country Characteristics and Agglomeration in Foreign
Investment”, Applied Economics,
Vol. 23, 1996. Respecto a la
función de la educación en la
determinación de la capacidad de
exportación, véase el trabajo de
Londoño, Juan Luis; Szekely,
Miguel y Spillimbergo, Antonio,
“Comercio, Recursos y
Desigualdad en América Latina”,
Banco Interamericano de
Desarrollo, OCE, agosto, 1997.
Estos autores concluyen que: “el
magro aumento de capital y la
educación por trabajador logrado
por los países latinoamericanos en
los ochenta y noventa representa,
en realidad, al compararlo con el
resto de los países del mundo, un
enorme atraso relativo... El
progreso futuro en materia
distributiva y de intercambio
comercial declive dependerá, sobre
todo, de la incorporación del
progreso tecnológico que permita
una aceleración sustancial de la
acumulación de capital físico y
humano. El haber marchado tan
lento en tal dirección en las últimas
décadas, ha sido muy costoso para
la región en términos de equidad y
de intercambio con el resto del
mundo. En el nuevo siglo, no sólo
corresponde acelerar la
acumulación de capitales, sino
hacerlo más rápido que el resto del
mundo”, p.25.
7
Véase, entre otros. Willianson,
Jeffrey G., “Globalization,
Convergence, and History”, The
Journal of Economic History. Vol.
70, junio, 1996.
8
Véase, Easterlin, Richard,
“Why Isn’t the Whole World
Developed”, The Journal of
Economic History, Vol.41,1981.
Países
Guatemala
El Salvador
Honduras
Nicaragua
Costa Rica
1960
1970
1980
1990
1995
7
13
8
7
21
8
22
14
18
28
18
24
30
42
46
24
26
30
43
42
25
32
32
47
50
Fuente: Banco Mundial, Informe del Desarrollo Mundial, varios números.
aumentara en un grado sobre la tendencia actual, su potencial de
crecimiento económico anual aumentaría 1.4 por ciento por encima
del potencial actual del 4.8 por ciento, de manera que su tasa
potencial alcanzaría el 6.2 por ciento5. Este efecto de incremento no
es despreciable, en vista de las tendencias al estancamiento que han
experimentado las economías centroamericanas, y de América Latina
en general, en la presente década.
Asimismo, estudios recientes han encontrado que el nivel de
destrezas del capital humano también es un factor determinante en la
captación de inversión extranjera y de la capacidad de exportación6.
De hecho, Costa Rica, el país con mejores niveles de educación,
recibe mayores montos de inversión extranjera, como se muestra en el
Cuadro 2. Esto indica que sin un esfuerzo masivo en materia de
capital humano, la “globalización” y la “liberalización” no tendrían
mayor sentido. La educación explica también, de acuerdo con
estudios recientes7, el acelerado desarrollo socioeconómico de los
países de la OCED (los ahora llamados desarrollados) a partir de
1850. Se debe enfatizar que los esfuerzos de educación llevados a
cabo en estos países tuvieron un carácter de urgencia, de tal manera
que la educación “tomó un lugar, junto al Estado, la familia y la
iglesia, como una de las instituciones más poderosas de la sociedad”8.
Los párrafos anteriores señalaron que las ventajas que El Salvador tuvo a raíz de su infraestructura física y de los precios favorables
del café, se fueron disipando continuamente desde los años sesenta, en
forma paralela a su atraso relativo en materia de capital humano.
CUADRO 2. Entradas netas de inversión extranjera directa
(En millones de dólares corrientes)
Países
Costa Rica
El Salvador
Guatemala
Honduras
Nicaragua
Panamá
Total
1990
163
2
48
44
...
132
389
1991
1992
1993
178
25
91
52
1
41
388
226
15
94
48
15
139
537
247
16
143
27
39
156
628
1994
1995
1996
298
23
65
35
40
354
815
396
38
75
50
70
179
808
397
25
77
75
85
238
897
Fuente: CEPAL, “Notas sobre la Economía y el Desarrollo”, No. 615, mayo, 1998.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
293
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
9
Psacharopoulos et. al. presentan
evidencia de que la equidad en la
distribución del ingreso depende del
grado de educación alcanzado por la
población. A la vez, Alesina y Perotti
proporcionan evidencia de que si el
porcentaje del ingreso nacional
recibido por la clase media aumentara
en una desviación estándar, la
inestabilidad social disminuiría en una
cuarta parte de su desviación estándar,
lo cual, a la vez, incrementaría la tasa
de inversión en un 1 por ciento.
Véase, Pscharopoulos, George, et. al.,
“Poverty and Income Inequality in
Latin America During the I980’s”,
Review of Income and Wealth,Vol.
41, No. 3, septiembre, 1995. Alesina,
Alberto y Perotti, Roberto, “The
Political Economy of Growth: A
Critical Survey of the Recent
Literature and Some New Results,
Harvard University”, 1992.
10
Se ha informado que, en América
Latina, la probabilidad de que un
individuo se encuentre en el grupo 20
por ciento más pobre de la población
es del 56 por ciento, si el individuo no
tiene educación primaria; la
probabilidad se reduce al 27 por
ciento si ha terminado la educación
primaria, y llega hasta el 9 y 4 por
ciento, respectivamente, si ha
terminado los niveles secundario y
terciario.
11
Véase, Azam, Jean-Paul;
Berthelemy, Jean Claude y Calipel,
Stephane, “Risque Politique et
Croissance en Afrique”, Revue
Economique, Vol. 47, No. 3, mayo,
1996.
12
Véase, Romano, Luis Ernesto,
“Los Costos de la Violencia en El
Salvador”, Estudios
Centroamericanos (ECA), Año 52,
octubre, 1997.
De ahí la urgencia de dinamizar el crecimiento y mantener un
desarrollo sostenido que conduzca a erradicar la pobreza. Para
alcanzar este objetivo, el diseño e implementación de una estrategia,
cuyo soporte principal sea el desarrollo de capital humano, es de
particular importancia y urgencia dado que, además de la evidencia
histórica, existe abundante evidencia de estudios cuantitativos sobre
los beneficios de una estrategia de esta naturaleza: la educación
conduce a aumentar la tasa de ahorro interno, a fomentar la equidad
en la distribución del ingreso, a disminuir la conflictividad social y a
incrementar la inversión privada9. Se ha encontrado evidencia,
además, de que en América Latina la falta de educación es una de las
principales causas de la pobreza10. Asimismo se debe señalar que un
estudio reciente, efectuado en 23 países en vías de desarrollo,
encontró que la probabilidad de la manifestación de la violencia
disminuye al aumentar el gasto público en salud y educación, y que la
reducción de la violencia en un 10 por ciento incrementa la tasa de
crecimiento económico en un 1.6 por ciento11. Esto implica que el
gasto público adicional destinado a fomentar el capital humano sería
compensado por las reducciones en los costos generados por la
violencia que, según cálculos recientes, en El Salvador alcanzan un 13
por ciento del Producto Interno Bruto, porcentaje superior al que se
destina para la educación en cualquier país de América Latina 12.
El Salvador logró importantes avances en materia de educación
en los años noventa, como se puede observar en el Cuadro 1. Pero
todavía es mucho lo que hay que hacer y con ahínco, a sabiendas de
que se trata del futuro del país. Países como Costa Rica, que están
más avanzados en educación, no descansan en sus esfuerzos por
desarrollar más su capital humano. En la actualidad, este país está
impulsando una reforma constitucional que establezca que el gasto
público en educación sea de, por lo menos, el 6 por ciento del
Producto Interno Bruto. Asimismo, ha decretado la obligatoriedad de
la enseñanza preescolar y la introducción de la enseñanza de un
idioma extranjero y de la informática en la escuela primaria. ¿Se
puede hacer esto en El Salvador? Es clara la urgencia de emprender
grandes esfuerzos de carácter inmediato para impulsar la educación y
la salud, y de esa forma crear la plataforma para un desarrollo socioeconómico más compartido y humano, que sustente y garantice la
cohesión, la paz y el bienestar de la sociedad salvadoreña.
Luis René Cáceres
294 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Crecimiento económico
y divergencia
en la América Latina
El Trimestre Económico
Vol. LXVI (4), Núm. 264
México, Octubre-Diciembre de 1999
Luis René Cáceres
y Oscar Núñez Sandoval*
* Los autores son funcionarios,
respectivamente, del Banco
Interamericano de Desarrollo y del
Banco Mundial. Los puntos de vista
expuestos en este trabajo son de la
exclusiva responsabilidad de los
autores. Los autores agradecen a
Florencio Ballestero y Tatsuji
Hayakawa sus valiosos comentarios.
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Introducción
1
Una revisión de esta bibliografía
se encuentra en De la Fuente (1997) y
en Sala-i-Martin (1994,1996).
2
Véase entre otros a Quah (1996).
Una revisión de los diferentes
problemas que pueden resultar de
estimar la ecuación de convergencia de
Barro se encuentra en Lee, Pesaran y
Smith (1997, 1998) y Galli (1997).
3
El estudio de la convergencia económica ha recibido considerable
atención en años recientes. Este campo de investigación descansa, en
su forma más elemental, en la estimación de una ecuación de corte
transversal expresando la tasa de crecimiento del ingreso per capita en
función del nivel inicial del ingreso per capita. Si el coeficiente de
esta última variable resulta ser negativo, se infiere que las economías
experimentan convergencia absoluta. Cuando variables adicionales
son introducidas en la ecuación para tomar en cuenta las diferentes
características económicas de los países en la muestra, el signo
negativo del coeficiente del ingreso inicial indica la existencia de
convergencia condicional. En ambos casos, un coeficiente negativo
implicaría que los países más pobres tienen tasas de crecimiento del
ingreso per capita más altas que las de los países ricos, de manera que
en el largo plazo se obtiene una convergencia del ingreso per capita.
Este resultado apoyaría la hipótesis de rendimientos decrecientes del
modelo neoclásico de crecimiento económico. Así, las pruebas de los
modelos de convergencia son en realidad maneras de probar la validez
de las teorías del crecimiento económico.1 Otro enfoque del estudio
de convergencia es el cálculo de la desviación estándar del ingreso
per capita de una muestra transversal de economías. Una dispersión
decreciente indica que las economías están convergiendo. Se puede
demostrar que la convergencia absoluta es una condición necesaria
pero no suficiente para la existencia de una dispersión decreciente.2
Las investigaciones recientes han puesto de manifiesto las
dificultades con las estimaciones de los modelos de convergencia
absoluta y condicional. Quah (1992) señala que la convergencia
absoluta depende del supuesto de que cada país tenga un sendero de
crecimiento estable, lo cual no es apoyado por los datos que muestran
gran inestabilidad en las tasas de crecimiento. Easterly, Kremer,
Pritchett y Summers (1993) afirman que las tasas de crecimiento no
son persistentes y responden principalmente a choques aleatorios, de
manera que la trayectoria del ingreso per capita puede ser
determinada por la “suerte” del país de que se trate, que resulta de la
pauta de choques exógenos que ha experimentado en el pasado. De
modo similar, en una muestra de países desarrollados y en desarrollo,
Pritchett (1998) encontró que la principal característica es la falta de
persistencia en las tasas de crecimiento y que este fenómeno genera
sesgos de estimación originados en la omisión de variables y en la
incorrecta especificación. Quah (1995) también ha demostrado que las
pruebas de convergencia están sujetas a la falacia de Galtón de
regresión al valor promedio.
Por su parte, Evans y Karras (1996) demuestran que la estimación
de ecuaciones de convergencia conduce a conclusiones inválidas, al
menos que todas las economías de la muestra tengan estructuras
dinámicas autoregresivas. Quah (1996) y Quah y Leung (1996) han
demostrado que el célebre resultado de una tasa de convergencia
cercana a 2% encontrado en los estudios empíricos de convergencia
absoluta y condicional es sencillamente el resultado de la presencia de
raíces unitarias en las series de datos.3
296 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Crecimiento económico y divergencia en la América Latina
Dados estos resultados, varios investigadores han recurrido a
otros enfoques analíticos. Así, Bernard y Durlauf (1995) usaron
técnicas de cointegración; Carlino y Mills (1993) recurrieron a una
metodología basada en la persistencia de los choques a las series de
ingreso per cápita, e Islam (1995) efectúo estimaciones de datos de
panel. Asimismo, las dificultades encontradas en la estimación de
modelos de convergencia absoluta y condicional dieron lugar al
concepto de convergencia estocástica, el cual está relacionado con la
ausencia de una raíz unitaria en la serie temporal del ingreso per
capital.4 Tal como lo plantean Evans y Karras (1993), si Y es el
logaritmo del ingreso per capita de las economías í y k en tiempo t,
las economías convergen si la serie Yit- Ykt es estacionaria. Si y
representa el logaritmo del valor promedio del ingreso per capita de
un grupo de países, la convergencia estocástica de la economía i se
infiere estimando la ecuación siguiente y efectuando pruebas de
estacionalidad:
n
∆(Yit- yt) = α + h (Yit-1- y t-1) + Σ zi∆ (Yit-j -y t-j)+eit
(1)
i=1
Se acepta la existencia de convergencia si el coeficiente h es negativo
y significativo.
Este trabajo investiga la existencia de convergencia en 17 países
latinoamericanos durante el periodo 1950-1990.5 Por las razones
mencionadas anteriormente, no se emplearon los enfoques de
convergencia absoluta y condicional. El trabajo presenta, primero, un
análisis de la dispersión del ingreso per capita. Esto es seguido de un
estudio de la evolución del ingreso relativo de los países de la región,
y por la estimación de ecuaciones que permiten detectar la presencia
de convergencia estocástica. El tema de la persistencia de tasas de
crecimiento es analizado a continuación y el trabajo termina con una
serie de conclusiones.
I. Los datos
4
Respecto a las metodologías
de estimación de la convergencia
estocástica, véase Galli (1997) y
Oxley y Greasley (1995).
5
Véase ejemplos de estudios de
convergencia en la América Latina
en Rincón Piedrahita (1998). El
caso de Centroamérica se analiza
en Cáceres y Núñez (1998).
Todos los datos de ingreso per cápita fueron tomados de las “Penn
World Tables” de Summers y Heston (1991). El cuadro 1 presenta los
países incluidos en el estudio, sus valores del ingreso per cápita en el
año inicial, así como la tasa anual promedio de crecimiento del
ingreso per cápita en el periodo.
Se puede apreciar que Venezuela y Uruguay, los países que
tenían en 1950 los valores más altos de ingreso per capita,
experimentaron las tasas de crecimiento más bajas. Sin embargo, los
países centroamericanos, con la excepción de Costa Rica, cuyos
valores de ingreso per cápita se encontraban entre los más bajos de la
región al principio del periodo, también experimentaron bajas tasas de
crecimiento. Así, estos resultados no ofrecen conclusiones respecto a
la convergencia absoluta.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
297
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
CUADRO 1. PIB per cápita y tasa de crecimiento anual
1950, PIB per cápita
(dólares, 1985 = 100)
Argentina
Bolivia
Brasil
Chile
Colombia
Costa Rica
Ecuador
El Salvador
Guatemala
Honduras
México
Nicaragua
Panamá
Paraguay
Perú
Uruguay
Venezuela
4056
1242
1317
2481
1500
1442
1246
1207
1525
968
2193
1168
1369
1282
1503
3512
4763
Tasa de crecimiento anual del PIB
per cápita (porcentaje) 1950-1992
1.00
1.30
3.20
1.10
2.10
2.00
2.50
1.00
1.10
1.10
2.70
0.40
2.50
1.90
1.20
0.50
0.40
Fuente: Summers y Heston (1991).
II. Dispersión del ingreso per cápita
La gráfica 1 presenta la desviación estándar del logaritmo del ingreso
per capita de la muestra de países. El aumento de la dispersión de
1953 a 1957 se puede relacionar con el deterioro diferenciado en los
términos de intercambio que ocurrieron en ese periodo. A partir de
ese año se nota una tendencia a la convergencia que continúa hasta
1978. En 1990 el valor de la dispersión era de la misma magnitud a la
que prevaleció a principio de los años cincuenta, pero inferior al valor
pico de 1957. El valor de 1990 es tres veces el prevaleciente ese año
entre los estados de los Estados Unidos, el doble de las regiones de
España e Italia y cuatro veces más grande que la dispersión entre las
prefecturas de Japón.6
GRÁFICA 1. Desviación estándar anual del log PIB per cápita
(1950-1990)
6
Una reseña de la dispersión del
ingreso en diferentes regiones se
presenta en Cáceres y Núñez (1998) y
Sala-i-Martin (1994).
298 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Crecimiento económico y divergencia en la América Latina
Las gráficas 2, 3, y 4 presentan las dispersiones en los ingresos
per capita en las subregiones Andina, Mercosur y de Centroamérica,
respectivamente. Se puede observar que la dispersión decrece en los
Andes de 1957 a 1987, para comenzar a aumentar a partir de ese
último año, alcanzando el valor de 0.54 en 1990, valor todavía
inferior al 0.57 mostrado al inicio del periodo. La dispersión
decreciente fue causada por el rápido crecimiento de Colombia en los
años sesenta y setenta, de Perú, Ecuador y Bolivia en los sesenta y por
que Venezuela, el país con el ingreso per capita más alto al comienzo
del periodo, experimentó tasas de crecimiento muy bajas en los años
setenta y ochenta. La dispersión en el MERCOSUR mostró una
marcada tendencia decreciente de 1952 a 1982, reduciéndose a la
mitad. Esta tendencia fue determinada por el rápido crecimiento de
Brasil en los años cincuenta, sesenta y setenta, de Paraguay en los
años sesenta y setenta, y por las bajas tasas de crecimiento de Argentina y Uruguay, los países con los ingresos más altos en 1950. Este
resultado, así como el encontrado en la subregión Andina, es
congruente con el de Ben-David (1998) en una muestra de 115
economías, que indicaban que la convergencia entre países más
desarrollados radica en “alcanzar al más rico” (catching-up).
GRÁFICA 2. Grupo Andino: Desviación estándar
anual del log PIB per cápita (1950-1990)
GRÁFICA 3. Mercosur: Desviación estándar anual del log PIB per cápita
(1950-1990)
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
299
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
GRÁFICA 4. Centroamérica: Desviación estándar
anual del log PIB per cápita (1950-1990)
0.6
0.5
0.4
0.3
0.2
1
5
9
13
17
21
25
29
23
37
41
En el caso de los países centroamericanos se nota una tendencia
creciente de la dispersión, a tal grado que ésta se duplica en el
periodo. Esto se explica por el hecho de que Costa Rica, el país con el
ingreso inicial más alto, experimentó tasas de crecimiento muy
dinámicas durante los tres primeros decenios y por el colapso de las
economías de El Salvador y Nicaragua en los años ochenta. Cuatro de
los países de Centroamérica, que se encuentran entre los más pobres
del continente, se quedaron todavía aun más atrás con respecto a
Costa Rica, aumentando de esa manera la dispersión, lo que no es
congruente con otro resultado de Ben-David (1998) de que los siete
países menos pobres de entre los 14 más pobres mostraron tasas
negativas de crecimiento, conduciendo así a la convergencia dentro
del “Club de los más pobres”. Se puede apreciar que la dispersión
para toda la región (gráfica 1) refleja las del Mercosur y los Andes,
pero no refleja lo que estaba pasando en Centroamérica.
III. Ingresos relativos
Las pautas de divergencia o convergencia del ingreso per capita
durante el periodo 1950-1990 se aprecian en la gráfica 5. Esta gráfica
presenta el logaritmo de la proporción del ingreso per capita del país
respectivo entre el ingreso per capita promedio de toda la región. Se
detectan algunos países cuyos ingresos per capita han mantenido una
trayectoria sostenida. Estos son Brasil y Colombia que empiezan en
1967, Costa Rica a partir de mediados de los años cincuenta, y
Panamá y Paraguay a principios de los setenta. A la inversa, hay otros
países como Guatemala, El Salvador, Honduras, Nicaragua, Uruguay,
Venezuela y Argentina que muestran tendencias decrecientes durante
todo, o la mayor parte, del periodo. Se observa que tanto países ricos
como pobres muestran tendencias decrecientes durante el periodo.
300 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Crecimiento económico y divergencia en la América Latina
GRÁFICA 5. Trayectoria del ingreso per cápita relativo.
(1950-1990)
Estos resultados no pueden ser interpretados en apoyo de la
hipótesis de convergencia. Los países que muestran aumentos en sus
ingresos relativos son los que explicaban la dispersión decreciente en
sus respectivos grupos subregionales, con excepción de Costa Rica,
cuyo rápido crecimiento sirvió de explicación a la creciente
dispersión en Centroamérica.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
301
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
GRÁFICA 5. (conclusión)
302 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Crecimiento económico y divergencia en la América Latina
IV. Convergencia Estocástica
A fin de efectuar pruebas de la existencia de convergencia estocástica,
la ecuación l fue estimada para el ingreso relativo de cada país. La
prueba ADF fue efectuada para detectar la presencia de raíces
unitarias, con y sin una tendencia temporal. El cuadro 2 presenta los
resultados para el caso sin tendencia temporal y los rezagos se basan
en el criterio de Akaíke. La hipótesis nula de una raíz unitaria no
puede ser rechazada en ningún país, excepto Guatemala al nivel de
10%. Por tanto, no se puede aceptar la existencia de convergencia
estocástica.
CUADRO 2. Prueba de raíces unitarias. Log ingreso per cápita
relativo, 1950-1990
ADF
Argentina
Bolivia
Brasil
Chile
Colombia
Costa Rica
Ecuador
El Salvador
Guatemala
Honduras
México
Nicaragua
Panamá
Paraguay
Perú
Uruguay
Venezuela
0.31
-2.03
-0.46
-1.89
1.26
-2.33
-0.64
-1.84
-2.61*
-1.81
-0.28
0.04
-1.33
-1.41
-1.34
-2.54
-0.10
Rezago
2
3
5
1
0
0
0
1
0
4
2
0
0
6
2
6
0
* Significativo al nivel de 10 por ciento.
El cuadro 3 presenta los resultados con tendencia temporal, los
cuales no difieren del caso previo. El único caso de convergencia
estocástica al nivel de 1% lo presenta México, mientras que en
Argentina y El Salvador se puede aceptar al nivel de 10%. Las
pruebas ADF indican la presencia de raíces unitarias, lo que a la vez
implica que los ingresos relativos tienen trayectorias explosivas. Se
debe señalar que las pruebas de convergencia estocástica efectuadas
en otros estudios dan lugar a resultados conflictivos. Neven y
Gouyette (1995) encontraron que en los países de la Unión Europea
en el periodo 1975-1990 los ingresos relativos eran estacionarios, lo
cual interpretaron como evidencia de que las disparidades económicas
no estaban aumentando. Evans y Karras (1993) no encontraron
evidencia de convergencia en una muestra de 53 países, excepto
cuando la muestra se confinaba a los 17 países más ricos, mientras
que (Evans y Karras, 1996) sí encontraron evidencia en los 48 estados
contiguos de los Estados Unidos. Sin embargo, Carlino y Mills (1993)
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
303
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
concluyeron que existían raíces unitarias en las series temporales del
ingreso de 5 de las 8 regiones de ese país. Un análisis posterior de los
ingresos de los estados de ese país por Loewy y Papell (1996), en el
que se introdujeron puntos endógenos de quiebre de las series
temporales, encontró convergencia en 7 regiones. En el caso de los
países de la Unión Europea Galli (1997) no encontró evidencia de
convergencia, resultado similar al obtenido por McGuiness y Sheehan
(1998) para las regiones de la Gran Bretaña, mientras que Oxley y
Greasley (1995) sí encontraron convergencia entre los ingresos de
Australia y la Gran Bretaña.
CUADRO 3. Prueba de raíces unitarias. Log ingreso per cápita relativo,
1950-1990, con tendencia temporal
ADF
Argentina
Bolivia
Brasil
Chile
Colombia
Costa Rica
Ecuador
El Salvador
Guatemala
Honduras
México
Nicaragua
Panamá
Paraguay
Perú
Uruguay
Venezuela
3.57*
1.97
3.13
1.91
0.52
2.57
1.70
3.52*
3.20
0.33
4.54**
1.66
2.22
3.02
1.61
0.05
2.93
Rezago
0
3
3
1
0
5
0
1
1
4
2
0
0
4
2
4
0
* Significativo al nivel de 5 por ciento.
** Significativo al nivel de 1 por ciento.
V. Persitencia de las tasas de crecimiento
La persistencia de las tasas de crecimiento se observa en el cuadro 4,
que presenta los coeficientes de correlación entre las tasas de
crecimiento de cada país a lo largo de cuatro decenios. Estos
coeficientes son muy bajos en casi todos los decenios y países,
indicando que las tasas de crecimiento no son sostenibles. Las
excepciones son las altas correlaciones de Perú y El Salvador entre los
años cincuenta y sesenta y entre los sesenta y setenta, así como las de
Bolivia y Venezuela entre los años setenta y ochenta. Se puede notar,
asimismo, correlaciones negativas que indican fenómenos de
reversión de tasas de crecimiento, que fueron muy notorias entre los
setenta y ochenta en Perú, Ecuador, Costa Rica y Guatemala.
El cuadro 4 presenta también los coeficientes de correlación entre
las tasas de crecimiento de cada país y la tasa de interés de los
304 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Crecimiento económico y divergencia en la América Latina
pagarés del Tesoro de los Estados Unidos para el periodo 1951-1990.
Las correlaciones más altas corresponden a los países
centroamericanos y a Venezuela; de hecho, las más altas corresponden
a El Salvador y Venezuela, con -0.61 y -0.54, respectivamente. Pero la
mayoría de los coeficientes de correlación son bajos, por lo que no se
puede inferir que las repercusiones de la economía internacional sean
la causa de la falta de persistencia en las tasas de crecimiento del
producto. También se computaron tasas promedio de crecimiento por
decenio para cada país y se estimaron ecuaciones de corte transversal,
expresando la tasa de crecimiento promedio de cada país en función
de las correspondientes tasas experimentadas en el decenio
precedente. Los coeficientes de determinación obtenidos fueron los
siguientes: los años sesenta en función de los cincuenta: 0.05; setenta
por los sesenta: 0.00; ochenta por los setenta: 0.32. El mayor
coeficiente de la última ecuación puede explicarse por el hecho de que
en varios países el estancamiento de los años ochenta había
comenzado en la segunda mitad del decenio anterior.
CUADRO 4. Coeficientes de correlación entre las tasas de crecimiento del
PIB per cápita, 1950-1980, y la tasa de interés de los Estados Unidos
Argentina
Bolivia
Brasil
Chile
Colombia
Costa Rica
Ecuador
El Salvador
Guatemala
Honduras
México
Panamá
Paraguay
Perú
Uruguay
Venezuela
Años cincuenta
Años sesenta
Años setenta
Correlación tasa
con sesenta
con setenta
con ochenta
de interés, Estados Unidos
0.37
0.21
0.12
-0.47
0.13
0.31
-0.17
0.62
0.24
-0.22
0.16
0.05
-0.23
0.59
-0.06
-0.13
0.22
-0.56
-0.38
-0.20
0.35
-0.65
0.47
0.54
0.19
0.04
-0.06
-0.09
0.14
0.56
0.27
-0.32
0.04
0.42
0.22
0.29
0.12
-0.40
-0.59
-0.07
-0.51
0.29
0.39
-0.10
0.19
-0.68
0.11
0.66
-0.23
-0.08
-0.25
-0.07
-0.17
-0.53
-0.08
-0.61
-0.33
-0.24
-0.007
0.15
-0.05
-0.26
-0.08
-0.54
Conclusiones
7
Paci (1997) encontró una
dispersión creciente en el ingreso
per capita entre las regiones de
Europa durante los años ochenta.
El análisis de dispersión indica que hasta 1979 existía en la América
Latina una tendencia decreciente de la dispersión del ingreso per
capita, pero que a partir de ese año las economías tienden a divergir,
lo cual es un fenómeno que también ha sido notado en otras regiones.7
Al examinar la trayectoria de la dispersión por subregiones, se observa
que el Grupo Andino y MERCOSUR presentaron tendencias
decrecientes, lo contrario de Centroamérica en donde aumentaron. Las
razones para estos resultados pueden encontrarse, en los dos primeros
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
305
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
8
Debe señalarse que los países de
Asia, donde podrían esperarse
rendimientos decrecientes debido a
las altas tasas de inversión, presentan
durante el periodo 1960-1988
aumentos en la dispersión (Karras,
1997).
9
Pritchett (1996) ha señalado que
entre 1960 y 1990,70% de los países
en desarrollo tuvieron tasas de
crecimiento inferiores a la tasa
promedio de los desarrollados.
Evidencia del rezago, o divergencia,
de los países de la América Latina en
relación con las naciones de la OCDE
se encuentra en Verspagen (1995).
10
Lee, Pesaran y Smith (1998)
concluyeron que “while it is clearly
important to adequately address
dynamic issues in empirical analysis
of international outputs, it appears
that the convergence literature has
paid undue attention to these
dynamics, and may have misdirected
attention from the more fundamental
issue of the determination and
diffusion of technological growth”
(página 323).
11
Easterly, Kremer, Pritchett y
Summers (1993) afirman que: “low
persistence implies that there are
large random shocks. This, in turn,
implies, that such theories, if correct,
leave much of the growth
unexplained, and that a country’s
income level will be determined in
large part by its luck in the past” (p.
481).
casos, en el hecho de que los países con el ingreso per capita más alto
experimentaron menor ritmo de crecimiento, a la vez que países con
ingreso medio, como México y Colombia, mantuvieron un rápido
crecimiento. Por lo contrario. Costa Rica, el país con el mayor ingreso
per capita inicial de Centroamérica, experimentó el crecimiento más
rápido, dando lugar a una mayor dispersión. El punto que debe
destacarse es que el menor crecimiento de Argentina, Uruguay y
Venezuela no puede ser atribuido a “rendimientos decrecientes”,
como lo afirma el enfoque neoclásico de la convergencia.8
La prueba de la convergencia estocástica indica la presencia de
raíces unitarias en la mayoría de los países, lo cual implica que las
disparidades económicas aumentan sin límite. Debe agregarse que los
estudios de convergencia recientes, usando técnicas diferentes de las
del enfoque neoclásico, han encontrado evidencias de polarización en
la economía mundial (Dowrick, 1992; Ben-David, 1998; Bianchi,
1997; Quah, 1995; Canova y Marcet, 1995; Lee, Pesaran y Smith,
1997; Pritchett, 1998). Pritchett (1998) en particular ha mostrado que
en el periodo 1960-1990 los países de la OCDE crecieron a una tasa
promedio anual de 2.86%, casi dos veces la tasa de 1.51% de los
países en desarrollo, y que la proporción del ingreso promedio de
ambos grupos aumentó de 5 a 1, a 7 a l. 9
En virtud de la evidencia del aumento de la disparidad del
ingreso en la economía mundial, algunos autores han deplorado la
atención excesiva al estudio de la convergencia en el contexto del
enfoque neoclásico y la poca atención otorgada al papel de la
tecnología en el crecimiento.10
La inestabilidad en la tasa de crecimiento pone en relieve la
necesidad de buscar un enfoque más amplio del análisis y aplicación
de la política del crecimiento económico, con una atención especial a
insumos distintos del capital físico y a los efectos de la trayectoria
histórica de la economía (algunos autores se refieren a estos últimos
efectos como la “suerte”).11 En efecto, estudios recientes han puesto
en relieve que en la América Latina el crecimiento económico es
principalmente resultado de la ampliación del capital humano, y que
el capital físico tiene un papel de menor importancia. Así, aumentar la
escolaridad de la región redundaría en generar fuertes impulsos
adicionales de crecimiento que contribuirían a fortalecer la
persistencia del crecimiento económico.12
Se debe señalar que Rodrik (1997) muestra que la caída del
crecimiento económico en la región a partir de 1980 se explica por la
debilidad de las instituciones para atenuar las repercusiones de los
choques externos, y encuentra que la tendencia hacia el estancamiento
depende de manera proporcional entre la magnitud del choque externo
12
Baffes y Shah(1998) estimaron funciones de producción translogarítmicas que señalan que el crecimiento del producto obedece principalmente al
capital humano:
Elasticidad del producto en relación con
Mano de obra
Bolivia
Colombia
México
Venezuela
Capital privado
0.17
0.08
0.18
0.18
306 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
0.26
0.27
0.19
0.24
Infraestructura
0.15
0.16
0.14
0.13
Capital humano
0.46
0.71
0.66
0.52
Crecimiento económico y divergencia en la América Latina
13
Birdsall, Ross y Sabot (1995)
presentan evidencia de que
aumentos en las tasas de
inscripción en la primaria y
secundaria, así como la reducción
de la desigualdad, son factores
determinantes del crecimiento
económico de una muestra de
países en desarrollo. Para el caso
de los países centroamericanos,
Cáceres(1999) cuantifica el efecto
estimulante en el crecimiento
generado por un cambio hacia una
mayor equidad en la distribución
del ingreso.
y la capacidad institucional para manejar los conflictos. En este
esquema, un papel fundamental corresponde a la desigualdad en la
distribución del ingreso, dado que a mayor desigualdad
correspondería menor capacidad institucional y por ende menor
fortaleza para atenuar los choques exógenos adversos al crecimiento.
De allí que la sostenibilidad del crecimiento económico se basa en el
mejoramiento de la equidad en la distribución del ingreso. En efecto,
Alesina y Perotti (1996) encontraron evidencia de que la desigualdad
fomenta la inestabilidad social, la cual a su vez tiene efectos
negativos en la inversión y el crecimiento.13 Asimismo, Alesina
(1997) encontró evidencia, en una muestra amplia de países en
desarrollo, de que los países con bajo crecimiento fueron los más
inestables políticamente y con los mayores niveles de desigualdad.
Además, existen pruebas de que la mayor escolaridad contribuye a la
movilización del ahorro interno (Morriset y Revoledo, 1995), lo cual
en consecuencia reduciría la demanda de recursos externos y la
propensión a las crisis financieras. De esta manera, los esfuerzos en
materia de formación de capital humano pueden impartir
sostenibilidad al crecimiento económico. Además, el aumento de
capital humano, acompañado de mejoras en el desarrollo institucional,
fortalecería la capacidad de manejar los conflictos y el cambio, lo
cual contribuirá también a la sostenibilidad del crecimiento del
producto, estableciendo así un “círculo virtuoso”. Rodrik (1997)
argumenta que el fracaso del modelo de desarrollo de la América
Latina a fines de los años setenta se originó en la incapacidad de las
instituciones para manejar los conflictos distributivos. Así, el objetivo
que debería prevalecer es el de apoyo masivo a la formación de
capital humano, el fomento del desarrollo institucional y de una
mayor igualdad. Estas deberían ser las características sobresalientes
de la economía regional efectiva en la generación de una prosperidad
compartida al inicio del nuevo milenio.
Abril de 1999
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Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
309
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
310 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Ahorro de precaución
en Centroamérica
Publicado en Comercio Exterior
Vol. 50, Núm. 1 Enero de 2000
Los puntos de vista son responsabilidad
exclusiva del autor, quien agradece a
Oscar-Armando Núñez Sandoval sus
valiosos comentarios y a Marietta
Maurer su eficiente apoyo secretarial.
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Introducción
1
Véanse las reseñas de estudios
sobre el ahorro y la inversión por
Angus Deaton, Understanding
Consumption, Claredon Press, Oxford,
1992; Luis Serven y Andrés Solimano,
Striving for Growth after Adjustment,
Banco Mundial, Washington, 1993, y
Klaus Schmidt Hebbel y Luis Serven,
Saving Across the World: Puzzles and
Policies, Banco Mundial, Washington,
1997.
2
En un estudio de la CEPAL sobre
los requerimientos de ahorro nacional
para acelerar el crecimiento en la
región se señala que: “alcanzar los
niveles de inversión requeridos para
lograr un crecimiento rápido y
sostenido plantea la necesidad de que
el ahorro nacional se eleve
drásticamente en el conjunto de la
región a más de 25% del producto.
Tales niveles no podrían alcanzarse
por el propio proceso de crecimiento;
implican un desplazamiento de la
función de ahorro de la economía que
-a cada nivel de ingreso- agregue tres
puntos del producto, lo que sólo es
posible si se cambian sustancialmente
los patrones de comportamiento de
consumo y ahorro privados y se eleva
asimismo el ahorro promedio del
sector público.” CEPAL, Fortalecer el
desarrollo. Interacciones entre macro y
microeconomía, Santiago, Chile, 1996.
El estudio de la movilización del ahorro en los países en
desarrollo ha recibido considerable atención en los últimos años al
reconocerse su importante papel en el proceso de desarrollo. En
estudios recientes se han analizado temas como la sostenibilidad de la
cuenta corriente, la movilidad del ahorro en el marco de la
globalización, el efecto de la distribución del ingreso en el ahorro, así
como la influencia de la liberalización financiera y de las variables
demográficas.1 En el caso de las economías de América Latina se ha
señalado que la aceleración de sus índices de crecimiento depende del
incremento de sus tasas de ahorro.2 Empero, los trabajos sobre el
ahorro en países específicos de la región son escasos; de hecho, la
mayoría se basa en datos de corte transversal, lo que podría constituir
una limitante en vista de la marcada heterogeneidad de las economías.
Los estudios de casos permitirían identificar limitaciones específicas a
la movilización del ahorro, lo cual podría ser útil en la elaboración de
políticas de desarrollo. Este trabajo formula y calcula funciones de
ahorro para cuatro naciones centroamericanas. Se presenta una reseña
de la literatura reciente sobre el ahorro, en particular la relacionada
con los países latinoamericanos, y se formulan dos modelos: uno,
basado en la hipótesis del ingreso permanente (HIP), según la cual los
individuos ahorran para encarar caídas de sus ingresos, y otro que se
basa en la existencia de un acervo de precaución de ahorro,
constituido para enfrentar los tiempos adversos. Estos modelos se
estiman mediante métodos de cointegración y de corrección de
errores.
Reseña de la literatura
3
Howard White, “The Macroeconomic Impact of Development Aid: A
Critical Survey”, Journal of
Development Studies. vol. 28, núm. 2.
Frank Cass, Londres, enero de 1992,
pp. 163-240.
4
Luis Landau. “Consumption
Functions for Latin América”, en
Hollis Chenery (comp.), Studies in
Development Planning, Harvard
University Press, Cambridge, 1971.pp.
299-321, y Hollis Chenery y Peter
Eckstein, “Development Alternatives
for Latin América”, Journal of
Political Economy, vol. 81, núm. l,
University of Chicago Press, Chicago,
julio de 1970. pp.779-786.
5
Luis René Cáceres, “Domestic
Savings and Investment in Central
América”, Saving and Development,
Milán. agosto de 1985. pp. 265-295, y
“Ahorro doméstico, deuda y
financiamiento externo en los países
centroamericanos”, documento
inédito, 1997.
Ahorro y recursos externos
Desde las primeras investigaciones sobre el ahorro en economías
en desarrollo, la ayuda externa ha ocupado un lugar controvertido
debido a su efecto negativo en el ahorro. En una reseña sobre
crecimiento y ayuda externa, White cita numerosos artículos sobre el
desplazamiento que el ahorro externo ejerce sobre el nacional;
empero, el veredicto no es unánime, pues se presentan varios
problemas de estimación, relacionados principalmente con el sesgo de
simultaneidad.3 En ciertos estudios de países latinoamericanos se
presenta evidencia de que los recursos externos desplazan al ahorro
interno. Este resultado fue obtenido por Landau y por Chenery y
Eckstein.4 Cáceres obtuvo resultados similares para las naciones
centroamericanas.5 En el caso de Colombia, Ocampo detectó que el
financiamiento externo tiende a desplazar los esfuerzos fiscales,
mientras que los resultados de Morandé indican que en Chile los
recursos externos se destinan en igual proporción a incrementar el
312 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Ahorro de precaución en Centroamérica
6
José Antonio Ocampo, “Una
nota sobre la relación entre el
financiamiento externo, ahorro e
inversión”, Ensayos sobre Política
Económica, vol. 13, Banco de la
República, Bogotá, julio de 1988,
pp. 87-97, y Felipe Morandé.
“Saving in Chile: What Went
Right”, documento de trabajo,
Banco Interamericano de
Desarrollo, Washington, enero de
1996.
7
Sebastián Edwards, “Why Are
Latin America’s Saving Rales so
Low”, Documento de trabajo,
Banco Mundial, Washington,
1994.
8
CEPAL. op. cit.
9
Michael Gavin, Ricardo
Hausmann y Ernesto Talvi,
“Saving, Growth and Macroeconomic Vulnerability”, en Nancy
Birdsall y Frederick Jaspersen
(comps.), Puthways to Growth:
Comparing East Asia Latin
América. Banco Interamericano de
Desarrollo, Washington, 1997.
10
Antonio Giovanini, “The
Interest Rate Elasticity of Savings
in Developing Countries”, World
Development, vol. 11, Pergamon
Press, Londres, julio de 1983, y
“Saving and the Real Interest Rate
in LDC’s”, Journal of
Development Economics, vol. 18,
núm. 2, North-Holland,
Amsterdam, agosto de 1985.
11
Rudiger Dornbush y
Alejandro Reynoso, “Financial
Factors in Economic Development”, American Economic
Review, vol. 79, núm. 2, American
Economic Association, Nashville,
mayo de 1989, pp. 204-209;
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Economic Liberalization:
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Transition to a Market Economy,
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“Household Saving in Developing
Countries: First Cross Country
Evidence”, The World Bank
Economic Review, vol. 6, Banco
Mundial, Washington, 1992;
Guinur Muradoglu y Fatma Taskin,
“Differences in Household Savings
Behavior: Evidence From
Industrial and Developing
Countries”, The Developing
Economies, vol. 34, núm. 2,
Institute of Developing
Economies, Tokio, junio de 1996,
pp. 138- 153.
12
Francisco Alejandro
Villagómez, “Aggregate
Consumption, Interest Rates, and
Inflation in LDCs: An Error
Correction Model”, Journal of
Development Studies, vol. 31,
núm. 1, Frank Cass and Co.,
Londres, octubre de 1994, pp. 158178.
consumo privado y la inversión interna.6 En un trabajo para una
muestra de 36 países, con datos del período 1970-1992, Edwards
encontró que la entrada de un dólar de recursos externos reduce el
ahorro interno en 52 centavos.7 Asimismo, la CEPAL ha señalado que
en la región un aumento del ahorro externo de 1% sobre su tendencia
reduce el ahorro nacional 0.53%.8 En Gavin et al.. también se
presenta un efecto negativo del ahorro externo sobre el interno.9
Ahorro y reforma financiera
Los estudios pioneros de Giovanini no revelan efectos
significativos de la tasa de interes real en el ahorro,10 resultado que
han corroborado otros autores.11 En un estudio sobre 14 países en
desarrollo, incluidos seis de América Latina, se encontró que en
economías de baja inflación ocurría un efecto positivo de la tasa de
interés en el ahorro, mientras que en los de alta inflación no se detectó
ningún efecto.12 En un estudio sobre Ecuador, con datos del período
1970-1991, Ayala encontró que el efecto de la tasa de interés era
prácticamente nulo.13 Ogaki, Ostry y Reinhart demuestran que la
sensibilidad del ahorro a la tasa de interés depende del nivel de
ingreso per cápita del país, de forma tal que “altas tasas de ahorro
pueden no ocurrir aun a altas tasas de interés si el país en cuestión se
encuentra en el lado bajo del espectro de ingreso [...] los efectos
estimulantes de la tasa de interés sobre el ingreso tenderían a ser muy
bajos en el caso de los países pobres”.14 Muradoglu y Taskin no
encontraron ningún efecto de la tasa de inflación en el ahorro.15 al
igual que Cáceres para los países centroamericanos y Gavin et al.,
para una muestra de economías latinoamericanas.16 Por su parte,
Masson et al., así como Muradoglu y Taskin, encontraron que los
balances reales como porcentaje del PIB no ejercen un efecto positivo
en el ahorro. 17 Esto difiere de lo que arrojan los estudios de Edwards
para los países latinoamericanos y de Doyal-Gulati y Thimann para
estos últimos y los asiáticos.18 En estudios recientes se han puesto de
relieve las restricciones sobre el ahorro originadas en “auges de
consumo” (consumption booms) en varios países de la región como
resultado de los esfuerzos estabilizadores. Otras explicaciones de los
13
Este autor concluyó: “Los valores empíricos para la elasticidad respecto a la tasa de interés calculados
(0.0013 para el corto plazo y 0.0025 para el plazo largo), reflejan una respuesta positiva pero muy lenta de
los ahorros frente a los cambios en la tasa de interés. Lo que parecería ser el caso que el efecto de
sustitución y el efecto de la riqueza generados por un cambio en la tasa de interés se cancelan entre sí y el
efecto neto sobre los ahorros es casi nulo”. Roberto Ayala F., “Cálculo de elasticidad del ahorro respecto a
la tasa de interés: Ecuador 1970-1991”, Cuestiones Económicas, núm. 26, Banco Central del Ecuador,
Quito, septiembre de 1995, pp. 81 -95.
14
Masao Ogaki, Jonathan D. Ostry y Carmen M. Reinhart, “Saving Behavior in Low and Middle
Countries: A Comparison”, Documento de Trabajo, núm. 95-3, Fondo Monetario Internacional,
Washington, enero de 1995.
15
G. .Muradoglu y F. Taskin, op. cit.
16
Luis René Cáceres, “Domestic Savings...”, op. cit., y Michael Gavin et al., op. cit.
17
Paúl Masson, Tamin Bayoumi y Hossein Samiei. “International Evidence on the Determinants of
Private Savings”, Documento de Trabajo, núm. 95-51, Fondo Monetario Internacional, Washington, mayo
de 1995, y Guinur Muradoglu y Fatma Taskin, op. cit.
18
Sebastián Edwards, op. cit., y Anveradha Doyal-Gulati y Christian Thimann, “Saving in Southeast
Asia and Latin America Compared: Searching for Policy Lessons”, Documento de Trabajo, núm. 97-110,
Fondo Monetario Internacional, Washington, septiembre de 1997.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
313
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
“auges de consumo” descansan en la reducción de tarifas arancelarias
y la falta de credibilidad de las políticas del sector público.19 En el
entorno latinoamericano, Gavin et al. han señalado la rápida
expansión del crédito al sector privado que acompaña la liberalización
financiera como otra explicación de los “auges” y de las crisis
bancarias.20 También hay evidencia de que la inversión tiene un
importante papel en la movilización del ahorro. En un análisis de la
interdependencia del ahorro y la inversión en América Latina, Agosin
concluyó que “La experiencia de años recientes sugiere que la
inversión ha constreñido al ahorro y no de forma inversa.”21 Para los
casos de Guatemala y El Salvador, Cáceres 22 encontró que la
inversión causa al ahorro en el sentido de Granger. Así mismo en un
estudio de México, Shekely señala que los individuos ahorran con el
propósito de invertir.23
Ahorro y desigualdad
19
C. Reinhart, op. cit., y Nader
Nazmi, “Exchange Rate Based Stabilization in Latin América”, World Development, vol. 25, núm. 4, North-Holland,
Amsterdam, abril de 1997, pp. 519-535.
20
Michael Gavin et al., op. cit.
21
Manuel Agosin,” Savings and Investment in Latin América”, UNCTAD
Review, Naciones Unidas, Nueva York,
1995.
22
Luis René Cáceres, “La relación
de largo plazo entre el ahorro y la
inversión en la América Latina”, El
Trimestre Económico, vol. LXIV, núm.
255, Fondo de Cultura Económica,
México, julio-septiembre de 1997,
pp. 305-317.
23
Miguel Székely, “El ahorro de los
hogares en México”, documento de
trabajo, Banco Interamericano de
Desarrollo, Washington, abril de 1996.
24
Alberto Alesina y Roberto Perotti,
“The Political Economy of Growth. A
Critical Survey of the Recent Literature”, documento de trabajo, Harvard
University, Cambridge, 1992.
25
Nancy Birdsall, Thomas C.
Pinckney y Richard H. Sabot, “Why
Low Inequality Spurs Growth: Savings
and Investment by the Poor”,
Documento de Trabajo, núm. 327,
Banco Interamericano de Desarrollo,
Washington, 1996.
26
Alberto Alesina y Roberto Perotti,
op. cit; y Roberto Perotti, “Income Distribution and Investment”, European
Economic Review, vol. 38, núm. 3,
North Holland, Amsterdam, abril de
1994, pp. 827- 835.
27
Jacques Morisset y César Revoledo,
“Savings and Education”, Documento
de Trabajo, núm. 1504, Banco Mundial,
Washington.
28
Paúl Masson et al., op. cit., y Guinur
Muradogly y Fatma Taskin, op. cit.
29
Sebastián Edwards, op. cit., y
CEPAL, op. cit.
La distribución del ingreso tiene implicaciones sobre el ahorro y
la inversión. Con base en una muestra de 65 países y datos del período
1960-1985, Alesina y Perotti evidencian que entre mayor es la
porción del ingreso destinado al tercer quintil (la clase media), mayor
es la tasa de ahorro interno.24 Asimismo, Birdsall, Pickney y Sabot
sostienen que en los países con más igualdad los pobres se benefician
más de sus inversiones en capital humano y, por tanto , invierten y
ahorran más que en los países con menos desigualdad.25 Asimismo,
hay una amplia literatura sobre el efecto de la desigualdad en la
inversión.26 Así, la desigualdad puede restringir el ahorro
indirectamente en la medida en que limita la inversión. Cabe señalar
que Morisset y Revoledo revelan que la educación ejerce un efecto
positivo en el ahorro, lo cual puede relacionarse con el hecho de que
la educación es una de las variables determinantes de la distribución
del ingreso.27 Así, más educación conduciría a menos desigualdad y,
por tanto, a más inversión y ahorro.
Ahorro y la estructura demográfica
Varios estudios señalan que la mayor participación de los jóvenes
y personas adultas dentro de la población constituye una limitación al
ahorro.28 Este efecto ha sido detectado por Edwards para los países de
la región.29
Ahorro y equivalencia ricardiana
Varios estudios han investigado la relevancia de la equivalencia
ricardiana para el caso de los países en desarrollo. Ésta presupone que
cambios en el ahorro del sector público pueden inducir cambios en el
ahorro privado en una dirección contraria, lo cual nulificaría el
estímulo derivado del déficit fiscal. En otras palabras, ante una
disminución del ahorro público los individuos pueden anticipar
aumentos de los impuestos y en respuesta reducen su consumo en un
monto igual, de forma que no se ajusta el ahorro total. La evidencia
de países en desarrollo no ofrece apoyo a una compensación total:
Corbo y Schmidt-Hebbel destacan que el ahorro privado neutraliza
314 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Ahorro de precaución en Centroamérica
30
Vittorio Corbo y Klaus
Schmidt-Hebbel, “Public Policies
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31
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32
Sebastián Edwards, op. cit.
33
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34
Michael Hadjimichael y
Dhaneshwar Ghura. op. cit.
35
Marcelo Selowsky y Hermann
G. Vander Tak, “The Debt Problem
and Growth”, World Development,
vol. 14, núm. 9, North Holland,
Amsterdam, septiembre. de 1988,
pp. 1107-1124; Homi J. Kharras y
Jim Levinshon, “LDC Saving Rates
and Debt Crisis¨, World
Development, vol. 16, núm. 7,
North Holland, Amsterdam, julio de
1988, pp. 779-786, y Luis René
Cáceres, “Ahorro, inversión, deuda
externa y catástrofe”, El Trimestre
Económico, vol. 25, núm. 207,
Fondo de Cultura Económica,
México, septiembre de 1985, pp.
683-704.
36
Graciela Kaminsky y Alfredo
Pereira, “The Debt Crisis: Lessons
of the l980s for the 1990s”, Journal
of Development Economics, vol. 50,
North Holland, Amsterdam, junio
de 1996.
37
H. Chenery y P. Eckstein,
op. cit.; Joong-KongLee, “Exports
and the Propensity to Save”,
Economic Journal, vol. 81, Royal
Economic Society, Londres, junio
de 1982, pp. 341 -351; Thomas E.
Weisskopf, “The Impact of Foreign
Capital Inflow on Domestic
Savings in Underdeveloped
Countries”, Journal of International Economics, vol. 2, North
Holland, Amsterdam, 1972, pp.
25-38, y Gustav F. Papanek, “Aid,
Foreign Private Investment,
Savings and Growth in Less
Developed Countries”, Journal of
Political Economy, vol. 81, núm. 1,
University of Chicago Press,
Chicago, enero de 1973,
pp. 120-130.
aproximadamente 50% de los cambios en el ahorro público.30 En
forma similar, Hadjmichael y Ghura sólo señalan un efecto parcial en
los países africanos, mientras que Haque y Montiel también hablan de
un efecto parcial en una muestra de 16 países en desarrollo.31 En el
caso de América Latina, Edwards encontró un efecto neutralizador de
aproximadamente 50 por ciento.32
Ahorro y deuda externa
Varios estudios evidencian que la razón de deuda externa a PIB
ejerce un efecto negativo en el ahorro interno. Cáceres señala que si la
razón deuda-PIB en la región aumentara 10 puntos porcentuales la
tasa de ahorro disminuiría 2.56 puntos.33 Asimismo, en el caso de los
países africanos, Hadjmichael y Ghura aseveran que el ahorro sufre un
efecto negativo por la razón deuda-exportaciones.34 Cabe señalar que
el ahorro se ha identificado como la variable clave para resolver la
crisis de la deuda externa,35 mientras que Kaminsky y Pereira explican
esta crisis en varios países latinoamericanos como resultado de la
insuficiente movilización del ahorro interno debido a la desigualdad
en la distribución del ingreso.36
Ahorro y exportaciones
Hay una vasta literatura acerca de los efectos positivos de las
exportaciones en el ahorro que data de los primeros estudios sobre
este tema en los países en desarrollo.37 Es muy interesante el trabajo
de Laumas, quien encontró que la propensión marginal a ahorrar
ingresos de exportación es mayor que la de una variable definida
como el PIB menos las exportaciones.38 En forma similar, en un
estudio que estimó funciones de ahorro para los países
centroamericanos, Cáceres y Quintanilla encontraron que, contrario a
las exportaciones tradicionales, ni la variable PIB menos
exportaciones ni las exportaciones destinadas a Centroamérica eran
significativas.39
38
Prem Laumas, “Exports and the Propensity to Save in LDCs”, Economic Development and Cultural
Change, vol. 30, University of Chicago Press, Chicago, 1982, pp. 831-841.
39
Luis René Cáceres y Salvador Quintanilla, “Sector externo y ahorro doméstico: el papel de las
exportaciones intrarregionales en Centroamérica”, Cuadernos de Economía y Finanzas, núm. 11, Banco
Centroamericano de Integración Económica, Tegucigalpa, abril de 1990.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
315
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Los modelos
Acervo de ahorro de precaución
El primer modelo se basa en el trabajo de Culbertson y Barlow
sobre el efecto del desequilibrio en los balances reales en los gastos
de consumo.40 Se propone que la demanda por liquidez está dada por
la expresión:
Mt = Xt A + et = Mt* + et
(1)
En donde Mt es la demanda actual por balances reales, Xt es un
vector de variables explicatorias, A es un vector de coeficientes, et es
el término de error y Mt* es la demanda esperada por saldos reales.
El residuo et se puede expresar así: et = Mt - M*t, de manera que
representa la desviación de la liquidez actual de su valor esperado de
largo plazo. Si et es positivo, los agentes están acumulando liquidez
adicional como un stock de precaución para confrontar tiempos
difíciles. Estos balances reales en desequilibrio inciden en el ahorro
interno, St, por medio de un modelo de corrección de errores que
expresa el ahorro real en función de variables explicatorias, Zt y et :
∆St =Ao + At S t - 1 A2 Z t - 1 + A3 ∆ Zt + A4 et - 1
(2)
Si en la estimación de la ecuación 2 el coeficiente de et es
positivo, indica que la acumulación de liquidez de desequilibrio, et
conduce a aumentar el ahorro interno, lo cual se interpretaría como
evidencia de un nexo entre los sectores financiero y real de la
economía.
40
Keith Culbertson y David Barlow,
“Disequilibrium, Buffer Stocks and
Consumers Expenditure on nonDurables”, Review of Economics and
Statistics, vol. LXXIII, núm. 4, North
Holland, Amsterdam, noviembre de
1991, pp. 643-653.
41
John Campbell, “Does Saving
Anticipate Declining Income. An
Alternative Test of the Permanent
Income Hypothesis”, Econometrica,
vol. 55, núm. 6, North Holland,
Amsterdam, Noviembre de 1987, pp.
1249-1273, y Robert E. Hall,
“Stochastic Implications of the Life
Cycle-Permanent Hypothesis: Theory
and Evidence”, Journal of Political
Economy, vol. 86, University of
Chicago Press, Chicago, 1978,
pp. 971-987.
42
Marjorie Flavin, “The
Adjustment of Consumption to
Changing Expectations about Future
Income”, Journal of Political
Economy, vol. 89, núm. 5, University
of Chicago Press, Chicago, 1981,
pp. 974-1009.
Hipótesis del ingreso permanente (HIP)
Este modelo se basa en el trabajo de Campbell sobre la validez e
implicaciones de la HIP. Campbell parte del resultado de Hall de que
en un régimen de expectativas racionales, la HIP implica que el
consumo sigue un sendero aleatorio.41 Este resultado, a la vez,
implica que los agentes alteran su consumo sólo en respuesta a
noticias sobre su ingreso futuro. Como lo expresa Campbell: “Si el
modelo de la HIP tiene validez, el consumo es proporcional al
ingreso permanente y, así, tiende a estar arriba del ingreso corriente
cuando éste es relativamente bajo y se espera que suba, y debajo del
ingreso corriente cuando se espera que éste va a bajar. En otras
palabras, la reducción del ahorro anticipa el aumento del ingreso y la
acumulación de ahorro anticipa la caída del ingreso. La gente ahorra
para estar preparada para un ‘día de lluvia’.” Suponiendo que un
consumidor de vida infinita trata de maximizar su utilidad sujeto a la
restricción de un presupuesto intertemporal, con expectativas
racionales la función de consumo, C, del consumidor representativo
está dada por la expresión:42
316 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Ahorro de precaución en Centroamérica
∞
Ct =
i
[ ( )Σ( ) ]
1
l+r
1
l+r
Wt +
EtY t+i
(3)
i=0
en donde:
r = tasa de interés real.
W = riqueza acumulada.
Y = ingreso real del sector laboral.
E = operador de expectativas condicional en la información del
consumidor en el tiempo t.
Campbell reformula la expresión anterior en términos del ahorro S:43
∞
Σ(
S=-
i
)
1
l+r
Et ∆Y t + i
(4)
i=1
43
J. Campbell, op. cit.
John Campbel y Angus
Deaton, “Why Is Consumption so
Smooth”, Review of Economic
Studies, vol. 56, núm. 187, julio de
1989, pp. 357-373.
45
En los trabajos empíricos, la
sustitución de monedas se detecta
mediante la introducción de una
variable que representa el costo del
dinero en los mercados
internacionales de capital. Véase,
entre otros, Paúl Mizen y Eric J.
Pentecost (comps.), The
acroeconomics of International
Currencies, Edward Elgar,
Cheltenham, 1996.
44
en donde el ahorro se define como Y - C y es igual al valor presente
de las variaciones futuras del ingreso. Se puede apreciar en la
expresión 4 que la expectativa de una reducción en Y conduce al
consumidor a aumentar el ahorro, a fin de estar en posición de
enfrentar el “día lluvioso”. Esta es la implicación débil de la HIP, la
cual implica que en un VAR que expresa ∆Y en función de S y otras
variables, el ahorro causa al ingreso en el sentido de Granger. Implica,
además, que los coeficientes de los rezagos de S deben ser negativos
para que capturen el efecto del “día lluvioso”. La implicación fuerte
de la HIP se puede evaluar probando la hipótesis de que el valor de la
expresión St-∆ Yt - (1 + r) S t-1 no puede pronosticarse con base en
valores pasados de S t-1 y ∆Y t-1. Se debe añadir que Campbell y
Deaton han mostrado que la ecuación 4 puede expresarse en términos
de la tasa de ahorro, s, y del logaritmo del cambio en el ingreso:44
∞
S=w i Et ∆ log Yt + i + constante
(5)
Σ
i+1
en donde w = l + µ
l+r
y m es la tasa de crecimiento del ingreso.
Resultados empíricos
La primera investigación se refiere a la estimación de funciones de
demanda de dinero, definidas como la relación de cointegración entre
balances reales, representados por el dinero en su definición amplia de
M2 (M); el ingreso real, representado por el PIB (Y), la tasa de
inflación, representada por el aumento anual del índice de precios al
consumidor (INF), y la tasa de bonos de la tesorería de Estados
Unidos (IR). Se introduce esta última variable a fin de capturar los
efectos de sustitución de monedas.45 Mediante el método de máxima
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
317
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
verosimilitud de Johansen se estimaron las funciones de
cointegración.46 El término de error de la ecuación de
cointegración se interpreta como la “reserva de liquidez”. Con
esa base, el modelo de corrección de errores se estima como se
indica en la ecuación 2. Se calcularon dos ecuaciones adicionales,
expresando el aumento en el ingreso como una función del ahorro
rezagado y de otras variables a partir de la formulación de
Campbell de la HIP. La versión débil de esta hipótesis se sustenta
en un coeficiente negativo y significativo del ahorro rezagado. El
análisis se efectuó para Costa Rica, Guatemala, Honduras y
Panamá. No se examinaron El Salvador y Nicaragua debido a los
conflictos sociopolíticos de los años ochenta. Los datos se
obtuvieron de las Estadísticas Financieras Internacionales del
FMI y se expresaron en millones de las respectivas monedas
nacionales a precios de 1990 y cubren el período 1965-1993. Se
realizaron pruebas de raíces unitarias usando el estadístico ADF
para determinar el orden de integración de las variables. En cada
caso se encontró que todas las variables estaban integradas de
orden uno, ya que la prueba no rechazó la presencia de una raíz
unitaria en las variables expresadas en niveles, pero la rechazó
cuando estas se expresaron en primeras diferencias. El análisis de
cointegración se efectuó usando un VAR de dos rezagos, excepto
en el caso de Panamá, en que se usaron cuatro. Los resultados se
presentan a continuación.
Costa Rica
46
Soren Johansen, “Statistical Analysis of Cointegration Vectors”, Journal
of Economic Dynamics and Control, vol.
12, North Holland, Amsterdam, 1988,
pp. 231-254.
La hipótesis nula de ausencia de cointegración es rechazada
por las estadísticas del trazo, de forma que se puede inferir la
existencia de dos vectores de cointegración (véase el cuadro 1).
Ahí se observa que la elasticidad ingreso de la demanda de dinero
es relativamente alta, 1.7692 y 1.6402 en el primero y segundo
vectores, respectivamente. La tasa de inflación ejerce un efecto
negativo en la demanda de dinero en ambos vectores. El
coeficiente de la tasa de interés es positivo en el primer vector y
negativo en el segundo. Las pruebas de exclusión de variables,
suponiendo la existencia de dos vectores de cointegración,
indican que cada variable debe estar presente en los vectores,
excepto la tasa de inflación, que no es significativa. A
continuación se estimó un modelo de corrección de errores para
expresar el cambio anual en el logaritmo del ahorro, ∆logS, en
función de los logaritmos del ahorro y del ingreso, ambos
rezagados, y del término de error rezagado E 1 (-1). En el cuadro
2 se ve que el efecto de la “reserva de liquidez” es significativo y
positivo e indica que la acumulación de liquidez en una unidad
conduce a un aumento del ahorro en 0.54 unidades. En la
ecuación para el aumento del ingreso, el ahorro rezagado resultó
insignificante y con signo positivo, y el término de error resultó
positivo y significativo. En la ecuación para el cambio en el
logaritmo del ingreso, el coeficiente de la tasa de ahorro fue
insignificante. Estos resultados no constituyen soporte para la
versión débil de la HIP.
318 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Ahorro de precaución en Centroamérica
CUADRO 1. Costa Rica: Demanda de dinero.
Prueba del trazo de cointegración
0.7764
Nula
r=0
r≤1
r≤2
r≤3
Eigenvalues en orden descendente
0.06088
0.4103
0.0706
Alternativa
r≥1
r≥2
r≥3
r≥4
Hipótesis
Estadístico
78.98
40.04
15.64
1.91
0.0000
95% valor crítico
53.12
34.91
19.96
9.24
Vectores de Cointegración normalizados
Variable
Log (M2)
Log (Y)
INF
IR
Constante
Primer
Vector β
-1.000
1.7692
-0.0006
0.0866
-11.4357
Segundo
Vector β
-1.0000
1.6402
-0.0127
-0.0585
-7.8204
Restricción de exclusión
de una variable, LR (2)
20.34
21.62
1.62
24.06
23.25
(0.000)
(0.000)
(0.445)
(0.000)
(0.000)
Guatemala
La razón de exportaciones a PIB (denotada por XY) se introdujo
en la demanda de dinero. El cuadro 3 presenta tres vectores de
cointegración, pero sólo incluye dos. La elasticidad del ingreso tiene
un valor de 1.4356 en el primer vector, pero en el segundo tiene el
valor implausible de 0.6847. En el primero las tasas de interés y de
inflación tienen coeficientes con signos negativos y la variable XY
tiene uno positivo. En el segundo vector estas variables tienen signos
contrarios a los del primero. Las pruebas de exclusión indican que
todas las variables deben estar presentes en los vectores de
cointegración.
La ecuación de corrección de errores más parsimoniosa se
muestra en el cuadro 4. En la ecuación para el cambio del logaritmo
del ahorro, el aumento en el logaritmo de la cuenta corriente,
rezagada (∆logCC [-1 ]), introducido para representar el ahorro
externo, tiene el signo negativo esperado, mientras que la variable XY
tiene signo positivo, también esperado. El término de error del primer
vector de cointegración no fue significativo, pero el del segundo
vector sí lo es, lo que confirma el efecto positivo del desequilibrio de
balances reales en el ahorro. En la ecuación para el cambio del
ingreso el coeficiente del ahorro rezagado mostró un signo negativo y
significativo. Además, la tasa de ahorro rezagada resultó ser negativa
en la ecuación del cambio en el logaritmo del ingreso. Estos
resultados apoyan la versión débil de la HIP.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
319
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
CUADRO 2. Costa Rica: Modelos de corrección de errores
Variables
Independientes
∆log S
Constante
-4.0616
(1.55)
(2.48)
-0.5784
0.8155
(2.14)
0.5411
(2.03)
Log S (-1)
Log Y (-1)
E l (-1)
1
Variables Dependientes
S (-1)
∆Y (-1)
∆Y
∆log Y
7670.1
(0.99)
0.0442
(1.00)
74305.9
(3.22)
0.0488
(0.37)
0.4184
(2.42)
0.2120
(3.08)
s (-1)
-0.1126
(0.39)
-0.1329
(0.31)
0.4217
(2.51)
0.42
2.14
s (-2)
∆ Log Y(-1)
R2
D.W.
F
1.
0.27
1.59
2.54
0.47
2.08
6.27
5.09
Los estadísticos t se muestran debajo de los correspondientes coeficientes.
CUADR0 3. Guatemala: Demanda de dinero.
Prueba del trazo de cointegración
Eigen values en orden descendente
0.8173
0.7322
0.5978
0.2559
0.1602
0.0000
Hipótesis
Nula
r=0
r≤1
r≤2
r≤3
r≤4
Alternativa
r≥1
r≥2
r≥3
r≥4
r≥5
Estadístico
114.37
70.16
35.90
12.22
4.54
95% valor crítico
76.07
53.12
34.91
19.46
4.24
Vectores de Cointegración normalizados
Variable
Primer
Vector β
Segundo
Vector β
Log (M2)
Log (Y)
INF
IR
XY
Constante
-1.0000
1.4356
-0.0133
-0.0264
2.9882
-5.9270
-1.0000
0.6847
0.0361
0.1236
-0.7139
0.5178
320 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Restricción de exclusión
de una variable, LR (2)
16.22
12.81
8.61
10.90
15.33
8.84
(0.000)
(0.000)
(0.013)
(0.004)
(0.000)
(0.012)
Ahorro de precaución en Centroamérica
CUADR0 4. Guatemala: Modelos de corrección de errores
Variables
Independientes
Constante
XY (-1)
∆ Log CC (-1)
E2 (-1)
Variables Dependientes
∆Y
∆ log S
-0.3367
(1.39)
1.8628
(1.47)
-0.0932
(3.18)
0.1527
(1.52)
1270.6
(2.67)
0.0305
(1.47)
∆ Y (-1)
0.3934
(1.83)
0.3677
(1.72)
-0.3691
(1.88)
∆ Y (-2)
S (-1)
s (-1)
s (-2)
∆ Log Y (-1)
R2
D.W.
F
∆ log Y
0.37
1.84
4.18
0.26
2.10
2.56
-1.2289
(2.29)
0.9563
(2.12)
0.9356
(9.03)
0.29
2.12
3.12
Honduras
La estadística del trazo indica la existencia de un vector de
cointegración. La elasticidad ingreso de la demanda de dinero es
relativamente alta (1.4684). Los signos de los coeficientes de las tasas
de interés y de inflación resultaron negativos, como se esperaba. Las
pruebas de exclusión indican que ninguna variable puede ser excluida
del vector de cointegración (véase el cuadro 5).
CUADRO 5.
Honduras: Demanda de dinero. Prueba del trazo de cointegración
Eigenvalues en orden descendente
0.6172
Nulo
r=0
r≤1
r≤2
r≤3
0.4736
0.2782
Alternativa
r≥1
r≥2
r≥3
r≥4
0.2322
Hipótesis
Estadístico
57.00
32.04
15.34
6.87
0.0000
95% valor crítico
53.12
34.91
19.96
9.27
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
321
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Vectores de cointegración normalizados
Variable
Log (M2)
Log (Y)
INF
IR
Constante
Primer
Vector β
Restricción de exclusión
de una variable, LR (1)
-1.0000
1.4684
-0.0130
-0.0378
-9.7664
8.17(0.000)
7.81(0.005)
4.77(0.029)
7.68(0.006)
7.32(0.007)
El cuadro 6 muestra que la variable de reserva de liquidez tiene
un efecto positivo en el ahorro: aproximadamente 50 centavos de cada
lempira acumulado como reserva de liquidez se destina a este fin.
Como se esperaba, el aumento en la entrada de recursos externos,
∆logCC, tiene un efecto negativo en el ahorro. En ambas ecuaciones
para los cambios del ingreso, tanto el ahorro como la tasa de ahorro
rezagados ejercen efectos negativos en el cambio del ingreso, lo cual
se puede interpretar como evidencia de la movilización del ahorro
para enfrentar días difíciles.
CUADRO 6.
Honduras: Modelos de corrección de errores
Variables
Independientes
Constante
Log Y(-1)
∆ Log Y
∆ log CC
E1 (-1)
∆log S
-3.2740
(2.37)
0.3476
(2.11)
5.8091
(7.34)
-0.0006
(2.02)
0.4961
(1.53)
S (-1)
∆Y(-1)
Variables Dependientes
∆Y
751.4227
(3.22)
0.0685
(2.18)
946.3464
(2.99)
-0.6702
(2.92)
0.8288
(3.85)
0.0543
(1.60)
s (-1)
∆ log Y (-1)
R2
D.W.
F
0.73
2.11
13.77
∆log Y
0.44
2.22
5.61
-0.5196
(1.82)
0.6764
(2.87)
0.29
1.97
2.83
Panamá
La estadística del trazo indica la existencia de dos vectores de
cointegración. El cuadro 7 muestra que en ambos las tasas de
inflación y de interés muestran signos negativos. La elasticidad del
322 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Ahorro de precaución en Centroamérica
ingreso de la demanda de dinero es plausible en ambos vectores.
También se puede observar que ninguna variable debe omitirse de los
vectores de cointegración. En la ecuación de ahorro el término de
error del primer vector resultó positivo y significante lo que indica la
importancia de la reserva de liquidez (véase el cuadro 8). En las
ecuaciones para el cambio en el ingreso, tanto el ahorro como la tasa
de ahorro, ambos rezagados, muestran coeficientes negativos, lo cual
apoya la versión débil de la HIP.
CUADRO 7.
Panamá: Demanda de dinero. Prueba del trazo de cointegración
Eigen values en orden descendente
0.8253
0.6242
0.3648
0.2469
0.0000
Hipótesis
Nulo
r=0
r=0
r≤1
r≤2
r≤3
Alternativa
r≥1
r≥1
r≥2
r≥3
r≥4
Estadístico
57.00
83.07
41.20
17.70
6.81
95% valor crítico
53.12
53.12
34.91
19.96
9.24
Vectores de Cointegración normalizados
Variable
Log (M2)
Log (Y)
INF
IR
Constante
Primer
Vector β
-1.0000
1.6533
-0.0080
-0.0177
-6.2528
Segundo
Vector β
-1.0000
1.9343
-0.0236
-0.0253
-8.6782
Restricción de exclusión
de una variable, LR (2)
21.26
20.18
11.60
8.97
18.83
(0.000)
(0.000)
(0.000)
(0.000)
(0.000)
Evaluación de la versión fuerte de la HIP
Esta evaluación se efectuó expresando S - ∆Y - (l + r) S (-1) en
función de S y ∆Y rezagados y suponiendo una tasa de interés real de
3% en todos los países. La HIP se corrobora si todos los coeficientes
resultan ser iguales a cero. El cuadro 9 muestra que los estadísticos F
y el del multiplicador de Lagrange empleados en pruebas de omisión
de todas las variables,excepto el término constante, indican que los
coeficientes son iguales a cero sólo en Honduras y Panamá.
Conclusiones
Los resultados de cointegración indican que en todos los países
estudiados existen funciones de demanda de dinero con parámetros
plausibles. En particular, la presencia de sustitución de monedas en
todos los países requiere un estudio posterior. Las funciones de
demanda de dinero permitieron computar un acervo de liquidez de
desequilibrio que se introdujo en ecuaciones de corrección de errores,
en las que el ahorro era la variable dependiente. En estas ecuaciones,
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
323
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
CUADRO 8.
Panamá: Modelos de corrección de errores
Variables
Independientes
∆ log S
Constante
Variables Dependientes
∆Y
1.6428
(1.06)
-0.5837
(2.48)
-0.9730
(4.45)
1.3264
(2.79)
Log Y(-1)
Log S(-1)
E1 (-1)
∆Y
S (-1)
601.1691
(2.98)
0.1749
(2.88)
1499.2
(2.83)
0.1974
(0.99)
-0.6418
(2.56)
0.3024
(2.60)
s (-1)
∆ Log Y (-1)
R2
D.W.
F
log Y
0.55
1.83
7.71
0.43
1.71
4.70
-0.7305
(2.44)
0.1523
(0.78)
0.39
1.66
3.97
CUADRO 9.
Prueba de la versión fuerte de la HIP
Variable Dependiente = S - ∆ Y - ( 1 + r ) S (-1)
Variables
Independientes
Constante
S (-1)
Costa Rica
Guatemala
760.3377
(0.09)
-0.1968
(1.43)
-312.8909
(1.11)
0.4327
(1.55)
-0.4206
(1.71)
-0.5982
(3.08)
S (-2)
∆Y(-1)
R2
D.W.
F
-0.4492
(2.21)
0.3520
(1.72)
0.31
1.86
3.26
Estadístico del
Multiplicador de
Lagrange
Estadístico F
7.9791
3.247
∆Y(-2)
Honduras
0.36
1.84
4.33
-1.8051
(0.08)
0.1854
(1.14)
0.15
2.08
1.25
-186.8154
(1.27)
-0.1569
(1.27)
0.2578
(0.48)
0.2365
(1.08)
-0.1274
(0.72)
0.09
1.72
0.52
9.75
4.33
3.79
1.25
2.34
0.51
324 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
-168.5716
(0.93)
-0.0039
(0.02)
Panamá
Ahorro de precaución en Centroamérica
la variable de liquidez de desequilibrio resultó con coeficientes
positivos en todos los países, aunque con diferentes niveles de
significancía. Esto manifiesta los nexos entre los sectores real y
financiero. También indica que el sector financiero tiene influencia en
el ahorro mediante un proceso de desequilibrio de liquidez y no de la
tasa de interés real. ni por el proceso de “profundización financiera”,
mecanismos que no están sustentados por la evidencia empírica.
Además, en cuanto influencia al ahorro, el proceso de
desequilibrio de liquidez tiene implicaciones en el fortalecimiento de
la solvencia externa de la economía, ya que contribuye a reducir el
déficit en la cuenta corriente. Estos resultados, junto con las
conclusiones de los estudios empíricos reseñados, indican que el
sistema financiero opera de manera discorde con las teorías en boga,
lo que obliga a formular con mucha precaución las reformas
financieras.
Las pruebas de la versión débil de la HIP señalan que los
individuos ahorran con el fin de contar con recursos para enfrentar las
vicisitudes de tiempos difíciles. Este resultado se obtiene en todos los
países, excepto Costa Rica, usando dos representaciones de la HIP. La
variable “acervo de desequilibrio” se introdujo en estas ecuaciones y
en todos los casos, excepto Guatemala, y resultó significante. Esto
indica que esta variable contiene información que está ausente en el
mecanismo del “ahorro para el día difícil”. Se analizó la versión
fuerte de la HIP y pudo apoyarse sólo en los casos de Honduras y
Panamá. Los resultados también señalan la necesidad de estudiar a
fondo las motivaciones del consumidor en los países
latinoamericanos, así como su interacción con los mercados
financieros nacionales e internacionales, para conocer con precisión el
funcionamiento de los mercados financieros y poder sustentar la
formulación de la reforma financiera.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
325
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
326 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Educación
La llave del futuro
TENDENCIAS
No. 80, Febrero 2000
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Introducción
Un nuevo siglo comienza y necesariamente surge la pregunta: ¿Qué
será de nuestro país en el siglo XXI? ¿Será un país viable? ¿En qué
puede afincar su prosperidad, o por lo menos su sobrevivencia? Estas
interrogantes son legítimas porque los legados de este siglo no dan
muchas bases para ser optimistas, basta tomar en cuenta la violencia
desenfrenada, la mitad de la población en situación de pobreza y el
medio ambiente deteriorado. Además, el desempeño económico de las
últimas décadas no muestra dinamismo: en el periodo 1950-1995, la
economía salvadoreña creció, en términos per cápita, en un promedio
de 1 por ciento anual. El mantenimiento de ese ritmo de crecimiento
implica que tomaría 58 años para alcanzar el nivel de desarrollo que
hoy tiene Costa Rica. Y como nación y como ciudadanos es
imperativo tener aspiraciones de alcanzar a éste y a otros países de
mayor desarrollo. La falta de grandes empeños nos puede haber
conducido a la crítica situación actual. La cuestión es si la sociedad
salvadoreña tiene que esperar cerca de 60 años para contar con un
nivel de ingreso como el que hoy tiene Costa Rica. Definitivamente,
los pobres no pueden esperar. Además, para todos los salvadoreños
debe haber mejores opciones que la vida cotidiana en la inseguridad,
y mejores oportunidades laborales que el subempleo, o volverse un
hermano lejano. La pregunta es: ¿Qué se puede hacer?
Para encontrar respuesta hay que indagar, en primer lugar, cuáles
son las características de los pobres. De acuerdo a varios estudios, los
pobres se caracterizan por no tener, o tener muy poca educación. El
cuadro siguiente muestra los resultados de una investigación reciente
que encontró que en los países de América Latina existe una relación
inversa entre el porcentaje de la población en situación de pobreza y
el nivel de educación. Así se puede ver que en Honduras la
probabilidad de ser pobre era, a principios de los años noventa, de 43
por ciento para alguien que no había terminado ningún grado de
educación primaria, disminuyendo esta probabilidad respectivamente
a 15 y 4 por ciento para aquellas personas que habían cursado los
niveles primario y secundario. Por lo tanto, un cambio fundamental
que se debería efectuar en El Salvador, con relación al pasado, es el
incremento sustancial de los niveles de educación. No se trata de una
mejoría marginal, sino de dar un salto significativo. Esto implica
llevar a cabo grandes esfuerzos para que en la próxima década la
población aumente su nivel de educación promedio de los 4.5 años
actuales a 10 años, o que la tasa de matrícula en el nivel secundario
llegue a 50 por ciento a partir del 35 por ciento actual. Estas son
metas muy ambiciosas y difíciles de alcanzar, pero se trata del
bienestar y la sobrevivencia de la sociedad salvadoreña, por lo que no
debería haber vacilaciones en diseñar y emprender las acciones
requeridas.
Mayores niveles de educación no sólo tendrían repercusiones
sobre la pobreza, sino también sobre la competitividad. En efecto,
está bien ilustrada la experiencia de los países asiáticos que se
industrializaron y diversificaron su sector externo con base en lo que
se ha llamado la “capacidad social”, que radica en alcanzar altos
328 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Educación, la clave del futuro
Probabilidad de pertenecer al grupo más pobre de la población
(El que recibe el 20% más bajo del ingreso nacional)
Argentina
Bolivia
Brasil
Colombia
Costa Rica
Guatemala
Honduras
Panamá
Uruguay
Venezuela
Ninguna
Primaria
Secundaria
Universitaria
69
42
54
67
55
36
43
83
65
50
36
27
19
32
25
14
15
45
31
25
13
14
5
9
8
5
4
12
10
10
6
6
2
4
4
2
1
4
4
5
Fuente: Psachaeropoulos, Morley, Fiszbein, Lee y Wood (1994).
niveles de educación y salud de la población (Rodrik,1994). Además,
existe evidencia de que un sector exportador pujante es precedido de
un aumento sustancial de la educación (Maddison,1994), y que la
inversión extranjera es determinada por los niveles de educación del
país en cuestión (Braunerhjelon y Svensson, 1996). Para el caso de
América Latina, se puede apreciar en el cuadro de abajo que existe
una relación estrecha entre exportaciones per cápita y tasa de
matrícula en la escuela secundaria. También se cuenta con evidencia
de que la educación es uno de los determinantes de la reducción de la
violencia, y que esta reducción conduce a aumentar la inversión
privada (Alesina y Perotti, 1992), lo que sustenta el crecimiento de las
exportaciones. También existe evidencia de que en América Latina la
pobreza se origina, en gran parte, en la marcada concentración del
ingreso, y que la inequidad en la distribución del ingreso disminuye
con aumentos en los niveles de educación (Birdsall y Londoño, 1997).
Así, los mejores niveles educativos de la población salvadoreña
conducirían no sólo a la reducción de la pobreza sino, además, a una
disminución en la concentración del ingreso, lo que, a la vez,
redundaría en disminuir adicionalmente la pobreza y aumentar la tasa
de crecimiento económico estableciéndose así un proceso auto
sostenido de desarrollo económico y social.
La pregunta que surge es: ¿Cómo se financiarán los programas de
educación que son requeridos? Aquí habría que señalar que el
esfuerzo fiscal en El Salvador es sumamente bajo: alrededor de 12.5
por ciento del producto. Esto indica que se justifica aumentar la
tributación y erradicar la evasión de la misma. Ante las posibles
objeciones al aumento de la carga tributaria, hay que tomar en cuenta
que en el país la violencia tiene un costo estimado en 13 por ciento
del producto (Romano, 1997), lo que legítimamente se puede
interpretar como un impuesto. La disyuntiva se ha vuelto, entonces,
pagar “impuestos de violencia”, en medio de una creciente
conflictividad, con el consecuente amurallamiento de la sociedad y
estancamiento económico, o aumentar la recaudación del fisco para
financiar el desarrollo social cuyo fin sería el crecimiento económico,
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
329
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Tasas de matrícula en la escuela secundaria
y exportaciones per cápita. (1995)
Argentina
Bolivia
Brasil
Chile
Colombia
Costa Rica
República Dominicana
Ecuador
El Salvador
Guatemala
Honduras
México
Nicaragua
Perú
Uruguay
Venezuela
Matrícula educación
secundaria
Exportaciones
per cápita ($ US)
81
34
36
73
72
52
47
50
34
23
37
59
50
67
89
41
902
176
387
1346
438
1218
483
498
571
314
319
1192
215
346
1331
1181
Fuente: Banco Mundial, Informe del Desarrollo Mundial, varios números.
la competitividad, el fortalecimiento del sector externo y la
conciliación permanente de la sociedad salvadoreña. Hay que señalar
que el esfuerzo fiscal adicional que se emprendiera para estos fines
podría ser de carácter temporal, en vista de la evidencia de que en los
países de América Latina al aumentar sustancialmente los niveles de
educación, los resultantes aumentos en el empleo y en el crecimiento
económico conducen a aumentar la recaudación fiscal, dado el
incremento de personas que entran al mercado laboral formal, de
manera que estos programas, después de un tiempo, se vuelven auto
financiables (Londoño, 1996). En efecto, un estudio reciente
(BID,1997) ha demostrado que si la mano de obra de El Salvador
aumentara en un grado su nivel de educación promedio, el potencial
de crecimiento anual de la economía salvadoreña aumentaría en 1.4
por ciento por encima al potencial actual de 4.8 por ciento, para
alcanzar un potencial de 6.2 por ciento, tasa con la que se podría tener
impacto sobre la pobreza y el desempleo.
El momento actual en el país exige emprender decisivos
esfuerzos de desarrollo con el fin de afincar el bienestar de la
sociedad salvadoreña sobre bases firmes. Es tiempo de llevar a cabo
grandes esfuerzos de desarrollo social, al margen de las ideologías,
para gestar un futuro donde las oportunidades, las destrezas y la
dignidad estén al alcance de todos los salvadoreños.
330 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Educación, la clave del futuro
Referencias bibliográficas
Alesina, Alberto y Roberto Perotti, The Political economy of growth: A
critical survey of the recent literature and some new result, Harvard
University. 1992.
Banco Interamericano de Desarrollo, Latin America after a decade of
reforms, 1997, página 60.
Birdsall, Nancy y Juan Luis Londoño, “Asset inequality matters: An
assessment of the world banks approach to poverty reduction”, American economic review, Vol. 87, No. 2, mayo 1997.
Braunerhjelon, Pontus y Roger Svensson, “Host Country characteristics and
anglomeration in foreign investment”, Applied economics, Vol. 23,
1996.
Maddison, Angus, “Explaining the economic performance of nations, 19201989” en Convergence of productivity, William J. Baumol, Richard
Nelson y Edward N. wolff editores. Oxford University Press, 1994.
Londoño, Juan Luis, Pobreza, desigualdad y formación del capital humano
en América Latina, 1950-2025, Banco Mundial, 1996.
Psacharopoulos, George, Samuel Morley, Ariel Fiszbein, Haeduck Lee y
William C. Wood, “Poverty and income inequality in Latin America”,
Review of income and wealth, series 41, No. 3, septiembre 1995.
Rodrik, Dani, King Kong meets Godzilla: The World Bank and the east asian
miracle, Overseas Development Council, 1994.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
331
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
332 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Distribución del ingreso
e integración económica
El Trimestre Económico
Vol. LXVII (2), Núm. 266
México, Abril - Junio de 2000
Los puntos de vista expuestos en este
trabajo son responsabilidad exclusiva
del autor. El autor agradece los valiosos
comentarios de Aimee Verdisco,
Florencio Ballestero, Óscar Núñez
Sandoval, José Seligman-Silva, Gabriel
Siri y Robert Vos.
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Introducción
1
Véase, entre otros, Luis RiveraBátiz, “Economic Integration and
Endogenous Growth”, Quarterly
Journal of Economics, vol. 106, mayo,
1993; Kym Anderson y Richard
Blackhurst, Regional Integration and
the Global Trading System, Nueva
York, Saint Martin Press, Jaime De
Melo y Arvind Panagariya, New
Dimensions in Regional Integration,
Cambridge, Cambridge University
Press.
2
Respecto al tema del comercio
internacional y la distribución del
ingreso véase, entre otros, William
Cline, Trade and Income Distribution,
Washington, Institute for International
Economics.
3
Simon Kuznets, “Economic
Growth and Income Inequality”,
American Economic Review, vol. 45,
núm. 1. marzo, 1955.
4
W. Galenson y H. Leibenstein,
“Investment Criteria. Productivity and
Economic Development”. Quarterly
Journal of Economics, vol. 69, agosto
1955: Nicholas Kaldor, “Alternative
Theories of Distribution”, Review of
Economic Studies, vol. 23, 1955.
El estudio de la integración económica ha recibido considerable
atención en años recientes en virtud del papel singular que ocupa en
algunas regiones, particularmente en Europa en donde el ímpetu hacia
el establecimiento de un mercado único ha sido evidente desde
principios del decenio de los noventa. También en años recientes han
surgido nuevos enfoques al estudio de la integración que destacan,
entre otros temas, la competencia imperfecta, el comercio
intraindustrial y el capital humano.1 Sin embargo, poca atención se ha
otorgado al estudio de la influencia de la distribución del ingreso en la
integración. Esta variable puede tener importantes repercusiones, en
cuanto afecta la estructura de la demanda en los países miembros,
incidiendo así en el volumen y composición de las importaciones
intrarregionales. A la inversa, la integración podría tener
repercusiones en la distribución del ingreso ya que incide en la
estructura de las exportaciones y de la competencia que pasa del
plano nacional al subregional.
Este trabajo analiza los efectos macroeconómicos intrarregionales
provenientes de cambios en la distribución del ingreso en países que
forman un esquema de integración. Se argumenta que, entre otros
efectos, la desigualdad afecta de manera adversa la propensión a
invertir del sector privado, lo que tiene repercusiones en la demanda
agregada en el área de integración. O sea que por medio de su efecto
en la inversión y el producto, la desigualdad incide de manera
negativa en los volúmenes de comercio intra y extrarregional.
El trabajo no considera, sin embargo, los efectos de la integración
en la distribución del ingreso.2 La sección I presenta una reseña de la
bibliografía de las teorías de distribución. Esto es seguido de la
formulación de un modelo de interdependencia que explícitamente
incorpora variables distributivas.
El modelo es estimado para el caso de los países centroamericanos, con base en lo cual se efectúan ejercicios de simulación sobre la
respuesta del producto a cambios en la distribución del ingreso. El
trabajo concluye con una serie de consideraciones finales.
I. Desigualdad, inversión y crecimiento
Los puntos de vista respecto a la desigualdad, la inversión y el
crecimiento han cambiado en años recientes. Por mucho tiempo la
posición dominante fue la de Kuznets, quien argumentó que a medida
que el ingreso per cápita aumenta se incrementa la desigualdad, para
disminuir posteriormente según aumenta el ingreso per cápita.3 Este
proceso da lugar a una curva de U invertida, llamada la curva de
Kuznets. Galenson y Leibenstein y Kaldor mantienen que la
desigualdad fomenta el crecimiento económico, en cuanto la clase
capitalista supuestamente tiene una mayor propensión a ahorrar.4
Estos puntos de vista no han sido sustentados por estudios empíricos
subsecuentes. En particular, Ahluwalia no encontró evidencia de que
una mayor desigualdad esté asociada con tasas de crecimiento más
334 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Distribución del ingreso e integración económica
5
M. Ahluwalia, “Inequality,
Poverty and Development”,
Journal of Development
Economics, vol. 3, 1976.
6
Rati Ram, “Economic
Development and income
Inequalities: Further Evidence on
the U-Curve Hypothesis”, World
Development, vol. 16, noviembre,
1988.
7
Francois Bourguignon y
Christian Morrison. “Income
Distribution, Development and
Foreign Trade: A Cross Sectorial
Analysis”. European Economic
Review; vol. 34, núm 6,
septiembre, 1990.
8
J. Anana y S. Kambur,
“Inequality and Development: A
Reconsideration”, H. P. Nissen
(comp.), Towarsds Income
Distribution Policies, Tilburg,
EADI Books, 1984.
9
Irma Adelman y Nobuhico
Fuwa, “Income Inequality and
Development: The 1970’s and
1980’s Compared”, Economie
Appliquée, vol. XLVI, núm. 1,
1994.
10
Michael Sarel, “How
Macroeconomic Factor Affect
Income Distribution: The CrossCountry Evidence”, Documento de
Trabajo núm. WP-97-152,
Washington, Fondo Monetario
Internacional, noviembre, 1997.
11
Antonio Spillimbergo, Juan
Luis Londoño y Miguel Székely,
“Income Distribution, Factor
Endowments, and Trade
Openness”, Documento de Trabajo
núm. 356, Washington, Banco
Interamericano de Desarrollo,
octubre, 1997.
12
Sanjeev Gupta, Hamid
Davoodi y Rosa Alonso-Terme,
“Does Corruption Affect Income
Inequality and Poverty”,
Documento de Trabajo núm. 9876, Fondo Monetario
Internacional, mayo, 1998.
13
Alberto Alesina y Roberto
Perotti, “The Political Economy of
Growth: A Critical Survey of the
Recent Literature and some News
Results”, Cambridge, Harvard
University 1992, inédito.
14
Roberto Chang ,“Income
Inequality and Economic Growth:
Evidence and Recent theories”,
Economic Review, Federal Reserve
Bank of Atlanta, vol. 79, núm. 4,
Julio-Agosto,1994.
altas.5 Asimismo, Ram encontró que las estimaciones de curvas de
Kuznet eran insignificantes cuando se eliminaban los países
desarrollados de la muestra.6 Resultados similares fueron obtenidos
por Bourguignon y Morrison para una muestra de 35 países en
desarrollo, que indicaron que la desigualdad tiene una correlación
positiva con las exportaciones agrícolas y mineras y con altas tarifas
arancelarias, y correlaciones negativas tanto con la tasa de inscripción
en la escuela secundaria como con la participación de las pequeñas y
medianas explotaciones agrícolas en el PIB del mismo sector.7
Además, Anand y Kanbur derivaron una expresión que da lugar a
la curva de Kuznets, cuya estimación para un grupo de 60 países
desarrollado y en desarrollo, usando diferentes indicadores de
desigualdad, destacó que estadísticamente no se podía aceptar la
existencia de una curva de Kuznets.8 A la vez, Adelman y Fuwa
afirmaron que durante el decenio de los ochenta la porción del ingreso
recibido por el estrato más pobre disminuyó con rapidez en la medida
que el ingreso per cápita aumentaba, y permanecía bajo sin notarse
que aumentara su participación aun en los ingresos per capita
elevados.9 Estos autores concluyeron que no existía una curva de
Kuznets para los estratos pobres. Estudios recientes han encontrado
evidencia del papel que variables macroeconómicas desempeñan en la
desigualdad. Así, Sarel encontró evidencia para una muestra de 55
países desarrollados y en desarrollo de que el coeficiente de Gini
disminuye con las tasas de crecimiento económico y de inversión, así
como con mejorías en los términos de intercambio.10 Asimismo,
Spillimbergo, Londoño y Székely estimaron ecuaciones panel para
una muestra transversal de 34 países en el periodo 1965-1990 y
encontraron que la desigualdad es más alta en países que son
intensivos en el factor tierra, dado que este factor tiende a disminuir la
porción del ingreso correspondiente al quintil más pobre.11
Encontraron también que los países en los que el capital físico es
abundante tienden a tener mayor desigualdad en virtud de que este
factor aumenta la porción del ingreso del quintil más rico y disminuye
la de los otros cuatro quintiles. Al contrario, encontraron que los
países intensivos en capital humano tienen menor desigualdad, ya que
este factor contribuye a aumentar las porciones del ingreso del tercer
y cuarto quintiles, o sea de la clase media. La corrupción también ha
sido identificada como una variable que incide en la desigualdad por
Gupta, Davoodi y Alonso-Terme, de modo tal que, en una muestra de
38 países, si el índice de corrupción aumenta en una desviación
estándar (2.52 puntos en una escala de 0 a 10) el coeficiente de Gini
aumenta en 5.4 puntos. Este aumento de la desigualdad es de la
misma magnitud como el que resultaría de la disminución de 2.3 años
cursados en la escuela secundaria por la población.12
De particular importancia son los estudios recientes que muestran
el efecto benéfico que la igualdad tiene en el crecimiento. Alesina y
Perotti presentaron evidencia econométrica de una muestra de 65
países en desarrollo, que indica que cuanto mayor es la porción del
ingreso recibido por la clase media mayor es la tasa de ahorro y de
crecimiento.13 Además, Chang estudió el crecimiento económico de
48 países en desarrollo en el período 1960-1992 y encontró una
relación directa entre tasa de crecimiento e igualdad.14
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
335
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Resultados similares obtuvieron Clarke, Alesina y Rodrik,y Person y
Tabellini.15 Se debe hacer referencia también al estudio de Birdsall,
Ross y Sabot que encuentra evidencia de que las tasas de inscripción
en escuela primaria y secundaria, así como la proporción entre el
ingreso recibido por el 20% más rico al recibido por el 40% más
pobre (con un signo negativo), son determinantes significativos del
crecimiento del PIB per cápita.16
II. La distribución del ingreso en la América Latina
15
George R.G.Clarke,”More
Evidence on Income Distribution and
Growth”, Journal of Development
Economics, vol. 47, núm. 2, Agosto,
1995: Alberto Alesina y Dani Rodrik,
“Distributive Polities and Economic
Growth”, Quarterly Journal of
Economics, vol. CIX, núm. 2, mayo,
1994: Torsten Persson y Guido
Tabellini, “Is Inequality Harmful to
Growth? Theory and Evidence”,
American Economic Review, vol. 84,
1994.
16
Nancy Birdsall, Thomas C.
Pinckney y Richard H. Sabot”
Inequality and Growth Reconsidered:
Lessons from East Asia”, World Bank
Economic Review, vol. 9, núm. ,
septiembre de 1995.
17
Comisión Económica para
América Latina y el Caribe, Panorama
social de América Latina, Nueva
York, Naciones Unidas, 1994.
18
Samuel Morley, Poverty and
Inequality in Latin America,
Baltimore, Johnes Hopkins University
Press, 1995.
19
En contraste, un artículo reciente en
la revista Business Week, 7 de
septiembre de 1998, argumenta que
existe una “razón humana” para que el
Banco Federal de Reserva de los
Estados Unidos no aumente las tasas
de interés, en cuanto a que las bajas
tasas contribuyen a incrementar la
demanda por empleo de los estratos
más pobres de la población,
mejorando en consecuencia la
distribución del ingreso.
20
Oscar Altimir, “Cambios en la
desigualdad y la pobreza en la
América Latina”, EL TRIMESTRE
ECONÓMICO, vol. LXI, núm. 241,
enero-marzo, 1994.
La distribución de ingreso en la América Latina se deterioro durante
los años ochenta, agravando así una situación históricamente
caracterizada por la desigualdad. De acuerdo con la CEPAL, sólo en
Colombia y Uruguay la distribución del ingreso no empeoró en ese
decenio.17 A estos dos países Morley agrega Costa Rica y Paraguay
usando datos diferentes.18 Este autor muestra que la desigualdad es
contra cíclica, aumentando en la contracción económica y
disminuyendo en la fase de recuperación, y explica este
comportamiento con la hipótesis de que en los años ochenta los
salarios y el empleo de los más pobres experimentaron presiones
hacia la baja. De hecho, Morley señala que en las 17 recesiones que
ocurrieron en la región en el decenio de los ochenta la desigualdad
aumentó en todos los casos en que los salarios reales disminuyeron o
se mantuvieron constantes. Por lo contrario, en todos los casos,
excepto uno, en que los salarios reales aumentaron, ya sea en período
de recesión o de crecimiento, la desigualdad disminuyó o se mantuvo
constante. Morley también señala que la desigualdad aumentó como
resultado del incremento en las tasas de intereses que ocurrieron en
muchos países con el propósito de atraer capital extranjero.19 Se debe
señalar que Altimir estudió la evolución de la desigualdad en nueve
países de la América Latina en los decenios de los cincuenta, sesenta
y setenta y su relación con el crecimiento económico, y encontró que
no se detecta una relación clara, porque el crecimiento había dado
lugar a aumentos en la desigualdad con la misma frecuencia que los
casos cuando no condujo a tal efecto.20
Asimismo, Londoño y Székely en su estudio sobre la evolución
de la desigualdad en la América Latina y el Caribe encontraron que en
los años setenta la porción del ingreso destinado a los estratos bajos y
medios aumentó a expensas de la del estrato 20% más rico.21 En el
decenio siguiente ocurrió un proceso opuesto, ya que la porción del
90% más pobre disminuyó mientras que la del 10% más rico aumentó
considerablemente. En los años noventa los deciles más pobres y más
ricos disminuyeron su participación porcentual en el ingreso, a la vez
que la participación de la clase media aumentó. Estos autores
concluyen que los altos índices de desigualdad que prevalecen en la
región se originan en las grandes porciones de ingreso de los estratos
más ricos. Esto da lugar a una desigualdad excesiva que se manifiesta
en 1995 en un coeficiente de Gini 25% más alto de lo que se esperaría
con base en el ingreso per cápita de la región. Esta excesiva
desigualdad da lugar a que 50% de la pobreza de la región tenga
336 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Distribución del ingreso e integración económica
21
Juan Luis Londoño y Miguel
Székely, “Persistent Poverty and
Excess Inequality: Latin America
During 1970-1995”, Documento de
Trabajo, Washington, Banco
Interamericano de Desarrollo, 1997.
22
Roberto Perotti. “Income
Distribution and Investment”,
European Economic Review, vol. 38,
núm. 3-4, abril, 1994.
23
Alberto Alesina y Roberto
Perotti, “Income Distribution,
Political Instability, and
Investment”, European Economic
Review, vol. 40, núm. 6, junio, 1996.
24
Nancy Birdsall, Thomas C.
Pinckney y Richard Sabot, “Why
Low Inequality Spurs Growth :
Savings and Investment by the
Poor”, Documento de Trabajo,
Banco Interamericano de Desarrollo,
1996.
25
Alberto Alesina y Roberto
Perotti, “Income Distribution...”, op.
cit.
26
Kevin M. Murphy, Andrei
Schleifer y Robert Vishny, “Income
Distribution, Market Size, and
Industrialization”, Journal of
Political Economy, vol. 103, núm. 3,
agosto, 1989.
27
Véase, entre otros, Andrew
Abel y Janice Eberly, “The Effects
of Irreversibility and Uncertainty
on Capital Accumulation”. NBER,
Documento de Trabajo núm. 5363,
1995, y “Optimal Investment with
Costly Reversibility”, Review of
Economic Studies, vol. 63, octubre,
1996.
28
Catherine Patillo “Investment,
Uncertainty, and irreversibility in
Ghana”, Documento Fondo
Monetario Internacional, 1997.
también un carácter excesivo, es decir, si la desigualdad en la región
tuviese correspondencia con su PIB per capita, la pobreza sería 50%
menor que lo experimentado en 1995.
En este trabajo se investiga la existencia de una relación entre
desigualdad e inversión en la América Latina. Este es un tema que se
ha analizado en varios estudios recientes. Perotti encontró en una
muestra de 64 países que la inversión aumenta de manera
proporcional con la fracción del ingreso recibido por los dos quintiles
más pobres.22 Asimismo, Alesina y Perotti encontraron evidencia de
que cuanto mayor es el porcentaje del ingreso recibido por la clase
media mayor es la tasa de inversión, por lo que infieren que una clase
media amplia y con poder de compra genera las condiciones para la
estabilidad social.23 La pregunta que surge forzosamente es cómo se
explican estas relaciones entre desigualdad e inversión. La
explicación se podría encontrar, en parte, en los resultados de
Birdsall, Pinkney y Sabot que indican que en los países con menor
desigualdad los pobres se benefician más de sus inversiones en
educación y por tanto invierten más que en los países con mayor
desigualdad.24
Se puede hacer referencia, además, a los resultados
econométricos de Alesina y Perotti que encontraron que la
desigualdad fomenta la inestabilidad social, que a su vez desestimula
la inversión.25 Otra explicación podría descansar en los argumentos de
Murphy, Shleifer y Vishny en torno de la evidencia histórica de que la
industrialización está precedida por un auge en la demanda de
manufacturas, generada por una bonanza del sector exportador o del
sector agrícola.26 Estos autores muestran que esta bonanza no es
suficiente por sí sola para sustentar la industrialización, ya que su
estímulo depende de su irradiación hacia un gran número de
consumidores que demanden manufacturas. En realidad, cuando
prevalece una alta concentración del ingreso el auge redundaría en un
aumento de bienes suntuarios importados, sin ningún efecto
propulsivo en la industrialización. También muestran que una
redistribución del ingreso del estrato más rico a los estratos medios y
pobres conduciría, respectivamente, a aumentar las demandas de
manufacturas y de alimentos, lo que a su vez incrementaría las
ganancias de la clase más rica. Otra explicación puede formularse con
base en las teorías recientes de la inversión que postulan que, dado el
carácter irreversible de esta variable, el inversionista potencial no
efectúa su inversión sino hasta que la expectativa del producto
marginal del capital invertido supera un umbral que es determinado,
entre otras variables, por el costo del capital y la magnitud y la
incertidumbre de la demanda por sus productos.27 La evidencia
empírica de una muestra de empresas industriales de Ghana confirma
la validez de estas teorías, encontrando que la decisión de invertir está
condicionada por un umbral, o valla de decisión, que disminuye en
función proporcional con la tasa esperada de crecimiento de la
demanda y aumenta de manera proporcional con la variabilidad de
ésta.28
El cuadro 1 y la gráfica 1 presentan coeficientes de Gini, índices
de inestabilidad sociopolítica y tasas de inversión privada para una
muestra de 15 países de la región. Se observa que en la región existe
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
337
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
una relación inversa entre acumulación de capital y desigualdad, de
manera que países con mayor desigualdad tienen menor tasa de
inversión privada. Esta relación podría estar influida por la
inestabilidad sociopolítica. De hecho, usando los índices de
inestabilidad sociopolítica computados por Perotti, se aprecia en el
cuadro 1 que los países con poca inestabilidad como Chile (0.05),
Costa Rica (-1.19), México (-0.43) y Panamá (0.29) muestran tasas de
inversión más altas que las de países con altos índices de
inestabilidad, como Argentina (3.10), El Salvador (0.80), Honduras
(0.49), Perú (0.74) y República Dominicana (1.20), no obstante sus
mayores coeficientes de Gini.29 Una excepción es Ecuador, que
muestra altas tasas de desigualdad, inestabilidad e inversión.
CUADRO 1
País
Argentina
Brasil
Chile
Colombia
Costa Rica
Ecuador
El Salvador
Guatemala
Honduras
México
Panamá
Paraguay
Perú
República Dominicana
Venezuela
Coeficiente
De Ginia
0.48
0.63
0.57
0.53
0.46
0.53
0.45
0.59
0.59
0.52
0.57
0.40
0.44
0.50
0.44
Indice de
inestabilidad
Sociopolíticab
3.10
-0.01
0.05
-0.46
-1.19
1.91
0.80
0.49
-0.43
0.29
0.74
1.20
0.31
Tasa de inversión
Privada 1992-1994c
(Porcentaje)
18.3
15.1
19.6
10.2
21.2
19.7
17.9
15.6
10.9
20.4
19.4
22.1
17.5
13.3
18.8
a
Los coeficientes de Gini fueron tomados del Banco Interamericano de Desarrollo, Basic Socio Economic Data, octubre, 1996, y corresponden a valores de 1989 o 1990, excepto para Ecuador cuyo valor
corresponde a 1994. Los coeficientes de Argentina, Colombia, El Salvador, Paraguay y Perú corresponden
al sector urbano, los de los otros países son valores nacionales.
b
Los índices de inestabilidad socioeconómica fueron tomados de Roberto Perotti, nota 28 de pie de
página. Este índice es obtenido combinando las siguientes variables: asesinatos políticos (AS), número de
muertes violentas por millón de habitantes (MU), golpes de Estado con éxito (GE), golpes de Estado sin
éxito, (GSE) y una variable que denota el grado de avance de la democracia en el país (DE). El índice está
dado por la expresión: ISP = 1.60 (AS) + 2.33(MU) + 7.29(GE) + 6.86 (GSE)+5.23 (DE).
c
International Finance Corporation, Trends in Private Investment in Developing Countries, 1996,
Washington.
29
Roberto Perotti, “Growth,
Income Distribution and Democracy:
What the Data Say?”, Journal of
Economic Growth, vol. 1, núm. 2,
junio, 1996.
30
No obstante que muestra una
baja inestabilidad, en las estimaciones
econométricas Colombia fue incluida
en el grupo de los países con mayor
inestabilidad.
Tomando en cuenta estos indicadores se podría dividir los datos
en dos grupos: uno formado por Brasil, Chile, Costa Rica, Ecuador,
Guatemala, México, Panamá y Paraguay, en el que prevalecen países
con poca inestabilidad sociopolítica y cuyas tasas de inversión no
disminuyen rápidamente a medida que aumenta la desigualdad, y otro
formado por el resto de la muestra, de países con alta inestabilidad y
cuya pendiente es más pronunciada.30 Sin embargo, esta clasificación,
aunque tentativa, debe tomarse con mucha cautela ya que los índices
de inestabilidad fueron calculados por Perotti con base en valores
338 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Distribución del ingreso e integración económica
promedios del periodo 1960-1985, mientras que los coeficientes de
Gini corresponden a las situaciones de principios del decenio de los
noventa o fines del anterior.
A fin de cuantificar la relación entre inversión privada y
desigualdad se estimó por mínimos cuadrados ordinarios una serie de
ecuaciones que expresan la tasa de inversión (INV) en función del
coeficiente de Gini. Además, se incorporaron las variables cualitativas
W1 y W2 que denotan cambios en la ordenada en el origen y en la
pendiente de la ecuación, respectivamente.
GRÁFICA 1. Desigualdad e inversión privada en la América Latina
23
22
Pa raguay
C osta R ic a
21
M é xico
20
19
Venezuela
18
El Salv ador
17
Pe rú
Ec uador
C hile
Pa nam á
A rgentina
16
G uate m ala
15
B ra sil
14
13
R epública D om inic ana
12
11
10
H onduras
C olom bia
C oeficie nte de Gini
Estas variables cualitativas tienen el valor de cero cuando el país
pertenece al grupo de “baja inestabilidad”, y de uno cuando el país es
de “alta inestabilidad”. Los resultados se muestran en el cuadro 2. Los
resultados para el caso de la expresión que introduce ambas variables
cualitativas indican que existen dos ecuaciones de regresión: Una con
pendiente de -29.26 para el primer grupo de países y la otra con
pendiente de -58.85 para el segundo grupo. En este último caso si el
coeficiente de Gini aumentara en 0.05 puntos la tasa de inversión
disminuiría en cerca de 3 puntos porcentuales.
Estos resultados indican que de la misma manera en que la
inversión es limitada por la insuficiencia de ahorro interno o externo,
según el clásico modelo de las tres brechas, también puede ser
restringida por una brecha de desigualdad. La superación de esta
restricción puede ser un requisito para lograr los beneficios buscados
en la superación de las brechas de ahorro. Es decir, en una situación
en que prevalece alta desigualdad y, por ende, baja tasa de inversión,
los esfuerzos para acelerar el crecimiento mediante la movilización
del ahorro interno o externo son fútiles a menos que la desigualdad
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
339
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
disminuya. Así, las medidas conducentes a superar la restricción
impuesta por la desigualdad serían efectivas para aumentar la
inversión. En este contexto, la mayor igualdad daría lugar a que la
inversión privada adicional utilizara el ahorro externo para fines de
inversión. En caso contrario, cuando prevalece una alta desigualdad,
las entradas de ahorro externo no encontrarían inversión que financiar
y por tanto desplazarían al ahorro interno.
CUADRO 2. Tasa de inversión privada en función del coeficiente de Gini
Variables independientesa
Variable
W2
R2
-24.64
(1.88)
0.21
3.54
38.1494
(10.41)
-35.51
(5.19)
-11.31
(6.24)
0.81
26.41
INV
39.8564
(4.15)
-38.82
(5.05)
-5.56
(5.52)
0.78
21.05
INV
34.7558
(7.75)
-29.26
(3.51)
9.35
(1.26)
0.83
18.98
Dependiente
Constante
Gini
INV
29.9852
(4.42)
INV
Wl
-29.59
(2.02)
F
FUENTE: Cálculos del autor.
a
Los estadísticos t se muestran debajo de los coeficientes correspondientes.
CUADRO 3. Matriz de Metzler
Guatemala
El Salvador
Honduras
Nicaragua
Costa Rica
Guatemala
El Salvador
Honduras
Nicaragua
Costa Rica
0.24700
-0.01240
-0.00100
-0.00140
-0.00600
-0.02860
0.24580
-0.00240
-0.00320
-0.00680
-0.01950
-0.00760
0.45760
-0.00410
-0.00590
-0.04280
-0.01350
-0.00220
0.41680
-0.04240
-0.01430
-0.00820
-0.00018
-0.00260
0.61620
FUENTE: Cálculos del autor.
CUADRO 4. Matriz de multiplicadores
Guatemala
El Salvador
Honduras
Nicaragua
Costa Rica
Guatemala
El Salvador
Honduras
Nicaragua
Costa Rica
4.07872
0.20838
0.01010
0.01567
0.04319
0.48506
4.09712
0.02273
0.03364
0.05247
0.18719
0.07914
2.18626
0.02290
0.02520
0.44601
0.16063
0.01344
2.40317
0.17160
0.10305
0.06006
0.00123
0.01096
1.62528
FUENTE: Cálculos del autor.
340 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Distribución del ingreso e integración económica
III. Efecto multiplicador de cambios en la distribución
del ingreso
Con objeto de apreciar las repercusiones de la desigualdad en la
integración económica, en el apéndice se presenta un modelo de
interdependencia económica para los cinco países centroamericanos,
que permite cuantificar el efecto multiplicador en todos los países
generado por cambios en el coeficiente de Gini en un país dado. Con
base en la expresión (9) del apéndice y usando datos de las cuentas
nacionales y del comercio internacional de los países
centroamericanos para el periodo 1992-1994 se calculó la matriz de
Metzler (cuadro 3).31 Su opuesto es la matriz de multiplicadores
(cuadro 4).
La matriz de multiplicadores indica que si, por ejemplo, el
consumo público en El Salvador aumentara en un dólar, el PIB de este
país aumentaría en 4.09 dólares y en Guatemala y Costa Rica
aumentaría en 0.48 y 0.05 dólares respectivamente.
El aumento en el ingreso de los países centroamericanos en
respuesta a un cambio en la distribución del ingreso puede ser
calculado por medio de la expresión (21) del apéndice. Supóngase que
el coeficiente de Gini de El Salvador disminuye de 0.45 a 0.44. En
este caso la matriz
∂G
dG =
∂D
31
L. A. Melzler, “A Multiple
Region Theory of Income and
Trade”, Econométrica, mayo, 1950.
Los datos de las cuentas nacionales
fueron tomados del Fondo
Monetario Internacional,
Estadísticas financieras
internacionales, Los datos de
comercio intrarregional se
obtuvieron de la publicación del
FMI, Direction of Trade.
0
0
0 0.5886
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
(-0.01)
En el cuadro 5 se muestra el desplazamiento del vector de
ingresos,que se calculó usando la expresión (21) del apéndice.
Asimismo, los desplazamientos en el vector de ingresos resultantes de
una reducción de 0.01 en el coeficiente de Gini de Honduras se
muestran en el cuadro 6.
Las matrices de dimensión 5x5 presentadas en los cuadros 5 y 6
pueden ser interpretadas como matrices de multiplicadores que,
cuando ocurre un cambio en la distribución del ingreso, vinculan los
gastos exógenos con los cambios en el vector de ingresos. Es decir,
estas matrices contienen los efectos multiplicadores adicionales del
gasto exógeno que resultan de una reducción en el coeficiente de
Gini. Por tanto, representan una fuente adicional de crecimiento
económico, en adición al gasto público y a las exportaciones
extrarregionales. Se observa que los multiplicadores son más grandes
en el país en donde ocurre el cambio en la desigualdad y en los países
vecinos. Se aprecia, además, que dado que todos los multiplicadores
son positivos todos los países se benefician de la menor desigualdad
en cualquier país. Es decir, cada nación recibe estímulos económicos
adicionales de todos los otros países a raíz de una disminución de la
desigualdad en un país.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
341
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Al efectuar las multiplicaciones matriciales indicadas en el
cuadro 5 se obtienen los cambios (en millones de dólares) en el vector
de productos internos brutos resultantes de una disminución de 0.01
en el coeficiente de Gini de El Salvador:
∂
∂GES
YG
YES
YH
YN
YCR
dGES =
27.74
234.1
1.30
0.6
1.92
3.01
Esta expresión indica que la reducción de la desigualdad en El
Salvador conduciría a un aumento de 234.16 millones de dólares en su
PIB, mientras que los PIB de Guatemala y Honduras aumentarían en
27.74 y 1.30 millones, respectivamente.
De manera similar, con base en las operaciones indicadas en el
cuadro 6, el aumento en el producto generado por una disminución de
0.01 en el coeficiente de Gini de Honduras es dado por la expresión
siguiente:
∂
∂GH
YG
YES
YH
YN
YCR
dGH =
6.59
2.79
77.01
0.81
0.88
CUADRO 5. Cambios en los PIB de los países centroamericanos resultado de la disminución de la
desigualdad en el Salvador
∂
∂GES
YG
YES
YH
YN
YCR
0.5799E-03
0.4949E-02
dGES = 0.2742E-04
0.4059E-04
0.6330E-04
0.1140E-01
0.9736E-01
0.5394E-03
0.7984E-03
0.1245E-02
0.2203E-03
0.1880E-02
0.1041E-04
0.1542E-04
0.2405E-04
0.4471E-03
0.3816E-02
0.2114E-04
0.3129E-04
0.4880E-04
0.1670E-03
0.1425E-02
0.7899E-05
0.1169E-04
0.1823E-04
W
Fuente: Cálculos del autor
CUADRO 6. Cambios en el PIB resultado de una disminución en la desigualdad en Honduras
∂
∂GH
YG
YES
YH
YN
YCR
0.1054E-04
0.4636E-05
dGH = 0.1280E-03
0.1341E-05
0.1476E-05
0.2369E-04
0.1041E-04
0.2878E-03
0.3015E-05
0.3317E-05
Fuente: Cálculos del autor
342 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
0.2282E-02
0.1003E-02
0.2772E-01
0.2903E-03
0.3195E-03
0.1403E-04
0.6169E-05
0.1704E-03
0.1785E-05
0.1964E-05
0.1284E-05
0.5645E-06
0.1559E-04
0.1633E-06
0.1797E-06
W
Distribución del ingreso e integración económica
En este caso la menor desigualdad en Honduras resulta en un
aumento de 77.01 millones de dólares en su PIB y en aumentos de
2.79 y 6.59 millones en El Salvador y Guatemala, respectivamente.
Estos aumentos del PIB son significantes. Por ejemplo, en el caso de
El Salvador es equivalente a un aumento de 57.13 (234.16/4.09)
millones de dólares en el gasto exógeno. En el caso de Honduras
equivale a un aumento de 35.21 (77.01/2.18) millones. Se puede
apreciar entonces que la disminución de la desigualdad representa
verdaderos “choques” que aceleran el crecimiento. A la vez, aumentos
en la desigualdad constituyen frenos al crecimiento, que podrían hacer
inefectivos los esfuerzos por incrementar el crecimiento mediante la
expansión de variables exógenas, como las exportaciones, o por la
ejecución de reformas sectoriales.
IV. Distribución del ingreso e interdependencia
La matriz de multiplicadores permite calcular los efectos de
“desparrame” que el gasto exógeno en un país ejerce sobre los otros.
Si el gasto público en el país i aumenta en una unidad, el efecto
relativo de desparrame está dado por la expresión:
dYi
dYj
/Σ
dPi
dPi
J≠I
Cuanto más baja es esta proporción mayor es el efecto de
desparrame en los otros países. El cuadro 7 presenta los indicadores
de desparrame en el supuesto de que el coeficiente de Gini disminuye
en 0.05 en Guatemala, El Salvador y Honduras.
Se observa que el índice de desparrame no disminuye en los
países en donde ocurre el cambio en la desigualdad; Sí disminuye en
los otros países, de manera que el efecto del gasto exógeno se propaga
con mayor intensidad cuando disminuye la desigualdad.
Nótese que los cambios son mayores en Guatemala y El Salvador, los
países relativamente más grandes en términos económicos, mientras
que los cambios en la desigualdad en Honduras apenas se hacen sentir
en los coeficientes de desparrame.
CUADRO 7. Efectos de desparrame
Coeficiente de Gini disminuye en 0.05 en:
País
Guatemala
El Salvador
Honduras
Nicaragua
Costa Rica
Actual
14.70
6.89
6.95
3.03
9.27
Guatemala
El Salvador
Honduras
En los tres países
14.71
6.14
6.34
2.78
8.48
13.18
6.89
6.66
2.93
8.76
14.63
6.87
6.95
3.03
9.26
13.92
6.12
6.23
2.73
8.26
Fuente: Cálculos del autor.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
343
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Otro indicador útil para medir la conectividad de un sistema
económico multinacional es la proporción de interdependencia,
definida como:
dYi
dPi
dYi
Σ
j ≠ i dPj
Este índice expresa el aumento del PIB de un país en respuesta a
un aumento de su gasto exógeno, relativo a los efectos que este país
recibe de los otros, cuando éstos experimentan aumentos simultáneos
de gastos exógenos. Un bajo índice indica que el país tiene fuertes
vínculos con el resto del sistema. Estos índices se muestran en el
cuadro 8 en función de los coeficientes de Gini para los casos de
Guatemala, El Salvador y Honduras. Obsérvese que el índice no
cambia en el país en donde ocurre el cambio en la desigualdad, pero
sí disminuye en los otros países. Esto indica que la interdependencia
entre países aumenta a raíz de la menor desigualdad.
CUADRO 8. Indice de interdependencia
Aumento en el PIB de un país generada por su propio gasto exógeno
relativo al aumento inducido por el gasto exógeno en los otros países
El coeficiente de Gini disminuye en 0.05 en:
País
Actual
Guatemala
Guatemala
El Salvador
Honduras
Nicaragua
Costa Rica
3.34
8.06
46.43
28.91
5.51
3.33
7.52
44.25
27.97
5.40
El Salvador
3.14
8.06
42.78
27.12
5.39
Honduras
3.30
7.97
46.18
28.37
5.52
En los tres países
3.20
7.43
42.74
26.67
5.30
Fuente: Cálculos del autor.
Consideraciones finales
Este trabajo ha presentado evidencia de que en la América Latina
existe una relación inversa entre la tasa de inversión privada y la
desigualdad. Esta relación ha permitido introducir el coeficiente de
Gini como una variable explícita en un modelo de interdependencia
económica y, así, Cuantificar las repercusiones entre países de un
cambio en la desigualdad en un país dado. Asimismo, se ha
demostrado que la igualdad conduce a mayor interdependencia entre
los miembros de un esquema de integración económica, lo cual le
confiere un papel importante en la profundización v sostenibilidad de
la integración.
Los resultados de este trabajo indican qué la equidad es una
variable efectiva para mantener el dinamismo en la integración y, así,
superar las experiencias adversas de distintos esquemas en las cuales,
después de un periodo inicial de dinamismo del comercio intrazonal,
344 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Distribución del ingreso e integración económica
se entra en una etapa de estancamiento y crisis. A fin de analizar este
punto, la gráfica 2 presenta en el primer cuadrante la trayectoria de
una economía que está limitada por una brecha de ahorro. La tasa de
crecimiento del producto g está dada por g = k (s + f) ≤ (i max) k, en
la que s es la tasa de ahorro nacional, k es la relación productocapital, f es la tasa de ahorro externo e i (max) es la tasa máxima de
inversión que se puede alcanzar dada la distribución del ingreso
prevaleciente. La tasa de crecimiento aumenta en función de la
entrada de ahorro externo hasta alcanzar la tasa máxima g1. Como
resultado, el comercio intrazonal, que es determinado por el
crecimiento del producto, se estanca en el punto T1, como se muestra
en el segundo cuadrante. En este caso, una entrada de ahorro externo
mayor que f1 no conduciría a una mayor tasa de crecimiento, en virtud
de la restricción impuesta a la inversión privada por la distribución
del ingreso. En este caso f estaría desplazando al ahorro nacional ya
que no existe inversión adicional que dé cabida o utilice el ahorro
externo. Superar esta situación de estancamiento se logra
disminuyendo la desigualdad, lo que conduciría a aumentar las tasas
de inversión y de crecimiento. Esta última tendría un rango adicional
de crecimiento hasta g2.
Nótese en la gráfica 2 que la redistribución ha afectado la
pendiente de la curva crecimiento-comercio intrarregional, que se
desplaza de C1 a C2 por el supuesto de que la redistribución ha
aumentado el poder de compra de los estratos que estaban al margen
del mercado, o tenían limitaciones de consumo, y a C3 por el aumento
de la oferta exportable a raíz del aumento de la inversión.
GRÁFICA 2. Desigualdad, crecimiento económico y comercio intrazonal
C1
C2
C3
g2
g1
f1
Tasa d e ah orro exte rn o
T1
T2
T3
T4
C o mercio intrazo nal
Así, el aumento del comercio intrazonal total, T1 T4, puede ser
interpretado como resultado del aumento T1 T2 debido al incremento
de la demanda agregada a raíz del aumento de la inversión, otro
componente T2 T3 , que es consecuencia de la mayor capacidad
adquisitiva resultante de la redistribución del ingreso, y un
componente T3 T4, originado en el ensanchamiento de la oferta
generado por el aumento de la inversión.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
345
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
El análisis anterior señala que en ausencia de una política
distributiva la integración económica puede verse sujeta a las
vicisitudes y tendencias al estancamiento que la han caracterizado en
el pasado. Dado que en la región un importante determinante de la
distribución del ingreso es la educación,32 los
esfuerzos integracionistas deberían buscar avances considerables en
los índices de capital humano en todos los países de la América
Latina v el Caribe, procurando alcanzar la convergencia del desarrollo
social en la región.33
El costo neto de superar las deficiencias de educación puede ser nulo,
según cálculos de Londoño, a raíz de los ingresos fiscales adicionales
generados por las actividades económicas desarrolladas por la
participación en el mercado de nuevos segmentos de población con
escolaridad.34 En la equidad existe, entonces, un efectivo impulso al
desarrollo al cual se puede recurrir sin sacrificar las sociedades de la
región en los vaivenes de la economía globalizada y sin sumir la
evolución económica regional en la penumbra de crisis continuas.
Así, el dilema no consiste en elegir entre equidad y eficiencia, como
la bibliografía tradicional ha mantenido, sino que las políticas
escogidas fomenten la equidad o el estancamiento y la crisis.
Abril de 1999
Apéndice
A fin de cuantificar el efecto de cambios en la desigualdad en la
integración económica se presenta a continuación un modelo de
interdependencia basado en el modelo de Metzler. El modelo es
estrictamente lineal, se basa en el efecto propulsivo de la demanda
agregada y se supone que no existen limitaciones de oferta. El
producto interno bruto, Y, de cada economía es definido así:
Yi = Ci + Pi + I i + Eoi - Moi + Σi (Eij - Mij)
(1)
en que Ci es el consumo privado, Pi es el consumo e inversión
públicos (exógeno), Ii es la inversión privada, Eoi son las
32
George Pscharopoulos et al, “Poverty and Income Inequality in Latin America During the 1980s”, Review of income and Wealth, vol. 41, núm. 3,
1995.
33
En el contexto de los beneficios de la integración continental. Fishlow ha apuntado: “Es de esperar, entonces, que haya alguna ganancia en esta
área como resultado de un intercambio más libre de bienes y servicios. Pero puede obtenerse un beneficio mucho mayor si se avanza seriamente en la
dirección de una educación universal. La desigualdad en el acceso a la educación y la variabilidad de su calidad son los principales determinantes de
buena parte de las peores distribuciones del ingreso que se encuentran en la región. Irónicamente, esto sugiere que la preocupación por la integración
hemisférica, la cual ha llevado a una proliferación de reuniones de grupos de trabajo para discutir normas comerciales de todo tipo, quizá sea un
enfoque erróneo para una América Latina recientemente democratizada. En cambio, un compromiso profundo con una mejora importante de la
educación y con un aumento simultáneo de las tasas de ahorro puede producir un mejor resultado que la convergencia hacia un área de libre comercio.”
Véase, Albert Fishlow, “Convergencia en los niveles de desarrollo”, Las Américas: Integración económica en perspectiva, Bogotá, Banco
Interamericano de Desarrollo-Departamento Nacional de Planeación, 1996 (p. 383).
34
Londoño argumenta: “Sólo un acelerado aumento de la formación de capital humano puede sacar rápidamente a la región de la pobreza. De hecho,
lo que la región necesita podría llamarse un shock de capital humano. Educación básica universal para todos los jóvenes durante los próximos 20 años,
para que el promedio de instrucción de la fuerza de trabajo llegue a nueve años por persona. Acelerar en forma tan rápida la educación resultara
costoso. Los costos directos ascenderán a un gasto adicional de 0.5 a 1 punto del PNB de un país durante los próximos 25 años, según la velocidad del
proceso. Los jóvenes y sus familias también tendrán que sufragar un costo porque tardarán más en incorporarse al mercado laboral, mientras siguen sus
estudios. Sin embargo, la recompensa es grande y llega pronto. Si el ingreso adicional generado por esta mayor educación se gravara conforme a las
tasas actuales, la inversión suplementaria requerida pronto se pagaría a sí misma. Y transcurridos unos 20 años, la demanda de educación aumentaría
con mayor lentitud que la economía a causa de la transición demográfica. “ Véase, Juan Luis Londoño, Pobreza, desigualdad y formación de capital
humano en América Latina, 1950-2025, Washington, Banco Mundial, 1996, p. 2.
346 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Distribución del ingreso e integración económica
exportaciones destinadas a países fuera del sistema de integración
(exógeno), Moi son las importaciones originadas fuera del sistema de
integración y Eij es la exportación del país i hacia el país j = Mij.
Se supone que la inversión y el consumo privados, así como las
importaciones, dependen del PIB:
Ci = ni Yi
Moi = moi Yi
Ii = giYi
(2)
(3)
(4)
Las exportaciones e importaciones entre países del sistema también
dependen del PIB del país importador:
Eij = xij Yj
(5)
Sustituyendo las ecuaciones (2)-(6) en la identidad (10), ésta se puede
escribir así:
Mij = mij Yj
(6)
Sustituyendo las ecuaciones (2)-(6) en la identidad (1), ésta se puede
escribir así:
(1 - di + Σmij)Yi - Σxij Yj = Eoi + Pi
j
(7)
j
en la que:
di = ni + gi - moi
Para un sistema de cinco economías, la identidad (7) se puede
expresar en forma
matricial así:
AY + BY +(A+B)Y + W
(8)
(9)
en la que A es una matriz diagonal con elementos igual a:
Aii = l-di + Σmij
(10)
j
y B es una matriz con ceros en la diagonal y con elementos fuera de la
diagonal igual a Bij = - xij, Y es el vector de ingresos, (A + B) es la
matriz Metzler, y W es un vector de variables exógenas: Wi = Eoi + Pi.
El vector del PIB se puede obtener a partir de la expresión (9):
Y = (A+B) - 1W = (T) - 1W
(11)
en la que T-1 = (A + B)-1 es la matriz de multiplicadores.
La distribución del ingreso se introduce por la relación entre la tasa de
inversión privada y el coeficiente de Gini:
gi = to - ti (Gi)
(12)
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
347
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Los elementos de la diagonal de la matriz A se pueden escribir ahora
así:
Aii = l - ni + moi + Σmij - to + ti (Gi)
(13)
j
Entonces la matriz A se puede escribir así:
A=C+D
(14)
en la que C y D son matrices diagonales con elementos iguales a:
Cii = l - ni + moi + Σmij - to
j
Dii = ti (Gi)
(15)
(16)
Y la ecuación (9) ahora se puede escribir así:
(C + D + B)Y =W
(17)
El efecto de un cambio en la desigualdad en el país i se encuentra
diferenciando la expresión (17) con respecto a Gi:
∂W
=0
∆Y = ∂Y dGi + ∂ (C + D + B) Y dGi =
∂Gi
∂Gi
∂Gi
(18)
Así:
∂C
∂D
∂Y
∂B dG
dGi +
dGi = 0 (19)
dGi +
i Y + (C + D + B)
∂Gi
∂Gi
∂Gi
∂Gi
Dado que
∂C = ∂B
=0
∂Gi ∂Gi
la expresión (19) se puede escribir así:
∂D dG Y + (C + D + B) ∂Y dG = 0
i
i
∂Gi
∂Gi
(20)
y resolviendo:
∂Y dGi= (C+D+B)-1
∂Gi
∂D
∂D
dGi Y = (T)-1 dG (T)-1W (21)
∂Gi
∂Gi i
Esta última ecuación expresa el cambio en el vector del producto en
respuesta a cambios en la desigualdad en el país i. Diferenciando la
ecuación (21) con respecto al tiempo se obtiene la aceleración del
crecimiento del producto:
∆2Y = ∂2
∂W
Y
-∂D
dG = (T)-1
dGi (T)-1
∂t
∂ t ∂Gi i
∂Gi
348 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
(22)
Integración monetaria
en las regiones centroamericana
y andina
Comercio Exterior
Vol. 50, Núm. 7, julio, 2000
El autor agradece los valiosos
comentarios de Josefina Monteagudo,
Florencio Ballestero y Oscar Núñez
Sandoval <[email protected]>.
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Introducción
En años recientes las áreas monetarias óptimas han recibido considerable atención en las ciencias económicas a raíz del ímpetu de la
integración económica en diversas latitudes, en particular en la Unión
Europea, donde el ahondamiento de ese proceso fue acompañado de
la adopción de una moneda común en 1999.1 La mayoría de los
estudios empíricos al respecto se refiere al caso europeo, en especial a
los costos y beneficios de la unión monetaria.2 También hay varios
trabajos sobre el federalismo fiscal en Estados Unidos y sus lecciones
para Europa.3 Sin embargo, muy pocos estudios se han publicado
sobre la teoría de las áreas monetarias óptimas en países en
desarrollo, excepto por la relativa gran atención prestada a la unión
monetaria en países africanos.4
No hay estudios empíricos sobre el Mercado Común
Centroamericano y el Pacto Andino, modelos de integración
emprendidos en 1960 y 1970, respectivamente, y en los que se han
hecho grandes esfuerzos para fortalecer la integración en años
recientes 5. La excepción es la serie de estudios coordinados por José
Roberto López respecto a la justificación y los pasos requeridos para
alcanzar la integración monetaria en Centroamérica.6 Este trabajo
plantea consideraciones sobre la conveniencia de llevar a cabo una
integración monetaria en los países centroamericanos y andinos. En
seguida se reseñan los beneficios y los costos del proceso. Luego se
analizan los criterios que se han determinado para el éxito de la
integración, dos de los cuales se aplican a los casos de los países
centroamericanos y andinos. En la sección siguiente se examina la
interdependencia monetaria en estas zonas por medio de métodos de
cointegración y de corrección de errores y, por último, se presentan
las conclusiones y recomendaciones correspondientes.
1
Sobre reseñas de la teoría de las
áreas monetarias óptimas, véanse
George S. Tavlas, “The New Theory of
Optimum Currency Areas”, The World
Economy, vol. 16, núm. 6, 1993, pp.
663-685, y “The Theory of Monetary
Integration”, Open Economies Review,
vol. 5, núm. 2, 1994, pp. 211-230;
Paul De Grauwe, The Economics of
Monetary Integration, Oxford
University Press, Nueva York, 1993.
2
Véanse Barry Eichengreen, “Is Europe an Optimum Currency Area?”, en Silvio Borner y Herbert Grubel (eds.), The European Community after
1992, MacMillan Press, Londres, 1992, y “European Monetary Unification”, Journal of Economic Literature, vol. XXXI, núm. 3, septiembre de 1993,
pp. 1321-1357; Paul De Grauwe y Wim Vanhanverbeke, “Is Europe an Optimum Currency Area?: Evidence from Regional Data”, Centre for Economic
Policy Research, núm. 555, mayo de 1991; Tamin Bayoumi y Barry Eichengreen, “Shocking Aspects of European Monetary Integration”, en Francisco
Torres y Francesco Giavazzi (eds.), Adjustment and Growth in the European Monetary Union, Cambridge University Press, Cambridge, 1993, y “Is
There a Conflict Between EC Enlargement and European Monetary Unification?”, National Bureau of Economic Research, Working Paper núm. 3950,
enero de 1992; Theodore Pelagidis, “Optimum Currency Area Approach and the Third Stage of EMU: A Review of Recent Evidence”, Revista
Internazionale di Scienze Economiche e Commerciale, vol. 43, núm. 4, pp. 759-789; Jacques Melitz, “Assessing the Costs of European Monetary
Union”, Atlantic Economic Journal, vol. 24, núm. 4,1996, pp. 269-280; Daniel Cohen, “The Costs and Benefits of a European Currency”, en Marcello
De Cecco y Alberto Giovannini (eds.), A European Central Bank, Cambridge University Press, Cambridge, 1989, pp. 195-215; Bas van Aarle y
Florence Huart, “Monetary and Fiscal Unification in the EU: A Stylized Analysis”, Journal of Economics and Business, vol. 51, núm. 1, enero-febrero
de 1999, pp. 49-66; Jacques Melitz y Axel A. Weber, “The Costs-Benefits of a Common Monetary Policy in France and Germany and Possible Lessons
for Monetary Union”, Centre for Economic Policy Research, documento núm. 1374, abril de 1996; Ansgar Belke y Daniel Gros, “Estimating the Costs
and Benefits of EMU: The Impact of External Shock on Labour Markets”, Weltwirtschsftlichs Archiv, vol. 135, núm. 1,1999. El caso particular de la
integración monetaria entre Suecia y Finlandia se analiza en Lars Jonung y Fredrik Sjoholm, “Should Finland and Sweden Form a Monetary Union?”,
The World Economy, vol. 22, núm. 5, julio de 1999, pp. 683-700.
3
Véase Xavier Sala-I-Martin y Jeffrey Sachs, “Fiscal Federalism and Optimun Currency Areas: Evidence from the United States”, en Matthew
Canzoneri y Paul Masson (eds.), Establishing a Central Bank: Issues in Europe and Lessons from the U. S., Cambridge University Press, Cambridge,
1992.
4
Véase, entre otros, Tamin Bayoumi y Jonathan D. Ostry, “Macroeconomic Shocks and Trade Flows Within Sub-Saharan Africa: Implications for
Optimun Currency Arrangements”, Fondo Monetario Internacional, Documento de Trabajo núm. 95-142, diciembre de 1995; Shantayana Devarajan y
Jaime de Mello, “Evaluating Participation in African Monetary Unions: A Statistical Analysis of the CFA Zones”, World Development, vol. 15, núm. 4,
abril de 1987, pp. 483-496; Julius Horvath y Richard Grabowsky, Prospects of African Integration in Light of the Theory of Optimun Currency Areas”,
Journal of Economic Integration. vol. 12, núm. 12, 1997, pp. l-25; Celestin Monga, “A Currency Reform Index for Western and Central Africa., The
World Economy, vol. 20, núm. 1, enero de 1997, pp. 103-125.
5
Cabe señalar que la integración monetaria de los países del MERCOSUR ha sido objeto de estudios recientes. Véase Fabio Giambiagi, “Uma
proposta de unificacão monetaria dos países do Mercosul”, Revista de Economía Política, vol. 17, núm. 4, octubre-noviembre de 1997, pp. 5-29; Barry
Eichengreen, “Does Mercosur Need a Single Currency”, Documento de Trabajo de NBER, núm. 6821, diciembre de 1998. El caso de la integración
monetaria en los países de América del Norte se analiza en Tamin Bayoumi y Barry Eichengreen, “Monetary and Exchange Rate Arrangements for
NAFTA”, Journal of Developments Economics, vol. 43, 1994, pp. 125-165.
6
Véase José Roberto López, “La transición hacia la unión monetaria de Centroamérica”, Secretaría del Consejo Monetario Centroamericano, San
José, Costa Rica, mayo de 1994.
350 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Integración monetaria en las regiones centroamericana y andina
Beneficios y costos de la integración monetaria
7
La evidencia de un efecto
desfavorable de la variabilidad de
la tasa de cambio real sobre las
exportaciones de un grupo de
países se presenta en Ricardo
Caballero y Vittorio Corbo, “ The
Effects of Real Exchange Rate
Uncertainty on Exports: Empirical
Evidence”, The World Bank
Review, vol. 3, núm. 2, marzo de
1989. Asimismo, hay pruebas de
que si se excluye el comercio entre
los países europeos la variabilidad
de la tasa de cambio explica 4.2
puntos porcentuales de la caída del
comercio mundial desde 1973,
según se sostiene en Paúl
DeGrauwe, “Exchange Rate
Variability and the Slowdown in
the Growth of International Trade”,
International Monetary Fund Staff
Papers, vol. 35, núm. 1, marzo de
1988, pp. 63-84.
8
Véase Daniel Gros y Niels
Thygesen, European Monetary
Integration, Longman Publishers,
Londres, 1998, p. 290.
El concepto de integración monetaria se usa indistintamente con el de
área o zona monetaria. Tal integración se presenta cuando un grupo
de países fija irrevocablemente sus tasas de cambio, liberaliza entre sí
las transacciones en las cuentas corriente y de capital y establece una
política monetaria conjunta. Una etapa más avanzada, consistente en
la adopción de una moneda común, da lugar a la unión monetaria. Se
trata de medidas que entrañan costos y beneficios, y el predominio de
los segundos otorga el carácter de óptimo al área monetaria. Los
beneficios se pueden derivar de los aspectos siguientes.
En primer lugar, la desaparición del riesgo cambiario elimina el
costo de cobertura de éste para las empresas y contribuye de esa
manera al crecimiento del comercio intrarregional. También se
favorece el clima de inversión, ya que la baja de los costos de dicha
cobertura aumenta las ganancias empresariales. Además, el fin de la
incertidumbre asociada con las tasas de cambio flexibles contribuiría
a aumentar el comercio.7
La adopción de una moneda común generaría beneficios
adicionales, como las economías de escala derivadas de la ampliación
del mercado cambiario y los provenientes de la eliminación del uso de
reservas tanto para afrontar los movimientos especulativos de
capitales intrarregionales cuanto para financiar el comercio
intrarregional. Otros beneficios dimanarían del hecho de que en
algunos países podría aumentar la credibilidad de las políticas
económicas al cederse la independencia monetaria, lo cual conduciría
a reducir las presiones inflacionarias. Una moneda común abarataría
los costos de transacción correspondientes a la compra y venta de
moneda extranjera. En la Unión Europea dichos ahorros ascendieron a
0.95% del producto nacional bruto de los países miembros.8 En
Centroamérica se ha estimado que si una persona viaja de la ciudad de
Guatemala a otras capitales centroamericanas, al llegar a Panamá
tendría, por razones cambiarías, apenas 88 centavos de cada dólar que
tuviera al principio. Asimismo, se calcula que el costo de un viaje de
ida y vuelta por las capitales europeas desde Londres, por el cambio
de las monedas nacionales, sería de 50% de la tenencia original de
libras esterlinas.
Los costos de la integración monetaria se relacionan con la
pérdida de la tasa de cambio como mecanismo para hacer frente a
fluctuaciones bruscas de oferta o demanda. Tales costos serían
mayores si las fluctuaciones tuvieran un carácter asimétrico en el área
de integración. Otro costo consistiría en la pérdida de independencia
monetaria, el cual podría ser severo para un país cuyas preferencias de
política monetaria fueran incongruentes con las de la región en
conjunto. Habría que considerar el costo relacionado con las
restricciones en las políticas fiscales nacionales, en particular las
restricciones en los déficit fiscales, ya que éstas quedarían sujetas a
una política fiscal de carácter regional.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
351
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Criterios para el éxito de la integración monetaria
9
Robert Mundell, “A Theory of
Optimum Currency Areas”,
American Economic Review, vol.
51, 196 l, pp. 567-576.
10
Ronald McKinnon, “Optimun
Currency Areas”, American
Economic Review, vol. 53,1963,pp.
717-725.
11
Peter Kenen, “The Theory of
Optimum Currency Areas: An
Ecclectic View”, en Robert
Mundell y Alexander Swoboda
(eds.), Monetary Problems in the
International Economy, University
of Chicago Press, Chicago, 1969.
12
Robert Mundell, op. cit.
13
Daniel Gros y Niels
Thygesen, op. cit., p. 307.
14
Paul Krugman, “Lessons of
Massachusetts for EMU” en F.
Giavazzi y F. Torres (eds.), The
Transition to Economic and
Monetary Union in Europe,
Cambridge University Press,
Cambridge, 1993, pp. 241-261;
Barry Eichengreen, “Should the
Maastricht Treaty Be Saved?”,
Princeton Studies in International
Finance, núm. 74, Princeton
University, diciembre de 1992.
15
Jeffrey A. Frenkel y Andrew
K. Rose, “ The Endogeneity of the
Optimun Currency Area Criteria”,
The Economic Journal, vol. 108
núm. 449, julio de 1998, pp. 10091025. Una evidencia de que en
Europa la integración ha
aumentado la correlación
económica entre países y
disminuido las correlaciones de las
regiones dentro de los países
puede verse en Antonio Fatás,
“EMU: Countries or Regions.
Lessons from the EMS
Experience”, European Economic
Review, vol. 41, núm. 3-4, abril de
1997. Véase también Jeffrey A.
Frankel, “No Single Currency
Regime Is Right for All Countries
or at All Times”, NBER,
Documento de Trabajo de NBER,
núm. 7338, septiembre de 1999.
Hay una vasta literatura sobre los criterios para que un modelo de
integración monetaria tenga éxito. Hace unos 40 años Mundell indicó
que los países entre los cuales existe un alto grado de movilidad de
factores son buenos candidatos para establecer un acuerdo de
integración monetaria, dado que en los esfuerzos por alcanzar el
ajuste de las cuentas externas dicha movilidad puede sustituir la
flexibilidad de la tasa de cambio.9 Por su parte, Mckinnon concluyó
que los beneficios resultantes de los menores costos de transacción
aumentarían directamente a la par que el comercio y, por lo tanto, los
países con un amplio intercambio recíproco también son buenos
aspirantes a la integración monetaria. Este autor ha demostrado,
además, que las tasas de cambio fijas son útiles en economías
abiertas, donde el contenido importado de la inversión es alto y las
devaluaciones conducen al aumento de precios y, en consecuencia, las
ventajas comparativas buscadas por la devaluación no se alcanzarían.
Así, entre más abiertas son las economías, mejores candidatas resultan
para emprender esfuerzos de integración monetaria.10
Kenen propuso el criterio del grado de diversificación de la
economía con el argumento de que las economías con mayor
diversifícación sectorial estarían en mejor posición de afrontar
disturbios de oferta o demanda que tienden a requerir ajustes en la
tasa de cambio.11 De modo similar, Mundell consideró que los países
con estructuras productivas similares serían afectados en forma
simétrica por variaciones de los términos de intercambio y, por
consiguiente, obtendrían mayores beneficios de una integración
monetaria que los países con estructuras productivas diferentes.12
Gros y Thygesen proponen medir los beneficios de la integración
monetaria en forma directamente proporcional al comercio
intrarregional, lo que captaría sobre todo los ahorros en los costos de
transacción. Asimismo, plantean que los costos aumentan con la
apertura de la economía, ya que entre más abierta es la economía
mayores son su vulnerabilidad y la importancia de mantener una tasa
de cambio real propia que garantice el equilibrio interno y externo. Al
considerar que los costos tambien aumentan con el grado de sujeción
de la economía a disturbios externos, postulan que aquéllos son una
función del grado apertura de la economía y un indicador de la
magnitud de los choques externos. Los autores aplicaron este enfoque
al caso de la unión monetaria europea y hallaron que en todos los
paises miembros los beneficios superan los costos.13
Otros autores postulan que la correlación de la actividad
económica entre países es de carácter endógeno y se debe a la
itensidad de los flujos comerciales recíprocos. Dos hipótesis se han
formulado. Una señala que con la integración monetaria aumentarían
tanto el comercio como la especialización de cada país y, por lo tanto,
disminuiría el sincronismo de su actividad económica.14 En cambio
Frankel y Rose sostienen que la mayor intensidad del comercio, fruto
de la integración, volvería más sincrónicas las economías y, así, la
integración monetaria daría lugar a mayores beneficios.15 Estos
autores estimaron un modelo que expresa la correlación económica
352 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Integración monetaria en las regiones centroamericana y andina
bilateral en función de la intensidad del comercio bilateral para 21
países desarrollados en el período 1959-1993, dividido en cuatro
subperíodos. Los resultados indicaron que a mayor comercio
corresponde mayor correlación económica, lo cual indica que las
condiciones para justificar la integración monetaria pueden existir ex
post, aun cuando no existan ex ante.
Con la excepción de la propuesta metodológica de Gros y
Thygesen, los criterios referidos no permiten la toma unívoca de
decisiones, ya que las recomendaciones pueden diferir entre sí. Por
ejemplo, la integración monetaria puede ser atractiva a países de
economías abiertas, pero si su movilidad de factores es reducida o su
comercio intrarregional es bajo, las tasas de cambio flexible podrían
ser más apropiadas.
CUADRO 1. Apertura Económica en Centro América y los Andes, 1995
(Porcentajes)
Importaciones Intrarregionales Exportaciones Intrarregionales
País
Guatemala
El Salvador
Honduras
Costa Rica
Colombia
Ecuador
Perú
Venezuela
Importaciones/
PIB
25.79
37.68
45.84
42.13
20.19
26.76
16.49
20.27
Exportaciones/
PIB
17.19
21.36
40.06
40.86
16.66
28.75
11.56
25.55
Respecto a
Importaciones
Totales
11.3
17.6
16.6
9.5
12.67
16.78
14.47
9.61
Respecto
al PIB
2.91
6.63
7.61
4.00
2.56
4.49
2.39
1.95
Respecto a
Exportaciones
Totales
30.7
44.0
6.0
15.6
20.48
8.24
5.90
10.09
Respecto
al PIB
5.28
9.40
2.40
6.37
3.41
2.37
0.07
2.56
Fuente: para los países andinos los porcentajes se han calculado con datos de la publicación del Fondo Monetario Internacional, Direction of Trade.
En el caso de Centroamérica, los datos provienen de la CEPAL.
Criterio de la apertura a la economía internacional
El primer criterio objeto de análisis es el grado en que las economías
están abiertas al comercio internacional. En el cuadro 1 se presentan
indicadores de que los países centroamericanos son más abiertos que
los andinos en términos de la participación de sus exportaciones e
importaciones en el producto, lo cual podría explicarse por su
pequeñez geográfica. Durante 1995 en los primeros esa ponderación
fue en promedio de 29.87 y 37.86 por ciento, respectivamente, y en los
segundos, con economías relativamente abiertas, de 20.63 y 20.93 por
ciento. El peso relativo de las importaciones intrarregionales en las
totales es similar en ambas subregiones, de alrededor de 14%. Sin
embargo, la participación de las exportaciones intrarregionales en las
totales es más alta en los países del istmo. Con relación al producto, el
comercio intrarrregional representa un porcentaje más alto en
Centroamérica, pero dentro de cada subregión se notan grandes
diferencias entre países.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
353
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Dado este alto grado de apertura a la economía internacional, no
se podría esperar que las devaluaciones tengan efectos duraderos
sobre la tasa de cambio real, lo cual sería un argumento a favor de la
integración monetaria. Pero esto tiene que confrontarse con el hecho
de que la participación del comercio intrarrregional en el producto es
baja en algunos países, particularmente en los Andes.16
Crecimiento, inflación y correlaciones de la velocidad del dinero
16
No existe un valor mínimo del grado
de apertura al comercio, ni de otro
criterio, para justificar la creación de
un área monetaria óptima.
17
Existen estudios sobre otras
regiones; para Africa, véase Tamin
Bayoumi y Jonathan D. Ostry,
“Macroeconomic Shocks and Trade
Flows Within Sub-Saharan Africa:
Implications for Optimun Currency
Areas”, Documento de Trabajo núm.
95-142, Fondo Monetario
Internacional, Washington, diciembre
de 1995. Para los disturbios en las
economías de Israel, Jordania y
Palestina, véase Arie Arnon y Avia
Apivak, “Monetary Integration
Between the Israeli, Jordanian and
Palestinian Economies”,
Weltwirtschaft Uches Archiv, vol. 132,
núm. 2, 1996, pp. 259-277.
18
Tamin Bayouni y Barry
Eichengreen, op. cit.
19
Joseph Whitt, “European
Monetary Unión: Evidence from
Structural VARs”, Documento de
Trabajo núm. 95/1, Banco Federal de
Atlanta, marzo de 1995.
20
Georgios Karras, “Is Europe an
Optimun Currency Area?: Evidence on
the Magnitude and Asymmetry of
Common and Country Specific Shocks
in 20 European Countries”, Journal of
Economic Integration, vol. 11, núm.
3, 1996, pp. 366-384.
21
Nick Chamie et al., “Optimun
Currency Areas and Shock
Asymmetry: A Comparison of Europe
and the United States”, Banco de
Canadá, Departamento Internacional,
enero de 1994.
22
Selahattin Diboglu y Julius
Horvath, “Optimun Currency Areas
and European Monetary Unification”,
Contemporary Economic Policy, vol.
15, núm. 1,1997, pp. 37-49.
23
Los datos de la velocidad del
dinero son números índices de una
base 100 = 1990. Nicaragua no se
incluyó en el análisis debido a la
ausencia de datos en parte del período
de estudio.
Los estudios recientes sobre los criterios para determinar la
conveniencia de la integración monetaria se han enfocado
principalmente en la naturaleza del ciclo económico que afecta a
miembros actuales o potenciales de un modelo de integración. Se
argumenta que en los países con ciclos asimétricos sería pertinente
mantener la potestad de conducir sus propias políticas monetarias y
cambiarias. Por tanto, a fin de analizar la conveniencia de la
integración monetaria, es crucial determinar la naturaleza de los
ciclos económicos. Este análisis se ha realizado en forma extensa para
el caso de los países europeos.17 De Grauwe concluyó que los choques
en los países europeos no tienden a ser asimétricos, lo cual indicaría
buenas perspectivas para su integración monetaria. En forma similar,
Bayoumi y Eichengreen encontraron que existe un grupo importante
de países (Alemania, Francia, Bélgica, los Países Bajos y Dinamarca)
con disturbios de oferta y demanda muy correlacionados, por lo que
se podría justificar un esfuerzo de integración en dos vertientes.18
Resultados diferentes obtuvo Whitt con base en datos mensuales de
producción industrial y de precios al mayoreo, al hallar que
predominan las correlaciones asimétricas entre Alemania y el resto de
países.19 De la misma forma, Karras encontró que los disturbios
específicos de cada país son asimétricos, lo que indicaría que la unión
monetaria no traería mayores beneficios.20 Otros autores identificaron
componentes de disturbios estructurales comunes y específicos a cada
país, encontrando que sólo en los casos de Alemania y Suiza los
choques específicos están correlacionados con los componentes
comunes de disturbios de oferta y demanda, lo que implicaría posibles
costos de ajuste significativos derivados de la participación en la
unión monetaria europea 21. Además, un análisis de Diboglu y
Horvath para los países europeos encontró que los disturbios son
específicos de cada país.22 De acuerdo con esos estudios, se puede
concluir que la integración monetaria de Europa no contó con
posiciones unánimes en cuanto a sus beneficios.
A continuación se analiza la conveniencia de la integración
monetaria en las subregiones andina y centroamericana por medio del
criterio de la asimetría de los disturbios económicos. El cuadro 2
presenta datos sobre el crecimiento económico, tasas de inflación y la
velocidad del dinero en ambas zonas, tomados de las estadísticas
financieras mundiales del Fondo Monetario Internacional del período
1972-1995.23 Se puede apreciar que los valores promedios y las
desviaciones estándar son similares en las dos subregiones. Los países
andinos presentan valores promedios y desviaciones estándar de las
354 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Integración monetaria en las regiones centroamericana y andina
tasas de inflación más altos, mientras que los centroamericanos
muestran los promedios más elevados y las desviaciones estándar más
bajas de la velocidad del dinero.
El cuadro 3 presenta las correlaciones de las tasas de crecimiento
del producto real. La tasa anual de los bonos de la Tesorería de
Estados Unidos también se incluye a fin de detectar sincronismos con
la economía internacional. Las correlaciones de crecimiento son
positivas en ambas subregiones y tienden a ser mayores en
Centroamérica. Las correlaciones más bajas corresponden a El
Salvador, lo que se atribuye a las convulsiones sociales que este país
experimentó en los años ochenta. La turbulencia social también
explicaría las bajas correlaciones de Perú con los otros países. Las
correlaciones más altas en cada caso las muestran Costa Rica y
Colombia. En ambas subregiones las correlaciones de crecimiento
son, respectivamente, más altas y más bajas que las determinadas en
estudios recientes para países africanos y europeos, y del mismo orden
de magnitud que las calculadas para los países miembros de la Unión
Monetaria Escandinava que existió en el periodo 1873-192024. Todos
los países muestran correlaciones negativas con la tasa de interés.
CUADRO 2. Crecimiento económico, inflación y velocidad del dinero
en los países centroaméricanos y andinos, 1972-1995
Guatemala
El Salvador
Honduras
Costa Rica
Colombia
Ecuador
Perú
Venezuela
Crecimiento
Promedio
Desviación estándar
3.4292
3.1042
3.5125
4.0917
4.4125
5.8667
2.3667
2.6875
2.9555
4.1724
3.6412
3.6460
1.8744
5.1435
6.4019
4.5072
24
Michael Bergman y Stefan
Gerlach, “The Rise and Fall of the
Scandinavian Currency Union,
1873-1920”, European Economic
Review, vol. 73,1993, pp. 507-517.
Promedio
13.6875
12.9250
10.5875
21.3792
23.5667
28.8292
546.4833
23.1458
Inflación
Desviación estándar
10.4473
7.2624
7.5055
15.4110
4.6057
18.5289
1 629.6
21.1209
Velocidad del dinero
Promedio
Desviación estándar
86.8750
96.3417
118.0617
118.0875
85.4292
73.7417
44.6083
82.4250
6.8751
1.043
1.328
2.171
7.4025
11.0899
19.4515
16.7968
Las correlaciones entre tasas de inflación se presentan en el
cuadro 4. En Centroamérica, Costa Rica muestra correlaciones
negativas con los otros países, mientras que los valores elevados se
dan entre Guatemala, El Salvador y Honduras. En los Andes los
valores tienden a ser más altos que en Centroamérica y los mayores
corresponden a Venezuela, particularmente con Ecuador, también
exportador de petróleo. Las tasas de inflación muestran bajas
correlaciones con la tasa de interés.
Se puede apreciar en el cuadro 5 que las correlaciones entre las
velocidades del dinero son más elevadas que las existentes entre las
tasas de crecimiento y de inflación. Estas correlaciones tienden a ser
más altas en los países andinos que en los centroamericanos. En éstos
las mayores correlaciones corresponden a Costa Rica y Guatemala,
los países con más ingreso per cápita, mientras que Honduras, el país
de menor ingreso, muestra las correlaciones más bajas. Se puede
apreciar que tanto las correlaciones de Costa Rica cuanto las de
Guatemala disminuyen con la distancia a los otros países
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
355
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
CUADRO 3. Correlaciones de crecimiento económico en los países
centroaméricanos y andinos, 1972-1995
Guatemala
El Salvador
Honduras
Costa Rica
Tasa de interés
Colombia
Ecuador
Perú
Venezuela
Tasa de interés
Guatemala
1.0000
0.3261
0.5994
0.6734
- 0.4803
El Salvador
Honduras
Costa Rica
1.0000
0.1871
0.3999
- 0.7528
1.0000
0.5223
- 0.2750
1.0000
-0.5807
Colombia
Ecuador
Perú
Venezuela
1.0000
0.4760
0.3919
0.1762
-0.4013
1.0000
0.1199
0.3872
-0.1608
1.0000
0.2345
-0.1133
1.0000
- 0.4095
Tasa de interés
1.0000
1.0000
CUADR0 4. Correlaciones de las tasas de inflación en los países
centroaméricanos y andinos, 1972-1995
Guatemala
1.0000
0.5276
0.3443
-0.0655
-0.1722
El Salvador
Honduras
Costa Rica
Tasa de interés
Guatemala
El Salvador
Honduras
Costa Rica
Tasa de interés
1.0000
-0.1089
-0.0751
-0.1119
1.0000
-0.0344
-0.2546
1.0000
0.4451
1.0000
Colombia
1.0000
0.3299
0.3120
0.2962
0.1275
Ecuador
Perú
Venezuela
Tasa de interés
Colombia
Ecuador
Perú
Venezuela
Tasa de interés
1.0000
0.4774
0.6432
0.1845
1.0000
0.4303
0.0641
1.0000
-0.2072
1.0000
25
Tamin Bayoumi y Jonathan Ostry,
op.cit.
Centroamericanos. En los Andes, Venezuela, el país de mayor ingreso
per cápita, muestra las correlaciones más bajas. En esta subregión se
puede notar un corredor de altas correlaciones, formado por Colombia, Ecuador y Perú, con valores promedio de alrededor de 0.8. Las
correlaciones con la tasa de interes son negativas en los Andes y
positivas en Centroamérica, aunque bajas en ambas subregiones. Las
correlaciones presentadas en los cuadros no distinguen las que
resultan de los disturbios economícos primarios y las respuestas
correspondientes. A fin de estimar dichos disturbios se aplica el
método simplificado presentado por Bayoumi y Ostry, en el que se
calcula una ecuación para la tasa de crecimiento anual del producto en
función de sus valores con uno y dos años de rezago, y cuyos residuos
se interpretan como los disturbios primarios.25 Un procedimiento
similar se aplica para calcular los referentes a las tasas de inflación y
de la velocidad del dinero (Véase los cuadros 6,7 y 8).
Los valores más altos de los disturbios primarios del crecimiento
y de la inflación se registran en Centroamérica, mientras que los
Andes muestran los valores más altos de los disturbios primarios de la
velocidad del dinero. El tamaño de los disturbios puede representarse
356 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Integración monetaria en las regiones centroamericana y andina
CUADR0 5. Correlaciones de la velocidad del dinero
en los países centroaméricanos y andinos, 1972-1995
Guatemala
El Salvador
Honduras
Costa Rica
Tasa de
Interés
Colombia
Ecuador
Perú
Venezuela
Tasa de Interés
Guatemala
1.0000
0.5184
0.3340
0.2882
0.0817
El Salvador
Honduras
Costa Rica
1.0000
0.2879
0.4577
0.1439
1.0000
0.5280
0.3291
Colombia
1.0000
0.8337
0.7996
0.1671
-0.2910
Ecuador
Perú
Venezuela
1.0000
0.7569
0.4041
-0.3742
1.0000
0.1626
-0.0178
1.0000
-0.2652
Tasa de interés
1.0000
0.3291
1.000
Tasa de interés
1.0000
por sus desviaciones estándar y se puede apreciar que, en el caso de
las tasas de crecimiento, las desviaciones estándar son más altas en
los países Centroamericanos, a la vez que estos países presentan
valores más bajos de las desviaciones estándar de las tasas de
inflación y de la velocidad del dinero. Altas correlaciones de
crecimiento económicos se aprecian entre Guatemala, Honduras y
Costa Rica, así como entre Colombia y Perú y entre Venezuela y
Ecuador. Asimismo, las correlaciones de las tasas de inflación de
Guatemala con El Salvador y con Honduras son relativamente altas.
Las correlaciones entre la velocidad del dinero son apreciables entre
Guatemala y Honduras. En los Andes correlaciones significativas se
notan entre Venezuela con Ecuador y Perú. Estos resultados indican
que la integración monetaria sería beneficiosa en estos países, sobre
todo en los casos de grupos de países vecinos que muestran
correlaciones más altas.
CUADRO 6. Correlaciones de los disturbios primarios del crecimiento económico
en los países centroaméricanos y andinos, 1972-1995
Guatemala
El Salvador
Honduras
Costa Rica
Desviaciones estándar
de los disturbios
Guatemala
El Salvador
Honduras
Costa Rica
1.0000
0.0378
0.6366
0.6239
Colombia
Ecuador
Perú
Venezuela
Colombia
1.0000
0.2570
0.3203
-0.1207
1.0000
0.0479
- 0.0003
Ecuador
1.0000
0.0398
0.3909
1.0000
0.3623
Perú
1.0000
0.1638
1.0000
9.7926
6.9787
6.0313
13.4229
Venezuela
1.0000
1.6328
4.7262
5.6633
4.2824
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
357
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
CUADRO 7. Correlaciones de los disturbios primarios en las tasas de inflación
en los países centroaméricanos y andinos, 1972-1995
Guatemala
El Salvador
Honduras
Costa Rica
Desviaciones estándar
de los disturbios
Guatemala
El Salvador
Honduras
Costa Rica
1.0000
0.5350
0.4354
-0.0379
Colombia
Ecuador
Perú
Venezuela
Colombia
1.0000
0.2246
0.1295
- 0.0287
1.0000
1.0000
-0.0575
0.0544
- 0.0299
Ecuador
1.0000
Perú
1.0000
-0.0318
0.2917
2.0622
3.4988
3.4220
3.2538
Venezuela
1.0000
0.1233
4.1793
12.0945
1478.1
14.8521
1.0000
CUADR0 8. Correlaciones de los disturbios primarios en las velocidades del dinero
en los países centroaméricanos y andinos, 1972-1995
Guatemala
El Salvador
Honduras
Costa Rica
Colombia
Ecuador
Perú
Venezuela
Guatemala
El Salvador
1.0000
-0.0603
0.4171
-0.1733
1.0000
-0.3254
-0.0659
1.0000
-0.0892
1.0000
Ecuador
Perú
Venezuela
Colombia
1.0000
-0.0821
-0.1051
-0.1695
1.0000
0.2115
0.3398
Honduras
Costa Rica
1.0000
0.4393
Desviaciones estándar
de los disturbios
5.9030
4.9687
6.2269
7.4582
4.5866
5.4977
14.8521
10.4090
1.0000
CUADRO 9. Centroamérica: Velocidad del dinero.
Pruebas de cointegración basadas en el máximo Eigenvalue
Eigenvalues en orden descendente
0.8630
Nula
r= 0
r < =1
r <=2
r < =3
r < =4
0.6657
Alternativa
r=1
r=2
r=3
r=4
r=5
0.5503
Hipótesis
Estadístico
40.29
22.18
16.18
4.96
2.23
0.02175
0.1042
95% valor crítico
33.4610
27.0670
20.9670
14.0690
3.7620
Análisis de cointegración
Para analizar en mayor detalle el sincronismo en la actividad
económica de estos países, las series cronológicas de la velocidad del
dinero se sometieron a pruebas para detectar la existencia de
358 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Integración monetaria en las regiones centroamericana y andina
26
Bruce Brittain, “International
Currency Substitution and the
Apparent Instability of the
Velocity in Some Western
European Economies and in the
United States”, Journal of Money,
Credit and Banking, vol. 13, núm.
2,1981,pp. 135-155.
27
Soren Johansen, “Statistical
Analysis of Cointegration
vectors”, Journal of Economic
Dynamics and Control, vol.
18,1988, pp. 231 - 254; Soren
Johansen y Katarina Juselius,
“Maximum Likelihood Estimation
and Inference on Cointegration
with Applications to the Demand
for Money”, Oxford Bulletin of
Economics and Statistics, vol. 52,
núm. 2, mayo de 1990, pp. 169210.
cointegración y de causalidad de Granger. La variable velocidad del
dinero se seleccionó para este análisis en vista de que arrojó las
correlaciones más altas en los análisis anteriores y, además, porque
existe evidencia de que refleja la presencia del fenómeno de
sustitución de monedas,26 en cuyo caso la existencia de cointegración
indicaría que en estos países circulan varias monedas, lo cual podría
interpretarse como una prueba de que cierta forma de integración
monetaria se lleva a cabo. Se efectuaron pruebas de raíces unitarias
por medio del estadístico Dickey Fuller aumentado, a fin de
determinar orden de integración de cada variable. En todos los casos
se encontró que las variables son integradas de orden uno, pues la
prueba no rechazó la hipótesis de la presencia de una raíz unitaria
para cada serie en niveles, lo que no fue el caso cuando las series se
expresaron en primeras diferencias. A continuación se presentan los
análisis de cointegración con base en la metodología de Johansen y
Juselius.27
CUADRO 10.
Centroamérica: Velocidad del dinero. Prueba de cointegración
basada en el trazo de la matriz estocástica
Nula
r=0
r<=1
r<=2
r<=3
r<=4
Alternativa
r>=1
r>=2
r>=3
r>=4
r>=5
Estadístico
85.86
45.56
23.37
7.19
2.23
95% valor crítico
68.5240
47.2100
29.6800
15.4100
3.7620
Resultados de cointegración para Centroamérica
28
Se ha sugerido ajustar el
valor del estadístico de la prueba
de cointegración por un factor
0.9(B/N) + 0.1, en donde B es el
número de observaciones N menos
el número de variables en el lado
derecho de la ecuación de
cointegración. Véase Y. Cheung y
K. S. Lai, “Finite Samples Sizes of
Johansen’s Likelihood Ratio Tests
for Cointegration”, Oxford Bulletin
of Economics and Statistics,
vol.55, 1993, pp. 313-328.
Los análisis de cointegración se hicieron usando un VAR de dos
rezagos. Los estadísticos para detectar la existencia de cointegración
se muestran en los cuadros 9 y 10. Estos estadísticos se multiplicaron
por un factor de corrección ante el reducido tamaño de la muestra.28 La
hipótesis nula de no cointegración entre los cuatro países es rechazada
por los estadísticos del máximo eigenvalue y del trazo, ya que el
primero permite inferir la existencia de un vector de cointegración,
mientras que a un nivel de 10% el segundo indica la existencia de dos
vectores. Estos vectores, normalizados en función del valor
correspondiente a Guatemala, se muestran en el cuadro 11.
En este último se puede apreciar que en ambos vectores de
cointegración la velocidad del dinero de El Salvador ejerce un fuerte
efecto sobre la velocidad del dinero de Guatemala, mientras que en el
segundo vector Honduras también ejerce un fuerte efecto. Esto indica
que las repercusiones por la velocidad del dinero disminuyen con la
distancia entre países. El efecto de Costa Rica es negativo en ambos
vectores. La tasa de interés muestra efectos diferentes sobre la
velocidad del dinero, negativos sobre Guatemala, Honduras y Costa
Rica en el primer vector y sobre Guatemala y Costa Rica en el
segundo. En El Salvador, en ambos vectores, cuando aumenta la tasa
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
359
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
de interés lo hace la velocidad del dinero, de manera que el dinero se
vuelve escaso, como si se escapara. Lo contrario ocurre en Costa Rica
y Guatemala. Se debe notar que en el segundo vector el efecto de la
tasa de interés sobre Guatemala es mucho más negativo que en el
primero; además, los efectos de El Salvador y Honduras sobre
Guatemala aumentan, de manera que se confirma la existencia de un
triángulo de velocidad en la zona norte de la subregión. Las pruebas
de exclusión de variables presentadas en el cuadro 12 indican que
cada variable debe estar presente en los vectores de cointegración y,
por lo tanto, comparte una asociación de largo plazo con las otras. Se
puede observar que el nivel de significación estadística de la prueba
LR tiende a disminuir desde Guatemala, que muestra el más alto,
hacia Costa Rica, con un nivel de 0.067. Se trata de una evidencia
adicional de que los vínculos entre la velocidad del dinero disminuyen
con la distancia. Las pruebas de exclusión conjunta de variables
indican que las velocidades del dinero de El Salvador, Honduras,
Costa Rica no pueden explicar por sí mismas la velocidad del dinero
de Guatemala. Asimismo, la tasa de interés por sí sola no puede
explicar la velocidad del dinero de Guatemala, a menos que se
introduzca en el vector conjuntamente con la velocidad de Costa Rica.
CUADRO 11. Centroamérica: Velocidad del Dinero.
Vectores de Cointegración Normalizados
Variable
Guatemala
El Salvador
Honduras
Costa Rica
Tasa de Interés
Primer Vector β
Segundo Vector β
-1.0000
0.4257
-0.1138
-0.0058
-0.1788
-1.0000
1.2471
0.9496
-0.5320
-4.8097
Resultados de cointegración para los Andes
Los resultados de las pruebas de cointegración del valor máximo del
eigenvalue y del trazo, presentados en los cuadros 13 y 14, indican la
existencia de dos y cuatro vectores respectivamente. Los vectores de
cointegración se muestran en el cuadro 15. El primer vector muestra
otra vez el corredor constituido por Colombia, Ecuador y Perú, ya
que los dos últimos países ejercen un efecto fuerte sobre Colombia,
mientras que el de Venezuela es bajo. En el segundo vector Ecuador
ejerce un fuerte efecto positivo sobre Colombia, mientras que el de la
tasa de interés también es positivo. En el tercer y cuarto vectores
predominan los fuertes efectos de Ecuador, Perú y Venezuela sobre
Colombia. Se puede notar que en los cuatro casos los efectos de
Ecuador sobre Colombia son intensos. El cuadro 16 presenta las
pruebas de exclusión de variables. Se puede notar que cada variable
debe entrar en el primero y segundo vectores. Las pruebas de
exclusión conjunta indican que ni la velocidad del dinero de Ecuador,
ni las de Perú y Venezuela, ni la tasa de interés, pueden por sí solas
explicar la velocidad del dinero de Colombia.
360 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Integración monetaria en las regiones centroamericana y andina
Modelos de corrección de errores para Centroamérica
A fin de efectuar pruebas de causalidad de Granger, se calcularon
modelos de corrección de errores utilizando los términos de error
correspondientes al primero y segundo vector (E1 y E2,
respectivamente). Las variable que resultaron insignificantes en la
estimación de las ecuaciones de corrección de errores se omitieron en
cálculos subsecuentes hasta que se encontró la estimación
parsimoniosa con mejores propiedades estadísticas. Los resultados se
muestran en el cuadro 17. Se puede apreciar que en la ecuación para
la velocidad del dinero de Guatemala el primer término de errores
significante, lo que indica que en esta variable influyen o la causan
todas las otras variables por medio del término de corrección de
errores. Ademas, la velocidad del dinero de Honduras es causada por
la tasa de interés y por la velocidad del dinero de Guatemala. La
velocidad del dinero de El Salvador es exógena, ya que ninguna
variable resultó significativa. En el caso de Costa Rica el segundo
término de error rezagado, así como la velocidad del dinero de El
Salvador, resultaron significativas. En la ecuación para la tasa de
interés, la única variable que resultó ser estadísticamente significativa
fue el segundo término de error rezagado. Esto se podría interpretar
como una evidencia de que este término representa la influencia de la
economía internacional. Se debe notar, sin embargo, que en todas las
ecuaciones, excepto la de Guatemala y de la tasa de interés, los
estadísticos F son por demás bajos, por lo que los resultados deben
interpretarse con cautela.
CUADRO 12. Centroamérica: Velocidad del Dinero:
pruebas de Exclusión de Variables
Modelo : B1 VG + B2 VES + B3 VH + B4 VCR + B5 RUS
Restricciones de exclusión simples
Hipótesis nula
Estadísticos LR(2) suponiendo
dos vectores de Cointegración
B1=0
B2=0
B3=0
B4=0
B5=0
22.4447
11.9580
7.3108
5.4078
5.8972
(0.000)
(0.003)
(0.026)
(0.067)
(0.052)
Restricciones de exclusión conjuntas
Hipótesis nula
B2=B3=0
B2=B4=0
B2=B5=0
B3=B4=0
B3=B5=0
B4=B5=0
Estadísticos LR(2) suponiendo
un vector de Cointegración
6.9093
4.4032
4.5300
5.0197
5.8939
0.34693
(0.009)
(0.036)
(0.033)
(0.025)
(0.015)
(0.556)
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
361
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Modelo de corrección de errores para los Andes
Las ecuaciones de corrección de errores para los países andinos se
calcularon usando el primero y segundo términos de error rezagados.
Las ecuaciones más parsimoniosas se asientan en el cuadro 18. El
término de error del primer vector de cointegración resultó
significativo en todas las ecuaciones que expresan las velocidades del
dinero, lo que indica que esta variable es endógena en cada país y es
causada por las velocidades del dinero de los otros países y por la tasa
de interés. Además, el término de error del segundo vector de
cointegración fue significativo para Colombia y Venezuela. La tasa de
interés afecta en forma directa las velocidades del dinero de Colombia
y Perú. También se nota una causalidad recíproca entre Perú y
Venezuela, así como una directa de Perú sobre Ecuador y de Colombia a Venezuela. Estos resultados indican que en los países Andinos
existe una red de Interdependencia de las velocidades del dinero.
CUADRO13. Velocidad del Dinero en los Países Andinos:
Pruebas de Cointegración Basadas en los Eigenvalues Máximos
Valores de los Eigenvalues en orden descendente
0.9091
0.7428
0.5961
0.4585
0.1634
Hipótesis
Nula
r=0
r<=1
r<=2
r<=3
r<=4
Alternativa
r=1
r=2
r=3
r=4
r=5
Estadístico
48.54
27.70
18.10
12.42
3.62
valor crítico 95%
33.46
27.06
20.97
14.06
3.76
Implicaciones de la existencia de cointegración
y sustitución de monedas
29. Bruce Brittain, op. cit.
La explicación de la existencia de cointegración entre las
velocidades del dinero puede radicar en la presencia del fenómeno de
sustitución de monedas. Como ya se indicó, Brittain encontró que las
velocidades del dinero de un grupo de países desarrollados eran
interdependientes, interpretando los resultados así: “la demanda de
dinero de una moneda nacional en particular puede reflejar una
demanda por dinero a ser mantenida en una cartera diversificada de
monedas, de manera que se puede esperar que las proporciones de la
distintas monedas en la cartera, y por lo tanto las medidas
convencionales de velocidad, dependan del riesgo y las tasas de
retorno esperadas de las monedas específicas en la cartera.”29
La sustitución de monedas es un proceso muy conocido en
América Latina, en el que individuos y empresas acumulan monedas
362 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Integración monetaria en las regiones centroamericana y andina
30
Véase Miguel Savastano,
“The Pattern of Currency
Substitution in Latin America: An
Overview”, Revista de Análisis
Económico, vol. 7, núm.1,1992,
pp. 29-72; C. L. Liliana Rojas,
“Currency Substitution in
Argentina, México and Uruguay”,
IMF Staff Papers, vol. 32, 1985,
pp. 629-667; M. Melvin “The
Dollarization of Latin América as a
Market Enforced Monetary
Reform”, Economic Development
and Cultural Change, vol. 36,
1998, pp. 543-558; Pablo Guidotti
y Carlos Rodríguez, “Dollarization
in Latin America”, IMF Staff
Papers, vol. 31, núm 3,1992, pp.
518-544; Emil Marie Classen y
Justino de la Cruz, “Dollarization
and its Impact on the Economy;
Argentina, Bolivia and Uruguay”,
Documento de Trabajo, núm. 168,
Banco Interamericano de
Desarrollo, 1994.
31
P. Arrau et al., “The Demand
for Money in Developing
Countries: Theory and Empirical
Implementation”, Documento de
Trabajo núm. 585, Banco Mundial,
Washington, 1991.
32
Luis René Cáceres, “Costos y
beneficios de la integración
centroamericana”, Revista de la
CEPAL, vol. 54,1994, pp. 111 127; Enrique García Dubón,
“Notas sobre el costo oportunidad
de la sustitución de monedas en
Centroamérica”, Boletín
Económico, Banco Central de
Reserva de El Salvador, núm. 74,
pp. 5-15.
33
Luis René Cáceres, “Black
Market Exchange Rate
Interdependence in Central
America”, Savings and
Development, núm. 4, 1997, pp.
415-428; Luis René Cáceres y
Oscar Núñez Sandoval, “La
relación de largo plazo entre las
tasas de cambio en los mercados
negros de Guatemala y El
Salvador”, El Trimestre
Económico, vol. 59, núm. 3,julioseptiembre de 1992, pp. 571-586.
34
Una discusión del enfoque de
integración monetaria basado en la
circulación de una moneda paralela
se encuentra en Paul De Grauwe,
The Economics of Monetary
Integration, Oxford University
Press, Nueva York, 1993. Véase
también Roland Vaubel, “Currency
Competition and European
Monetary Integration”, Economic
Journal, vol. 100, septiembre de
1990, y Philipp Hartmann,
Currency Competition and Foreign
Exchange Markets, Cambridge
University Press, Cambridge,
1998.
distintas a la moneda nacional, en respuesta a la incertidumbre
política, a la inflación o al riesgo de devaluación.30 Un estudio sobre
la demanda de dinero en los países en desarrollo encontró que en los
países con altas tasas de inflación (México y Argentina entre ellos) las
perturbaciones en la demanda de dinero que no se explican por las
variables independientes podrían serlo por la innovación financiera,
lo que se atribuyó a la dolarización31. Es decir, los aumentos de
demanda de dinero en un país se atenderían mediante los incrementos
de la tenencia de monedas extranjeras. En el caso de los países
objetos de este estudio, la compra de otras monedas de la subregión
puede ser un paso intermedio para la compra de dólares. Por ejemplo,
alguien puede viajar de Colombia a Ecuador y cambiar sus pesos por
sucres, con los cuales compraría dólares en el mercado ecuatoriano
para venderlos a su regreso a Colombia. Estos flujos dependerían de
la existencia de arbitraje en cada subregión. La evidencia de
Centroamérica indica que el arbitraje de monedas nacionales a través
de las fronteras centroamericanas puede ser muy rentable y a raíz de
él existe un flujo significativo de dólares entre varios países32. Otra
consecuencia es que las tasas de cambio se vuelven
interdependientes.33
CUADRO 14. Velocidad del Dinero en los Países Andinos:
Pruebas de Cointegración Basadas en el Trazo de la Matriz Estocástica
Nula
r=0
r<=1
r<=2
r<=3
r<=4
Alternativa
r>=1
r>=2
r>=3
r>=4
r>=5
Hipótesis
Estadístico
110.17
61.62
34.13
16.03
3.61
valor crítico de 95%
68.52
47.21
29.68
15.41
3.76
CUADRO 15. Velocidad del Dinero:
Vectores de Cointegración Normalizados
Primer Vector
Colombia
Ecuador
Perú
Venezuela
Tasa deInterés
-1.0
-0.3889
0.5248
-0.0628
-1.5139
Segundo Vector
-1.0
0.6517
-0.0135
0.0501
0.1853
Tercer Vector
Cuarto Vector
-1.0
0.6527
0.2366
-0.2376
-0.0193
-1.0
-0.5537
0.9459
0.4790
2.5961
Cabe apuntar que en el ámbito europeo la creación de una
moneda paralela de alcance regional fue propuesta como alternativa a
la unificación monetaria. La idea consistía en que la moneda paralela
sería más atractiva que las monedas locales y, por lo tanto, las
desplazaría de circulación. Esta propuesta no prosperó. De hecho, el
ecu no ocupó una posición importante como medio de pago ni como
signo monetario en los mercados internacionales de capitales.34 El
punto importante es que en América Latina existe una poderosa
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
363
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
moneda paralela, el dólar, que compite con las respectivas monedas
nacionales como medio de pago y de ahorro; ello tiene importantes
implicaciones para los costos y los beneficios de la integración
monetaria.
CUADRO 16
Países andinos: Pruebas de exclución de variables
Modelo: B1 VG + B2 VE + B3 VP + B4 VV + B5 R
Restricciones de exclusión simple
Hipótesis nula
Estadístico
LR (1) usando
un vector de cointegración
Estadístico
LR (2) usando
dos vectores de cointegración
B1 = 0
B2 = 0
B3 = 0
B4 = 0
B5 = 0
13.0165 (0.000)
6.9841 (0.008)
24.9410 (0.000)
5.5838 (0.000)
24.6031 (0.000)
21.9577 (0.000)
15.6272 (0.000)
33.3806 (0.000)
6.7656 (0.034)
35.7216(0.000)
Restricciones conjuntas de exclusión
Estadístico LR (2) suponiendo
un vector de cointegrarción
Hipótesis nula
B2 = B3 = 0
B2 = B4 = 0
B2 = B5 = 0
B3 = B4 = 0
B3 = B5 = 0
B4 = B5 = 0
30.6412
18.6463
31.9307
26.1466
25.1224
25.9937
(0.000)
(0.000)
(0.000)
(0.000)
(0.000)
(0.000)
CUADRO 17. Velocidad del dinero en los países centroaméricanos:
Modelos de corrección de errores1
Variables independientes
Constante
El (-l)
DVG
78.1704
(5.68)
-1.3008
(5.67)
Variables dependientes
DVS
DVH
13.5021
25.3482
(1.32)
(1.28)
-0.2467
-0.4397
(1.48)
(1.33)
E2 (-l)
DVG (-l)
DVS (-l)
0.3566
(2.36)
-0.6091
(2.42)
0.4501
(2.03)
-0.3596
(0.99)
DVH (-l)
DVCR (l)
DR
-5.7868
(4.97)
-0.1187
(5.14)
-0.7726
(1.99)
-0.3403
(1.34)
DR (-l)
R2
D.W.
F
DVCR
50.4975
(1.85)
-0.5593
(1.55)
0.4209
(1.99)
0.68
1.86
13.59
-0.9558
(1.57)
0.19
1.77
2.30
1.4627
(1.91)
0.36
1.33
2.49
0.30
1.86
1.94
1. Los estadísticos “t” se muestran debajo de los correspondientes coeficientes. La letra D denota la primera diferencia de la variable.
364 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
0.2672
(1.88)
0.61
2.19
15.50
Integración monetaria en las regiones centroamericana y andina
35
Pablo Guidotti y Carlos
Rodríguez, op. cit.
36
Guillermo Calvo y Carlos
Végh, “Currency Substitution in
Developing Countries: An
Introduction”, Documento de
Trabajo, núm. 9440. Fondo
Monetario Internacional,
Washington, 1992.
De acuerdo con el análisis tradicional, los costos de la integración
monetaria disminuyen a la par que aumenta el grado de apertura de la
economía medida como la participación del comercio intrarregional
en el producto dado que la tasa de cambio se vuelve menos eficaz
como instrumento de política a medida en que aumenta la apertura.
Además, se supone que mayores beneficios corresponden a mayor
apertura, pues al aumentar los volúmenes de intercambio se
incrementan los ahorros en costos de transacción.
Como se muestra en la gráfica 1, la intersección de las curvas de
costos y beneficios de un país en particular en el punto 0 determina el
punto de apertura mínima requerida para obtener ganancias netas de
la integración monetaria. Sin embargo, este análisis tradicional no
toma en cuenta el caso de una economía en medio de un proceso de
dolarización. En este caso, la curva de costos AA se desplaza hacia la
izquierda, a A1 A1, ya que la eficacia de la tasa de cambio como un
instrumento de política se debilita por la dolarización. Si la tenencia
de dólares es por razones precautorias, sin afectar el volumen de
transacciones que se realizan en moneda interna, entonces la curva de
beneficios BB no tendría cambios. En este caso, el punto de equilibrio
disminuye a 01, indicando que la unión monetaria dejaría beneficios
netos a un menor volumen de comercio intrarregional. Sin embargo, si
los dólares se utilizan como medio de pago del comercio
intrarregional, la curva de beneficios se desplaza a B1B1, aumentando
así a 02 el grado mínimo de apertura requerido para justificar la
integración monetaria. En otras palabras, si el sistema de pagos
intrarregional descansa en el dólar aumenta el punto de mínimo
comercio intrarregional.
Un caso diferente ocurre cuando la integración monetaria genera
más credibilidad a los países miembros de un modelo de integración,
por ejemplo, como resultado del compromiso en torno de la adopción
de un sistema multinacional de fijación y seguimiento de objetivos y
metas fiscales y monetarias. En este caso la política macroeconómica
subregional podría ser un mecanismo eficaz para revertir el proceso
de dolarización. En efecto, el aumento de la credibilidad de las
políticas nacionales conduciría a superar el fenómeno de histéresis o
inercia que se ha presentado en los procesos de dolarización de varios
países latinoamericanos35. Además, la reversión del proceso de
sustitución monetaria contribuiría a disminuir la vulnerabilidad de los
sistemas bancarios y al logro de tasas de inflación más bajas y menos
volátiles.36 Estos serían beneficios adicionales de la integración, ya
que las autoridades económicas nacionales progresivamente
recuperarían control y eficacia en sus políticas monetarias a medida
en que las economías se desdolarizan. En consecuencia, la curva de
beneficios se desplazaría a B2 y B2 y el punto de apertura de equilibrio
disminuiría a 03 . Ello indica que cuando existe un proceso de
sustitución de monedas, la credibilidad engendrada por la unión
monetaria puede generar importantes beneficios, aun cuando los
países socios no tengan grandes volúmenes de comercio
intrarregional.
El análisis anterior es propio de un modelo de unión monetaria en
que los países crean una moneda común de carácter subregional, lo
que les permite tener su propia política monetaria y sus bancos
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
365
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
GRÁFICA 1
Beneficios y costos de la integración monetaria en condiciones
de sustitución de monedas
B2
A
37
Un análisis de las condiciones
para la dolarización se encuentra en
Felipe Larraín B. y Andrés Velasco,
“Exchange Rate Policy for Emerging
Markets: One Size Does Not Fit All”,
agosto de 1999. Entre las condiciones
se encuentra la existencia de un sólido
sistema bancario. Al respecto, viene al
caso una cita de un trabajo reciente de
Feldstein (p. 108): “Los países de la
zona del euro todavía tienen acceso a
un prestamista de último recurso. Si
bancos comerciales de Italia o
Portugal se encuentran en problemas,
sus bancos centrales proveerán todos
los euros que los depositantes quieran
y así se evitaría una corrida de bancos
generalizada. De la misma manera,
aun cuando bancos comerciales
mexicanos mantengan préstamos de
dudosa recuperación de 20% del
producto, el sistema bancario
mexicano permanece intacto porque el
público sabe que el Banco de México
puede generar suficientes pesos para
reemplazar los depósitos en cualquier
banco que cierre. Pero si esos
depósitos fuesen dólares, el banco
central de México no podría aportar
todos los dólares que los depositantes
quisieran. El resultado sería una
corrida de bancos generalizada y,
eventualmente, una crisis cambiaría si
el público trasladase sus fondos fuera
de México, hacia bancos más seguros
en el extranjero. La única manera para
México de adoptar el dólar como su
moneda sería que bancos de Estados
Unidos tomaran control de los
servicios financieros mexicanos e
implícitamente se cediera control de la
política monetaria a la Reserva
Federal. Véase Martín Feldstein, “A
Self-Help Guide for Emerging
Markets” Foreign Affairs, vol. 78,
núm. 2, marzo-abril de 1999, pp. 93109. Otros puntos de vista no
favorables a la dolarización se
encuentran en Paul Krugman,
“Monomoney Mania”, Slate, abril 15
de 1999, y Felipe Larraín, “Going
Green”, World Link, mayo-junio de
1999.
38
Chang y Velasco muestran que la
caja de conversión, en un plano
nacional, disminuye la posibilidad de
crisis de balanza de pagos, al costo de
aumentar la probabilidad de crisis
financieras, de manera que el costo de
la baja inflación es la inestabilidad
endémica. Véase Roberto Chang y
Andrés Velasco, “Financial Fragility
and the Exchange Rate Regime”,
Center for Applied Economics, Nueva
York, febrero de 1998. Similares
resultados se esperarían de una caja de
conversión de alcance subregional,
que conduciría al estancamiento del
comercio ante la inestabilidad
financiera.
Beneficios y
costos
B
A1
B1
B2
A
B3
A1
B
B1
03
01
B3
02 0
04
Comercio intrarregional
centrales o un banco central subregional en su caso. En este escenario,
dichas instituciones pueden desempeñar un papel importante ante
disturbios en el sector bancario. En cambio, la credibilidad puede ser
elusiva en un modelo en que se adoptara la moneda de otro país, el
dólar por ejemplo, como moneda subregional. Ante la ausencia de un
ente con capacidad institucional para afrontar disturbios en el sector
real, así como para establecer medidas y financiar el posible
salvamento del sistema bancario, la credibilidad disminuiría. En esta
situación, la adopción del dólar como moneda común, se percibiría
como indicio de fragilidad financiera, y de futuras crisis bancarias,
dada la ausencia de capacidad institucional y financiera para
estructurar medidas de fortalecimiento; Ello daría lugar a fugas de
capital, iliquidez y alza en las tasas de interés, lo que mantendría la
economía en el estancamiento.37 Esta situación no es propicia para el
crecimiento del comercio intrarregional, lo cual se aprecia en la
gráfica 1 con el desplazamiento de la curva de beneficios a B3 B3 ,
indicando que el volumen de comercio intrarregional requerido para
justificar la integración aumenta considerablemente y que sería difícil
alcanzar por las razones señaladas. Así, la dolarización o la creación
de una caja de conversión de alcance subregional conduciría a un
retroceso de la integración.38
Las consecuencias de la adopción de la moneda de otro país
como moneda común subregional también se puede ejemplificar
usando el diagrama empleado por Frenkel y Rose para ilustrar el
carácter endógeno de la correlación del ciclo económico entre países
miembros de un modelo de integración como función de la intensidad
del respectivo comercio intrarregional recíproco. En la gráfica 2 la
línea WW denota la línea de división entre los países para los cuales la
integración es una buena opción, situados arriba de dicha línea, y
otros, debajo de la línea, para los cuales la integración podría no ser
provechosa, lo cual dependería del volumen de comercio
366 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Integración monetaria en las regiones centroamericana y andina
CUADRO 18. Velocidades del dinero en los países andinos:
Modelo de corrección de errores1
Variables dependientes
Constante
EE1 (-1)
EE2 (-1)
DVC(-1)
DR (-1)
DVC
DVE
88.3803
(10.22)
-0.4316
(5.64)
-1.0396
(8.28)
0.5352
(5.38)
0.9471
(3.92)
36.4587
(2.43)
-0.3403
(2.42)
Variables dependientes
DVP
118.5165
(3.54)
-1.1091
(3.54)
DR
71.3894
(1.63)
-1.2745
(3.25)
1.5716
(2.96)
0.5241
(0.07)
-0.0629
(0.99)
0.1533
(1.70)
1.7374
(1.71)
DVC (- 2)
0.2659
(1.30)
0.9593
(2.05)
DVE (- 2)
-0.4277
(2.84)
0.4914
(5.85)
DVP (- 2)
DVV (- 2)
R2
DW
F
DVV
0.85
2.18
20.00
0.76
1.90
20.06
-0.6442
(2.67)
-0.2835
(1.86)
0.46
2.14
5.40
0.50
2.48
4.55
0.23
1.60
1.93
1. Los estadísticos “t” se muestran debajo de los correspondientes coeficientes.
39
Véase Robert P. Flood y
Nancy P. Marion, “Policy
Implications of ‘Second
Generation’ Crisis Models”, IMF
Staff Papers, vol. 44, núm. 3,
septiembre de 1997, pp. 383-390.
intrarregional y de la correlación de sus ciclos económicos.
Supóngase que un país tiene una intensidad de comercio y correlación
iguales a I1 y Cl, respectivamente. En un modelo basado en la
adopción de una moneda común subregional, en cuyo caso la unión
monetaria sería de beneficio para el país. Si, por el contrario, la unión
se basara en una moneda de otro país, la resultante fragilidad
financiera se puede representar desplazando la curva hacia la derecha,
a W1 W1, en virtud del mayor volumen de comercio (I2) que sería
requerido para generar ahorros de costo de transacción y así
compensar la tendencia al estancamiento económico generado por la
fragilidad financiera. En consecuencia, el país se encontraría en la
región en que no se justifica la unión monetaria.
Las consecuencias de la unión monetaria en términos de mayor
credibilidad son de particular importancia ante eventuales ataques
especulativos y crisis de monedas.39 De hecho, se ha argumentado que
el fortalecimiento de los compromisos multinacionales, por ejemplo
mediante la fijación de metas compartidas para la convergencia hacia
una moneda común, al aumentar los costos para un país miembro de
una devaluación unilateral por el repudio de los otros miembros,
puede crear la percepción de una devaluación muy remota de forma
tal que los agentes privados desistirían de lanzar un ataque
especulativo.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
367
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Consideraciones finales
De acuerdo con los criterios tradicionales sobre los costos y
beneficios de la formación de áreas económicas óptimas, no hay
argumentos contra la integración monetaria en Centroamérica o los
Andes. Primero, las correlaciones entre las tasas de crecimiento
económico, de inflación y de velocidad del dinero son
suficientemente altas para disipar preocupaciones. Además, el grado
de apertura al comercio es bastante alto y puede esperarse que las
devaluaciones nominales no conduzcan a cambios en las tasas de
cambio reales. Las pruebas de cointegración también indican que las
velocidades del dinero mantienen asociaciones de largo plazo en
ambas zonas, vinculadas en América Central y los Andes por dos y
cuatro vectores, respectivamente. El patrón visible en estas
vinculaciones es que los países vecinos tienen nexos más fuertes. De
hecho, existen corredores de interdependencia entre Colombia,
Ecuador y Perú, así como entre Guatemala, El Salvador y Honduras.
Estos corredores se pueden explicar por la disminución del comercio
intrarregional con la distancia, de acuerdo con el funcionamiento del
modelo de gravedad, lo que da lugar a que el comercio sea más
voluminoso entre países vecinos. Estos nexos de interdependencia
constituyen argumentos en favor de la integración monetaria.
El modelo de corrección de errores indica que la velocidad del
dinero de Guatemala es causada por las velocidades del dinero de los
otros países y por la tasa de interés. Si se aceptan los resultados de los
otros países con cierta precaución dados sus bajos estadísticos F, se
debe notar que el primer término de error rezagado no es significante
y que la velocidad del dinero de El Salvador con un rezago ejerce
efectos directos sobre Guatemala y Costa Rica, mientras que la
velocidad del dinero de Honduras es causada por la de Guatemala.
La tasa de interés se explicó por el segundo término de error
rezagado, lo que indica que esta variable puede interpretarse como
una variable representativa (proxy) de la economía internacional. El
hecho de que este término no sea significativo en las ecuaciones de
corrección de errores, con la excepción de Costa Rica, indicaría que
lo que vincula a las variables velocidad del dinero es una fuerza
subregional específica, no la economía internacional. En los Andes el
primer término de error rezagado fue muy signicativo en todos los
países, mientras que el segundo término de error lo fue sólo en
Colombia y Venezuela. Existen efectos directos recíprocos entre
Venezuela y Perú, así como efectos directos en una sola vía de
Venezuela y Perú a Ecuador, y de Colombia a Venezuela. Como se
esperaría, la tasa de interés resulta ser exógena, ya que ninguna
variable fue significativa en sus ecuaciones de corrección de errores.
Además, el hecho de que el primer término de error sea significativo
en todos los países indica que ninguno ejerce una fuerza dominante.
La existencia de más vectores de cointegración en los Andes que en
Centroamérica podría explicarse porque en el período de estudio los
países andinos experimentaron tasas de inflación más altas, lo que
pudo acentuar el proceso de sustitución de monedas.
368 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Integración monetaria en las regiones centroamericana y andina
GRÁFICA 2. Simetría del ciclo económico, comercio intrarregional
y moneda común.
W1
Comercio
intrarregional
W
I2
W1
I1
W
C1
Correlación del ciclo económico
40
Marcel Cassard et al., “Core
ERM Money Demand and Effects
on Inflation”, The Manchester
School, vol. 65, núm. 1, 1997,
pp. 1-24.
Las relaciones de causalidad entre las velocidades del dinero de
los países es una fuente de inestabilidad en las demandas de dinero de
cada país. Estas funciones son interdependientes, lo que indica que el
crecimiento de la masa monetaria de un país individual no podría por
sí sola explicar y pronosticar las tasas de crecimiento económico. Es
decir, los resultados de este estudio indican que, al efectuarse sobre
una base nacional, los ejercicios de programación monetaria podían
ser inexactos y que la política monetaria se fortalecería si se realizara
en un marco subregional de estimación de la demanda del dinero, lo
que arrojaría funciones de demanda de dinero más estables que las
calculadas sobre una base nacional, como se ha encontrado en el caso
de la Unión Europea.40 La complejidad del desarrollo de los modelos
institucionales necesarios para impulsar la unificación monetaria no
puede ignorarse. Para Centroamérica, se ha abogado por un proceso
de tres etapas. En la primera, se atenderían la formulación y la
aprobación de los acuerdos políticos para la convergencia
macroeconómica y el seguimiento de indicadores económicos
cuantitativos; la formulación y la aprobación del sistema institucional
multilateral, la aprobación del sistema de flotación coordinada y la
fijación de metas de las tasas de cambio en determinadas bandas. La
segunda fase comprendería la consolidación del sistema
centroamericano de bancos centrales, con el otorgamiento de un
carácter autónomo a su secretaría. En una tercera etapa, las tasas de
cambio tomarían valores fijos irrevocables respecto a las monedas
centroamericanas y al dólar; se formularía y ejecutaría una política
monetaria común, y se llevarían a cabo los estudios para adoptar una
moneda común. La integración monetaria no debe considerarse como
un hecho o proceso independiente, sino que debe acompañarse de
otras medidas complementarias importantes. Éstas incluirían las
acciones para facilitar el movimiento intrarregional de mano de obra,
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
369
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
el cual es un valioso instrumento ante disturbios asimétricos. Otras
medidas serían el establecimiento de un sistema de federalismo fiscal,
con compensaciones automáticas ante persistentes déficit comerciales
en la balanza intrarregional. Particular atención debe otorgarse a las
medidas de alcance regional para disminuir la inequidad en la
distribución del ingreso en los países, así como para fomentar una
equitativa distribución de los beneficios de la integración entre los
países miembros. De hecho, la evidencia muestra que en América
Latina la desigualdad desestimula el ahorro y propicia la fragilidad
macroeconómica en las naciones de la región, dificultando su
recuperación ante disturbios externos.41 En otras palabras, la
desigualdad vuelve persistentes los disturbios externos de forma tal
que éstos adquieren su propia inercia y recurrencia. Los resultados
presentados en este trabajo indican que en Centroamérica y los Andes
existen aspectos que transcienden los temas tradicionales de los costos
y beneficios de la integración. Por lo tanto, éstos deben analizarse en
un marco en que la integración se considere un instrumento para
promover el desarrollo económico y permita internalizar efectos entre
países que pueden pasar inadvertidos.
De hecho, los disturbios asimétricos en la demanda de dinero
resultantes de la sustitución de monedas y de movimientos
especulativos de capital se plantearon como una razón por la cual los
países europeos deberían adoptar una moneda común. De forma
especial deberían considerarse los beneficios derivados del aumento
de credibilidad en vista de los ataques especulativos en la región.
41
Graciela L. Kaminsky y Alfredo
Pereira, “The Debt Crisis: Lessons of
the 1980s for the l990s”, Journal of
Development Economics, vol. 50,
1996, pp. 1-24.
370 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Crisis cambiarias y su contagio:
evidencias de El Salvador
y Guatemala
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
Introducción
Este trabajo presenta un modelo en el cual la dinámica del tipo de
cambio del mercado negro es determinada por la actividad
especulativa en los mercados monetarios de países vecinos.
Específicamente, el contagio es el resultado de acciones de individuos
que viajan de un país a otro para comprar dólares con la expectativa
de tener ganancias cuando una devaluación toma lugar en uno de los
países. El cruce de las fronteras para obtener dólares indica que el
país A puede ser objeto de un ataque especulativo resultante de una
demanda por dólares en el país B, aún cuando las variables
fundamentales de A acusen una situación muy sólida. Y en forma
contraria, las variables fundamentales de A pueden estar en situación
precaria, pero si recibe dólares del país B, el colapso de la moneda de
A puede ser pospuesto o evitado.
En este trabajo se presenta, primero, una reseña de la literatura
sobre las crisis cambiarias. A continuación se formula un modelo de
carácter binacional para el tipo de cambio en el mercado negro, que es
estimado por medio de un modelo probit usando datos mensuales de
Guatemala y El Salvador para el período 1985-1993, cuando ambos
países experimentaron mercados negros de divisas. El trabajo
concluye con una serie de recomendaciones y sugerencias para
estudios posteriores.
2. Reseña de la Literatura.
1
Reseñas de la literatura de crisis
cambiarias se encuentran en Agenor,
Bhandari y Flood (1992), Blackburn
y Sola(1993) y Marion (1998).
La literatura de crisis cambiarias se origina en el trabajo seminal de
Krugman (1979) que muestra que en un país con un tipo de cambio
fijo, el crecimiento del crédito por arriba del crecimiento de la
demanda de dinero da lugar a una pérdida de reservas internacionales
y a un ataque especulativo sobre la paridad cambiaria1. Cuando se da
el ataque especulativo el país pierde reservas y se ve forzado a flotar
su moneda. La explicación del ataque descansa en la falta de
confianza del sector privado en la fortaleza de la moneda y el
supuesto de que su paridad será modificada, lo que lo obliga a
comprar las reservas remanentes para evitar pérdidas. El modelo
indica que el ataque especulativo siempre ocurre antes de que el país
exhauste sus reservas; también indica que entre mayor sea la cuantía
inicial de reservas, o menor sea la tasa de crecimiento de la expansión
crediticia, más tiempo tomará para que ocurra el derrumbe de la
moneda.
Este modelo básico ha sido modificado para incorporar el
cómputo del tiempo que toma para el colapso de la paridad cambiaria
(Connolly y Taylor, 1984), así como diversos supuestos relacionados
con el régimen cambiario post-colapso: Dornbusch (1987) supone la
adopción de un “crawling peg”, Blanco y Garber (1987) suponen que
el banco central devalúa la moneda, mientras que Obstfeld (1984)
considera un período temporal de flotación seguido de la adopción de
un tipo fijo. El tema de la incertidumbre con relación al crecimiento
del crédito doméstico fue introducido por Flood y Garber (1984),
372 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Crisis cambiarias y su contagio: evidencias de El Salvador y Guatemala
Grilli (1986) y Obstfeld (1996), mientras que Claessens (1988) ha
demostrado que la incertidumbre sobre la política crediticia del banco
central juega un papel importante en la rapidez con que se pierden
reservas. Los efectos de los controles de capital sobre las crisis de
balanza de pagos han sido analizados por Bachetta (1990) y Wyplosz
(1986). Un cambio importante al modelo fue introducido por Drazen
y Helpman (1988), en el sentido de que las autoridades monetarias
domésticas modifican las políticas económicas insostenibles a fin de
evitar la crisis.
En los modelos señalados anteriormente, los ataques
especulativos ocurren porque las políticas inconsistentes empujan la
economía hacia una crisis. En contraste, los llamados modelos de
segunda generación muestran que aún cuando las variables
fundamentales tienen un comportamiento adecuado, los cambios en
las políticas del sector público pueden halar la economía hacia la
crisis. Mientras que en el primer grupo de modelos la reducción de
reservas internacionales conduce a un colapso del tipo de cambio fijo,
en los modelos más recientes las crisis surgen por la preocupación de
las autoridades económicas sobre el comportamiento de otras variables económicas. Esto se da porque el objetivo del gobierno de
mantener un tipo de cambio fijo puede entrar en conflicto con otros
objetivos, por ejemplo el de evitar el crecimiento del desempleo. En
este caso, el gobierno puede decidir devaluar con el fin de evitar el
desempleo que resultaría de las dificultades para importar materias
primas a raíz de la pérdida de reservas. Esto podría suceder aún
cuando las políticas gubernamentales sean sólidas. Ejemplos de estos
modelos se encuentran en Ozkan y Sutherland (1995). Un modelo
alternativo describe el caso cuando el gobierno devalúa la moneda en
respuesta a cambios en las expectativas. Por ejemplo, en el modelo de
Obstfeld (1994) la expectativa del colapso del tipo de cambio fijo
conduce a aumentos en el desempleo, de forma tal que para el
gobierno la fijación del tipo de cambio se vuelve muy costosa y toma
la decisión de devaluar. En forma similar, para Obstfeld ( 1996) el
temor a altas tasas de interés, y en consecuencia a crisis bancarias,
conduce al gobierno a devaluar. Se debe mencionar que Otker y
Pazarbasioglu (1997) analizaron las presiones sobre los tipos de
cambio de los países miembros del Mecanismo de Tipo de Cambio
Europeo y encontraron que sólo en pocos países las presiones
resultaban de un deterioro de las variables económicas fundamentales,
lo que indicó que las políticas macroeconómicas consistentes son
condición necesaria pero no suficientes para mantener invariable el
tipo de cambio.
Con relación a la aplicación de los modelos de crisis, entre los
primeros trabajos sobresalen el estudio de Blanco y Garber(1986)
sobre las devaluaciones recurrentes del peso mexicano durante el
período 1973-1982, y el de Cumby y van Winjbergen (1989) sobre el
ataque al peso argentino a principios de los años ochenta. En ambos
estudios, se encontró que el crecimiento del crédito doméstico era el
principal determinante de los ataques. Otro enfoque que ha recibido
mucha atención es el de Frankel y Rose (1996), que definen una crisis
cambiaría como la depreciación anual de por lo menos 25 por ciento.
La estimación de este modelo basada en una muestra de 100 países
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
373
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
con datos del período 1971-1992, arrojó el resultado de que la
probabilidad de una crisis aumenta cuando la tasa de interés foránea y
la tasa de crecimiento del crédito doméstico son altas, la cuenta
corriente como porcentaje del producto es alta, y la deuda externa
concesional, así como la razón de la entrada de inversión extranjera al
stock de la deuda externa, son bajas. En forma similar, Sachs, Tornell
y Velasco (1996) definen una crisis como el promedio ponderado de
las disminuciones porcentuales en reservas internacionales y el
porcentaje de depreciación del tipo de cambio. Al estimar el modelo
con datos de 23 países para el período noviembre 1994- abril 1995,
los autores concluyeron que las crisis fueron más pronunciadas en
países que tenían sistemas bancarios débiles, el tipo de cambio estaba
sobrevaluado y la razón de reservas a M2 era baja.
Kaminsky, Lizondo y Reinhart (1998) han presentado un modelo
de detección temprana de crisis en el que una crisis toma lugar cuando
el promedio ponderado de la depreción mensual del tipo de cambio y
de la reducción mensual en reservas internacionales, excede su valor
promedio en más de tres desviaciones estándares. De un total de
quince indicadores que fueron incluidos en el análisis, siete fueron
significantes: crecimiento del crédito doméstico como porcentaje del
producto, crecimiento de los términos de intercambio, tasa de interés
real, tasa de crecimiento de las exportaciones, crecimiento de la oferta
monetaria como porcentaje de las reservas, cambio en las reservas y
desviaciones del tipo de cambio de su tendencia.
La literatura de crisis cambiarias ha conducido al tópico del
contagio que ocurre cuando los efectos de una crisis en un país dado
se desbordan a otros países. Varios enfoques han sido formulado para
analizar este fenómeno: Calvo y Reinhart (1996) asocian el contagio
con los co-movimientos en las tasas de retomo de acciones y bonos en
distintos mercados emergentes, mientras que Valdés (1996) lo
identifica en los co-movimientos excesivos en las clasificaciones de
riesgo y los valores de acciones de distintos países. El efecto
transnacional de las crisis cambiarias también ha analizado por
Eichengreen, Rose y Wyplozs (1995), quienes encontraron que las
crisis que habían tomado lugar en 20 países industrializados
mostraban correlaciones positivas; además, estas correlaciones
estaban influenciadas por la intensidad de los nexos de comercio entre
los países respectivos. La influencia del comercio en la transmisión de
crisis también ha sido detectada por Gerlach y Smets (1995) y Glick y
Rose (1998).
También debe hacerse referencia al estudio de Alba et. al. (1998)
sobre el fenómeno de contagio en los países del este asiático durante
la crisis de 1997-1998, el que encontró que, contrario a períodos
previos, ocurrieron grandes covariaciones de los precios de las
acciones en las bolsas de valores y en los “spreads” en los mercados
secundarios; sin embargo, solamente en el período octubre-noviembre
1997 las covariaciones fueron tan excesivas como para denotar la
existencia de contagio. En un trabajo previo, Sachs, Tornell y Velasco
(1996) habían concluido que las bajas reservas, los auges del crédito y
la apreciación real de la moneda estaban presentes en los países que
fueron suceptibles al contagio del “Efecto Tequila”. Se debe
mencionar, también, el trabajo de Baig y Goldfajn (1998) sobre la
374 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Crisis cambiarias y su contagio: evidencias de El Salvador y Guatemala
crisis asiática, en el que estimaron ecuaciones usando datos diarios del
período 07-02-97 a 05-08-98, expresando el tipo de cambio nominal,
los precios de acciones en la bolsa y las tasas de interés, en función de
las variables fundamentales de los países, y de variables cualitativas
que representaban “buenas” y “malas” noticias. Las correlaciones
entre los residuos de las ecuaciones de diferentes países fueron
computadas, y estas correlaciones resultaron bastante altas en el caso
de las primeras dos variables, lo que se interpretó como una evidencia
de efectos de contagio. Estos autores también estimaron ecuaciones
expresando las variables señaladas arriba como función de variables
cualitativas, tanto nacionales como externas, que reflejaban “buenas”
y “malas” noticias. Los resultados indicaron que los mercados
monetarios de Tailandia, Malaysia, Filipinas y Corea del Sur eran
afectados por las “malas” noticias originadas en Indonesia, mientras
que tanto las “malas” como las “buenas” noticias provenientes de
Japón eran significativas para Corea. Sin embargo, los resultados de
las ecuaciones estimadas usando las variables precios de acciones en
la bolsa, tasa de interés y “spreads” de la deuda soberana, resultaron
mucho más débiles.
También debe hacerse referencia al trabajo de Choueiri (1999) en
el cual el contagio es la consecuencia del comportamiento de
“hedging” por parte de inversionistas que buscan diversificar sus
riesgos manteniendo activos de varios países. Si una crisis toma lugar
en un país y si los inversionistas presuponen que su tipo de cambio
tiene covarianzas positivas con los tipos de cambio de otros países,
entonces el primer país experimentaría una crisis. El contagio se
materializa en aumentos en las tasas de interés. Otro tipo de crisis
puede resultar de la incertidumbre de los inversionistas con respecto a
la covarianza de los tipos de cambio de los países en cuestión, en
cuyo caso las variables fundamentales no juegan ningún papel.
De particular interés es el trabajo de Fratzcher (1999) sobre la
difusión de la crisis mexicana de 1994 y de Tailandia de 1997 a los
países latinoamericanos y asiáticos respectivamente. Este autor estimó
un índice de crisis cambiaria en función de variables fundamentales
como de aquellas que denotaban su integración financiera y
comercial, y de su grado de competitividad. Los resultados indicaron
que la propagación de las crisis mexicana y tailandesa obedecieron a
diferentes variables. Las de carácter fundamental (déficit en cuenta
corriente, tipo de cambio sobrevaluado, insuficientes reservas
internacionales) explicaron la difusión de la crisis mexicana a otros
países latinoamericanos, mientras que sólo las reservas
internacionales fueron efectivas en la propagación de la crisis
tailandesa. La integración comercial fue significativa en el caso de
América Latina, pero en Asia un papel más importante fue
desempeñado por la integración financiera.
3. El Modelo.
Como resultado de los controles en la venta de moneda extranjera, en
Guatemala y El Salvador existieron mercados negros de dólares desde
principios de la década de los ochenta hasta 1990 cuando se
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
375
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
unificaron los tipos oficial y del mercado negro en ambos países,
aunque se mantuvieron algunos remanentes de los mercados negros
hasta 1993.2 Los dólares ocuparon un lugar prominente en los bienes
comerciados entre estos países, ya que individuos viajaban de un país
a otro para obtener esta moneda y aliviar una escasez temporal, o para
aprovechar oportunidades de arbitraje3. De esta forma, la oferta y
demanda de dólares eran interdependientes y sostenían un mercado
negro integrado de dólares.
La literatura sobre la determinación del tipo de cambio en el
mercado negro es muy extensa y los casos de Guatemala y El Salvador han recibido considerable atención (Cáceres y Núñez Sandoval,
1991, 1992a, 1992b, 1994; Cáceres 1997; Saca 1997). Estos países
tienen vínculos muy fuertes: una red de interconexión eléctrica ha
operado desde 1986 y cuatro carreteras cruzan sus fronteras. Los
vínculos comerciales también son significativos: en 1998 las
exportaciones de Guatemala a El Salvador representaron 46 por ciento
de sus exportaciones intracentroamericanas y 11.4 por ciento de sus
exportaciones totales.
El modelo empieza con una ecuación que describe la oferta de
mercado negro de dólares en El Salvador:
Os = a + bEs-cEg
(1)
En donde:
Es = tipo de cambio en el mercado negro en El Salvador
(colones / dólar)
Eg = tipo de cambio en el mercado negro de Guatemala
(quetzales / dólar)
La ecuación (1) indica que los individuos que tienen dólares en El
Salvador pueden decidir venderlos en El Salvador o en Guatemala,
dependiendo de los precios que reciban en cada mercado. Si los
dólares son escasos en Guatemala su precio aumentaría, lo que
motivaría la llegada de vendedores de dólares de El Salvador,
reduciéndose así la oferta en este país.
La oferta de dólares está dada por:
Ds = z + xMs + yPs
(2)
En donde:
2
Sobre los eventos monetarios y
cambiarios en El Salvador en los
1980’s, véase Saca (1997).
3
Evidencia de arbitraje en el
comercio de dólares entre
Guatemala y El Salvador se presenta
en Cáceres (1994).
Ds = demanda por dólares en el mercado negro de El Salvador
Ms = Oferta monetaria de El Salvador
Ps = tasa de inflación de El Salvador
Esta ecuación indica que la demanda por dólares en el mercado
negro se deriva, en parte, de la demanda de dinero doméstico, ya que
los individuos desean mantener su liquidez en determinadas
proporciones de moneda doméstica y extranjera por consideraciones
376 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Crisis cambiarias y su contagio: evidencias de El Salvador y Guatemala
de cartera. Además, a medida de que el índice de precios aumenta, los
individuos demandan más dólares a fin de mantenerlos como
protección de su liquidez real.
Suponiendo equilibrio en el mercado: Os = Ds, por lo tanto se
puede resolver por Es:
Es = (l/b)(z-a+cEg+xMs+yPs)
(3)
En una forma similar se encuentra una expresión para Eg:
Eg = (l/b)(z’ - a’+ c’Es + x’Mg + y’Pg)
(4)
Substituyendo la ecuación (4) en la (3) se encuentra una forma
reducida para Es:
Es = (l/b’)( z - a + (c/b’)( z’- a’ + c’Es + x’Mg + y’Pg) + xMs + yPs) (5)
Y una expresión en forma reducida para Es es la siguiente:
Es = Ao + AlMg + A2Pg + A3Ms + A4Ps
(6)
La ecuación (6) indica que las variables monetarias y la inflación
de Guatemala ejercen impactos directos en el tipo de cambio de El
Salvador, lo que indica que fenómenos de contagio ocurren entre
estos países, originados en sus tasas de inflación o en la oferta
monetaria.
4. Resultados Empíricos
A fin de estimar el modelo, una crisis se representa como una variable
discreta que toma el valor de uno cuando el tipo de cambio aumenta
en al menos cuatro por ciento mensual, lo que implica una
devaluación anual de aproximadamente sesenta por ciento, y de cero
cuando el tipo de cambio expresa una variación menor de cuatro por
ciento en el mes en cuestión. Se debe señalar que una devaluación
mensual de cuatro por ciento es equivalente a una desviación estándar
por sobre el valor promedio del tipo de cambio. El modelo se estimó
por medio de un modelo probit de la forma siguiente:
Prob (Y= l) = P(X,B)
y Prob (Y= 0) = 1-P(X, B)
en donde Y es la variable que denota la existencia de una crisis, X
representa el conjunto de variables explanatorias, en este caso las
tasas de inflación y las ofertas monetarias de los dos países, B denota
el vector de parámetros que reflejan el impacto de X sobre la
probabilidad de crisis y P significa la función de la curva normal
cumulativa. El modelo fue estimado por métodos de máxima
verosimilitud para el caso del tipo de cambio de El Salvador, usando
datos mensuales de octubre 1982 a diciembre 1993.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
377
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
En un primer conjunto de resultados, que no se muestra en este
trabajo, el uso de las tasas de inflación de Guatemala y El Salvador
como variables independientes resultó en ecuaciones probit
significativas. Además, la oferta monetaria de El Salvador, en su
forma de M1 y M2, fueron significativas cuando se introdujeron en las
ecuaciones por sí solas. Cuando se estimaron ecuaciones usando como
variables independientes sólo las variables monetarias de Guatemala,
los resultados mostraron valores del estadístico LR más altos que los
correspondientes a las ecuaciones estimadas sólo con M2 y M1 de El
Salvador. El Cuadro 1 muestra los resultados cuando todas las
variables entran en la estimación de la ecuación probit. La ecuación
(1) indica que las variables M1 y tasa de inflación de Guatemala
tienen estadísticos z más altos que los de las las variables
correspondientes de El Salvador.
CUADRO 1. Variable dependiente: Probabilidad de una crisis cambiaria
en El Salvador
Ecuación Número
(1)
(2)
(3)
Constante
-5.05
(0.86)
3.59
(1.35)
-11.86
(1.83)
Log (SMl-l)
4.24
(1.55)
Log (GMl-l)
-4.13
(1.86)
7.33
(2.61)
Log (SM2-l)
-0.66
(0.66)
Log (GM2-l)
-0.04
(0.03)
INFS-1
0.29
(1.60)
0.36
(1.88)
INFG-1
0.20
(2.22)
0.18
(2.00)
INFG-2
0.31
(2.54)
Log (GMl-3)
-6.68
(2.91)
INFS
0.58
(2.37)
McFadden R-cuadr.
0.19
Log Likelihood
-34.29
Estadístico LR
16.77 (0.002)
0.16
-35.50
14.33 (0.006)
Los estadísticos z se muestran debajo de los coeficientes correspondientes.
378 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
0.37
-25.28
30.04 (4.79E-6)
Crisis cambiarias y su contagio: evidencias de El Salvador y Guatemala
Se puede ver en las ecuaciones (1) y (2) que la tasa de inflación de
Guatemala muestra estadísticos z mayores que el correspondiente a la
inflación de El Salvador. La ecuación (3) es una expresión
parsimoniosa que muestra un estadístico LR bastante alto, usando
respectivamente tres y dos rezagos de la oferta monetaria M1 y de la
tasa de inflación de Guatemala. Se debe notar que las variables de El
Salvador dan mejores resultados con un rezago de un mes en M1 y
ningún rezago en la tasa de inflación. Esto indica que toma dos o tres
meses para que los efectos de Guatemala se sientan en El Salvador,
mientras que los efectos de las variables domésticas de El Salvador se
perciben rápidamente en su mercado.
Se estimaron otras ecuaciones probit que incluyeron la variable
cualitativa (Crisis (G) que denota la existencia de una crisis cambiaria
en Guatemala y que toma el valor de uno cuando el tipo de cambio
del mercado negro de Guatemala experimenta una devaluación mayor
que cuatro por ciento mensual, y cero de otra manera. Las otras
variables que se incluyeron en la estimación fueron la tasa de
inflación y la oferta monetaria de El Salvador. El período de
estimación se redujo a octubre de 1985-diciembre de 1993, en vista de
que los datos del mercado negro de Guatemala se inician en esa
primera fecha. La ecuación (1) en el Cuadro 2 indica que una crisis en
Guatemala con un rezago de un mes es una variable significativa para
anticipar la erupción de una crisis cambiaria en El Salvador. Cuando
se incluyen en la estimación las variables de El Salvador (ecuaciones
2 y 3), la variable cualitativa Crisis (G), con un rezago de un mes,
mostró valores del estadístico z más altos que los de las variables de
El Salvador. Este resultado indica que las crisis de El Salvador se
originaban en el contagio proveniente de las crisis cambiarias de
Guatemala. La ecuación (4), que incluye, además, la tasa de inflación
rezagada de Guatemala y su variable M1, mostró los valores más altos
del estadístico R cuadrado de McFadden. Esta ecuación también
presenta evidencia de que las crisis en El Salvador se originaban en
Guatemala.
En forma similar se estimaron ecuaciones para predecir crisis
cambiarias en Guatemala en función de sus propias variables y las de
El Salvador, pero ninguna variable resultó significativa. Mejores
resultados fueron obtenidos cuando se estimó una ecuación para las
crisis de Guatemala en función de su tasa de inflación y oferta
monetaria, y de la variable Crisis (ES) que denota que una crisis ha
tomado lugar en El Salvador. Los resultados se muestran en el Cuadro
3 e indican que una crisis en El Salvador con un rezago de un mes es
por sí sola significativa en la determinación de una crisis en Guatemala (ecuación 1). Sin embargo, cuando se incluyen variables
adicionales, la variable Crisis (ES) muestra estadísticos z que no son
importantes estadísticamente al nivel de 5 por ciento. Asimismo, las
variables M1 y M2 de Guatemala no son significativas y la única
variable que lo ES es su tasa de inflación. Esto indica que una crisis
que ocurre en Guatemala ejerce influencia sobre el surgimiento de
una crisis en El Salvador, pero lo contrario no sucede.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
379
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
CUADRO 2.
Variable Dependiente: Probabilidad de una crisis en El Salvador
Ecuación Número:
(1)
(2)
(3)
(4)
Constante
-1.70
(7.36)
7.81
(1.24)
6.08
(0.94)
-13.14
(1.46)
Crisis (G)-1
1.45
(3.14)
1.23
(2.45)
1.22
(2.47)
1.09
(2.20)
INFS
0.39
(1.46)
0.40
(1.61)
0.46
(1.61)
Log (SM2-l)
-1.20
(1.68)
-1.07
(1.33)
7.66
(2.16)
Log (SMl-l)
INFG-2
0.27
(1.81)
Log (GMl-3)
-6.86
(2.45)
McFadden R-cuadr. 0.17
0.31
0.28
0.46
Log Likelihood
-23.14
-19.20
-20.00
-19.25
Estadístico LR 9.64 (0.001) 17.52 (0.0005) 15.91 (0.001) 32.15 ( 5.54E-06)
Los altos valores de los estadísticos z mostrados por los
coeficientes de la tasa de inflación de El Salvador, y especialmente
por los de Guatemala, indican que estas variables ejercen efectos muy
importantes en la determinación de crisis cambiarias. El papel de la
tasa de inflación en la crisis cambiaria se investigó en mayor detalle
por medio de pruebas de causalidad de Granger que se muestran en el
Cuadro 4. Se puede apreciar que no existe relación de causalidad
entre el tipo de cambio de Guatemala y su tasa de inflación. Sin
embargo, la hipótesis nula de que la tasa de inflación de este país no
causa el tipo de cambio de El Salvador se rechaza a un nivel de
confianza de 0.018. Esto contrasta con el resultado de que no existe
causalidad entre el tipo de cambio de El Salvador y su tasa de
inflación. Las pruebas de causalidad de Granger entre las ofertas
monetarias de ambos países mostraron que existe causalidad recíproca
entre las variables M1, pero no la hay en el caso de las M2. Esto
indica que al nivel de M1, la forma más liquida de dinero y más
apropiada para la economía informal, especialmente en la compra de
dólares, existe una clara integración monetaria entre los dos países.
De hecho, evidencia de cointegración entre las velocidades del dinero
de los países centroamericanos ha sido reportada por Cáceres (2000).
Este alto grado de integración monetaria indicaría la conveniencia de
que estos países consideraran la adopción de una moneda común,
como ha sido propuesto para el caso de los países del Mercosur por
Eichengreen (1999).
380 Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
Crisis cambiarias y su contagio: evidencias de El Salvador y Guatemala
CUADRO 3.
Variable Dependiente: Probabilidad de una Crisis en Guatemala.
Ecuación Número:
Constante
Crisis (ES)-l
(1)
(2)
(3)
(4)
(5)
(6)
-1.43
(7.41)
1.00
(2.11)
-2.15
(6.19)
0.68
(1.29)
0.34
(3.15)
3.53
(1.07)
0.80
(1.66)
2.34
(0.66)
0.84
(1.71)
0.32
(2.92)
1.47
(0.39)
0.56
(1.05)
1.04
(0.26)
0.55
(0.99)
0.34
(3.08)
INFG-1
Log (GM2-l)
-0.61
(1.44)
-0.44
(0.95)
Log (GM1-l)
-0.49
(1.06)
McFadden cuadr.
0.06
Log Likelihood
-30.49
Estadístico LR 4.25 (0.039)
0.22
-25.17
14.87 (0.0005)
0.10
-29.18
6.86 (0.03)
-0.42
(0.80)
0.08
0.24
0.24
-29.90
-24.67
-24.84
5.41(0.06)15.87 (0.001) 15.84(0.001)
CUADRO 4.
Relaciones de Causalidad Entre Variables de El Salvador y Guatemala.
Hipótesis Nula:
Estadístico F
Probabilidad
INFG no causa DGEX
DGEX no causa INFG
1.54725
2.20679
0.2074
0.0924
INFG no causa DESEX
DESEX no causa INFG
3.5129
0.1065
0.0182
0.4308
INFES no causa DGEX
DGEX no causa INFES
0.0499
0.2237
0.9852
0.8796
DGM1 no causa DESM1
DESM1 no causa DGM1
2.4293
2.4876
0.0513
0.0468
DGM2 no causa DESM2
DESM2 no causa DGM2
1.2728
0.4408
0.2843
0.7789
DGEX y DESEX denotan cambios proporcionales mensuales de los tipos de cambio de Guatemala
and El Salvador. Los términos DGM y DESM denotan cambios mensuales en M1 y M2.
5. Conclusiones
Este trabajo ha presentado evidencia de que una crisis cambiaria en
Guatemala ejerce efectos directos sobre el surgimiento de una crisis
en El Salvador. En forma diferente a la literatura de crisis cambiarias,
este fenómeno es el resultado de la compra de dólares entre agentes
de uno y otro país en el marco de un mercado negro de divisas. La
estimación del modelo permitió identificar las variables que provocan
las crisis, y cuantificar su transmisión de país a país.
Publicación del Banco Centroamericano de Integración Económica
381
La Integración de Centroamérica: promesa y reto vigente
El hecho de que el contagio se propaga de Guatemala a El
Salvador indica que éste no es el resultado de un choque común
recibido por los países, ni que tampoco refleja la similitud entre
ambos países, sino que puede ser interpretado en el sentido de que
cuando hay una demanda excesiva de dólares en Guatemala,
resultante de expansión monetaria excesiva o de presiones
inflacionarias, agentes económicos viajan a El Salvador para comprar
dólares, o agentes de El Salvador viajan a Guatemala para venderlos.
Esto explica los efectos de la tasa de inflación de Guatemala y de su
expansión monetaria tienen sobre el surgimiento de una crisis en El
Salvador. En cualquier caso, la demanda excesiva originada en
Guatemala da lugar a aumentos del precio de dólares en El Salvador y
de esa forma traslada la crisis de un país a otro.
Cuando El Salvador experimenta una demanda excesiva de
dólares, la oferta provista por Guatemala no es muy significativa, ya
que El Salvador recibe una gran cantidad de dólares en concepto de
remesas familiares, que son suficientes para atender sus necesidades
de dólares y las de sus vecinos. Se debe señalar, sin embargo, que los
mercados cambiarios han sido liberalizados en Centroamérica, de
manera que los efectos entre países pueden ya no ser tan fuertes como
en el período estudiado.
También es menester señalar las limitaciones de este trabajo,
particularmente en términos de las variables que no fueron analizadas,
tales como la fuga de capital y los cambios en las reservas
internacionales. Tampoco se han considerado las implicaciones de
este modelo a la luz de la dolarización que ha sido emprendida en El
Salvador. Aún con sus limitaciones, los resultados obtenidos
conducen a la conclusión de que, en vista de la causalidad recíproca
entre las variables monetarias de ambos países, y dada la transmisión
de volatilidad de un país a otro, existe la necesidad de coordinar las
políticas económicas y de establecer mecanismos regionales para su
seguimiento que contribuyan a la prevención de crisis y a promover el
desarrollo económico y social.
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