ENTRADA DE CAPITAL EXTRANJERO, AHORRO INTERNO E INVERSIÓN EN LA AMÉRICA LATINA: UNA HISTORIA NEGATIVA Y PRECAUTORIA Nathaniel H. Leff y Kazuo Sato * I. INTRODUCCIóN La entrada de capital extranjero es un fenómeno importante en muchos países latinoamericanos. Tanto para fines analíticos como de política convendría tener un entendimiento claro de sus causas. Se nos ocurren muchas hipótesis plausibles como posibles explicaciones de los movimientos de capital hacia la América Latina. En un trabajo anterior presentamos y sometimos a prueba una de tales hipótesis, pero vimos que carecía de poder explicativo general.^ El tema de los movimientos de capital extranjero hacia la América Latina es demasiado importante para dejarlo en situación confusa, de modo que este trabajo continúa el esfuerzo de aclaración de los determinantes de los flujos de capital hacia estos países. Como lo sugiere esta introducción, nuestro trabajo difiere en tres sentidos de otras investigaciones sobre los movimientos de capital hacia la América Latina. Primero, se concentra en las causas más bien que en los efectos de estos flujos. También difiere de los análisis que utilizan un enfoque normativo más bien que positivo del tema de los movimientos de capital extranjero. Además, desde muchas perspectivas analíticas y de política el tema pertinente es la magnitud de las importaciones totales de capital. En consecuencia nos concentraremos en los flujos de capital agregados más bien que en componentes particulares tales como los préstamos bancarios, la ayuda internacional o la inversión directa. Una cuestión relacionada se refiere a las perspectivas de aumento de las tasas de ahorro interno en la América Latina. Esta cuestión ha interesado a los observadores preocupados por las posibles deseconomías externas de las entradas de capital extranjero [F) en la América Latina. Algunas veces las importaciones de capital pueden permitir que un país * Los autores son profesores de la Escuela de Graduados en Administración de Empresas de la Universidad de Columbia y de la Universidad de Rutgers respectivamente. Agradecemos el apoyo otorgado al trabajo de Leff por el Programa de Investigación de los profesores de Columbia. También agradecemos los útiles comentarios formulados a una versión anterior por Graciela Chichilnisky, Duncan Foley. Maxwell Fry, Carlos J. Glower, Roger Me?znik, Jacob Paroush y James Tybout. Por último, estamos en deuda con Ed Gruca por su asistencia de investigación. La responsabilidad de las deficiencias de este ensayo es exclusivamente nuestra. ^ Ese ensayo, Leff y Sato (1985), está a disposición de quien lo solicite. 561 562 EL TRIMESTRE ECONÓMICO menos desarrollado (PMD) alcance tasas mayores de formación de capital y de crecimiento del producto. Sin embargo, a menudo F se resiente a causa de sus supuestas exterioridades económicas, sociales y/o políticas negativas (Hirschman, 1969). Por esta razón los elaboradores de ])olíticas pueden tratar de reducir la dependencia de sus países respecto a la entrada de capital extranjero. La contabilidad del ingreso nacional indica que la inversión agregada de un país es igual a la suma de su ahorro interno y su entrada de capital extranjero: 1=S+F (1) En consecuencia, el objetivo de reducir la razón de la entrada de capital extranjero al PIB sin reducir la tasa de formación de capital hace que se plantee la cuestión de las posibilidades de incremento de las razones del ahorro interno. En la segunda parte del trabajo nos ocuparemos de esa cuestión, considerando las condiciones que afectan la transición hacia tasas de ahorro mayores en la América Latina. Siguiendo una perspectiva bien establecida en la bibliografía del desarrollo nuestro análisis se concentra en las tasas de ahorro interno total.'' Los problemas de política envuelven a menudo las magnitudes de S, I y F agregadas. Y conceptualmente el enfoque del ahorro agregado no requiere nada más exigente que el supuesto de que el ahorro privado y el ahorro público responden generalmente a los mismos estímulos económicos. Nuestro análisis se aleja de algunos tratamientos anteriores en cuanto considera algunas influencias menos tradicionales sobre el comportamiento del ahorro en los PMD (por ejemplo el gasto en armamentos, la magnitud del gasto en publicidad), así como algunas condiciones más familiares como la tasa de inflación y el sesgo en la distribución del ingreso. II. EXPLORACIóN DE LAS RELACIONES DE CONDUCTA Nuestro intento anterior de explicar los determinantes de los flujos de capital hacia la América Latina implicaba un modelo formal y una 2 Véase por ejemplo el hincapié que hizo W. Arthur Lewis (1985, pp. 225-226) en la necesidad de que los países en desarrollo eleven sus razones de ahorro agregado. De igual modo, el modelo de desarrollo de dos brechas analizado por Hollis Chenery y otros en numerosos trabajos también se concentra en el ahorro interno agrepado, la inversión y la entrada de capital. Asimismo, la investigación empírica del ahorro en los países en desarrollo se ha concentrado a menudo en los determinantes del ahorro agregado. Véase por ejemplo Friend y Taubman (1966) y Giovannini (1983). CAPITAL EXTRANJERO, AHORRO E INVERSIÓN 563 prueba econométrica. Los resultados poco claros de ese esfuerzo sugieren que lo mejor que podemos hacer en este punto es utilizar un enfoque metodológico más modesto y exploratorio. En consecuencia utilizaremos el tipo más simple del análisis inductivo: considerar las condiciones en materia de conducta correlacionadas con las diferencias de F/Y: las razones de la entrada de capital extranjero al producto interno bruto en los países de la América Latina. Tal procedimiento podría denominarse "empirismo estructurado". Comprende el examen de los niveles de significación de las correlaciones de rango entre las razones medias de F/Y y las variables sugeridas a priori como posibles determinantes de una persistente entrega de capital. Si las variables correlacionadas no se seleccionan sobre la base de consideraciones teóricas tal investigación puede perder fácilmente su sentido. En realidad aun si las variables se seleccionan de ese modo tal procedimiento de empirismo explícito se tiene a veces en poca estima profesional. Pero un enfoque que utilice un empirismo explícito puede ser preferible a algunas de las opciones: el empirismo casual (sin referencia a las pruebas de significación formales) o el apriorismo puro (sin referencia a la realidad empírica). Los datos para este análisis de correlación provienen en su mayor parte de los registros del International Financial Statistics (iFs), del Fondo Monetario Internacional. La cinta IFS tiene datos sobre las principales variables macroeconómicas, entre ellas F/Y, y permite una muestra de 21 países latinoamericanos.^ Las variables especificadas se refieren generalmente a los valores medios para los países individuales en el periodo 1955-1983. En vista de la extensión del periodo estudiado es posible que estemos observando correlaciones entre valores de estado estable. El estudio busca generalizaciones válidas que se apliquen al conjunto de los países latinoamericanos. En consecuencia, nos concentramos ^ La mayoría de los datos de las variables socioeconómicas que se citan líneas abajo proviene de la cinta del Banco Mundial. Las excepciones son los datos referentes a las tasas de dependencia demográfica, que proviene del Demographic Y'earbook de las Naciones Unidas; el índice del gasto en publicidad, que ha sido tomado de Nathaniel IL I^eíf y John Farley (1980). y los datos sobre la parte del PIB destinada al gasto militar, que provienen de la Agencia de los Estados Unidos para el Control de Armas y el Desarme. El tamaño de la muestra utilizada para las correlaciones de rango que se registran más adelante incluyó 21 países, excepto en el caso de las correlaciones de la distribución del ingreso y las variables de la publicidad. Se dispuso para 18 países de datos referentes a la parte del ingreso recibida por el 20 Có más pobre de la población, y en 14 países se dispuso del índice del gasto en publicidad. Los 21 países de la muestra general son: la Argentina, Solivia, el Brasil. Chile, Colombia, Costa Rica, la República Dominicana, El Salvador, Guatemala, Guyana, Haití, Honduras, Jamaica. México. Nicaragua, Panamá, el Paraguay, el Perú, Trinidad y Tobago, el Uruguay y Venezuela. 564 EL TRIMESTRE ECONÓMICO en los patrones transversales entre los países en lugar de enfocar las relaciones de conducta observadas a través del tiempo en países individuales. Estadísticamente el análisis se beneficia del hecho de que las i^azones medias de las entradas de capital a los países de la muestra manifiestan una gran varianza. Las observaciones de la F/Y media en la muestra fluctúan entre 7.7 y —7.2 %. Para la muestra total la media llega a 2.1 %, con una desviación estándar de 3.4 %. Desde una perspectiva de política nos interesa el acceso global de un país a las importaciones de capital para financiar la formación de capital y los déficit de cuenta corriente. En consecuencia, la variable F incluye todas las formas de entrada de capital extranjero. Tal agregación —por ejem]iIo de préstamos bancarios, créditos de proveedores e inversión directa— plantea problemas obvios si cada uno de los componentes de F está gobernado por determinantes muy distintos. Sin embargo es probable que las formas principales del flujo de capital hacia estos países se muevan en función de las mismas variables: las tasas relativas de rendimiento ajustadas por el riesgo y la incertidumbre. Una consideración adicional que justifica un análisis global es el alto grado de complementaridad entre las diversas formas de flujo de capital hacia la América Latina en el sistema económico y político internacional de la posguerra. La elección de posibles correlaciones con las razones F/Y para los países de nuestra muestra no plantea ninguna dificultad. No escasean las concepciones profesionales previas ni los "hechos estilizados" acerca de las condiciones asociadas a los flujos mayores o menores que F en la América Latina. Por ejemplo, se podrían esperar correlaciones significativas entre las razones de entrada de capital extranjero y nivel de desarrollo económico de los países (Landau). Para los fines del análisis de correlación se representa el "nivel de desarrollo" con y, el nivel del ingreso per capita. El capital extranjero puede ser atraído también por los países que experimenten una alta tasa de tendencia de crecimiento económico, g. Además, los prestamistas y los inversionistas extranjeros pueden considerar algunas variables asociadas a la inflación de precios, tales como el déficit del presupuesto gubernamental y la tasa de crecimiento de la oferta monetaria. Es de presumir que tales condiciones influyan sobre el riesgo y los rendimientos por la vía de su efecto en el nivel y la inestabilidad de la inflación de los precios. Por esta razón se especificarán directamente las variables de la inflación. Se espera que F/Y se relacione inversamente tanto con la tasa media de inflación de los CAPITAL EXTRANJERO, AHORRO E INVERSIÓN 565 países, P, como en la inestabilidad de la tasa inflacionaria. Nuestra especificación de la inestabilidad de la inflación es la desviación estándar de P, DÉP. Dado el papel del capital extranjero en el financiamiento del comercio de mercancías F/Y puede correlacionarse positivamente con el grado de apertura de las economías. Se especificará esa variable, APERTURA, como la razón media de las importaciones y las exportaciones al PiB. Además, sería de esperarse que el capital extranjero fluyera con mayor facilidad hacia los países libres de restricciones cambiarlas. Una buena representación de ese estado es la tasa de crecimiento real de las importaciones, IMP. En cambio, es probable que las economías caracterizadas por un alto grado de inestabilidad de las importaciones atraigan menos capital extranjero. La variable que se especifica para la inestabilidad de las importaciones es la desviación estándar del crecimiento de las importaciones, DEIMP. Otra condición que puede asociarse a la magnitud de la entrada de capital es el nivel del desarrollo financiero interno: los movimientos internacionales del capital pueden sustituir parcialmente un sistema interno bien desarrollado de intermediación financiera (Kindleberger, 1976). Siguiendo la investigación de Raymond Goldsmith, se representa el nivel del desarrollo financiero interno por V, la razón de Y al acervo de crédito interno. También podemos considerar algunas variables no tradicionales sugeridas por las teorías de la economía política internacional. Algunos observadores esperarían una correlación positiva entre F/ y la proporción del PIB gastada en armamentos. Llamaremos ARMS esa variable. En principio también podrían correlacionarse positivamente las razones de la entrada de capital extranjero con la magnitud del gasto del país en publicidad, un indicador del consumismo y la susceptibilidad a las influencias transnacionales. Disponemos de una medida del gasto en publicidad (Leff y Farley, 1980), y llamaremos PUB a esa variable. Otra posibilidad es que el capital extranjero sea atraído hacia los países caracterizados por una distribución muy desigual del ingreso. Es posible que tal concentración permita la existencia de mercados demasiado grandes para productos transnacionales y/o de regímenes políticos que ofrezcan incentivos favorables y menor incertidumbre para el capital extranjero. Esa perspectiva sugeriría una importante correlación positiva entre la F/Y de países individuales y el grado de desigualdad de su distribu- 566 EL TRIMESTRE ECONÓMICO ción del ingreso. Nuestra medida de la desigualdad es la parte del ingreso nacional que recibe el 20 % más bajo de la población del país, BA 20. Por último, el tamaño del país puede ser también una variable politicoeconómica importante. Los PMD más grandes pueden tener una situación geopolítica más fuerte y/o un aparato gubernamental más fuerte que les permitan resistir las entradas de capital extranjero en términos que consideren poco atractivos. Esta perspectiva sugiere una relación negativa entre el tamaño del país y F/Y. Se dispone de varias medidas de la variable TAMAñO. Siguiendo a Lloyd y Sundrum (1982, p. 22), hemos especificado esta variable como el tamaño de la población. III. Los RESULTADOS EMPÍRICOS Aunque existen a menudo opiniones claras acerca de las variables que pueden estar en cuanto a conducta relacionadas con las razones de entradas de capital de la América Latina, diversos observadores pueden diferir en lo que respecta a los signos esperados de algunas de las variables. Por ejemplo, ¿se esperaría que las razones F/Y entre países se correlacionaran en forma positiva o negativa con las tasas de crecimiento económico de la América Latina? Diversos observadores pueden tener diferentes experiencias al respecto. En estas circunstancias convendrá considerar las correlaciones efectivas y sus niveles de significación. El cuadro 1 presenta las correlaciones de rango entre las variables citada? y las razones F/Y para los 21 países de nuestra muestra. Los números entre paréntesis indican el nivel de confianza al que pueden aceptarse las correlaciones.* Los resultados empíricos presentados en el cuadro 1 muestran confirmaciones y divergencias frente a las prioridades que guiaron nuestra selección de variables. La muestra indica una correlación negativa altamente significativa entre F/Y y el nivel de ingreso per capita, pero también una correlación insignificante entre F/Y y g. Las correlaciones para las variables de la inflación son las esperadas. Lo mismo ocurre con los resultados de las variables del comercio internacional: la apertura y el crecimiento de las importaciones. En cambio, la inestabilidad de la tasa de crecimiento de las importaciones muestra una correlación ^ En el caso de las correlaciones de rango con bajo=; niveles de confianza, los coeficientes mostrados en el cuadro 1 tienen escaso significado. Los incluimos porque los lectores de una versión anterior pidieron que se publicaran los números específicos. CAPITAL EXTRANJERO, AHORRO E INVERSIÓN 567 1. Spearman: correlaciones de rango entre F/Y y algunas variables en 21 países latinoamericanos, 1955-1983 CUADRO „ . '^""^ble Coeficiente de correlación y „¿j,g; ¿g confianza y g — .52 (.99) .00 (.02) P -.39 (.92) DÉPr APERTURA —.39 (.92) .44 (.95) IMP DEÍMP V ARMS BA 20 PUB TAMAÑO NOTA .51 (.98) — .10 —.12 —.13 .23 — .45 — .56 (.32) (.38) (.44) (.64) (.89) (.99) : Véanse en el texto las definiciones de las variables. insignificante con F/Y. Lo mismo ocurre en cuanto al nivel de desarrollo financiero interno, por lo menos en la forma especificada aquí." Las variables no tradicionales muestran menos resultados significativos. La correlación entre F/Y y la proporción del PIB gastada en armamentos es prácticamente igual a cero. La correlación entre las razones de entrada de capital y la parte del ingreso recibida por el 29 % más bajo de la población del país es .23, significativa sólo en el nivel de confianza de .64. La correlación entre F/Y y el índice del gasto en publicidad es casi significativa en estándares tradicionales; pero contra lo esperado este coeficiente tiene un signo negativo. La variable tamaño tiene el signo correcto y es altamente significativa. Sin embargo podemos interpretar este resultado en términos diferentes de la hipótesis de economía política propuesta originalmente. Las economías pequeñas tienden también a ser economías más o menos abiertas (Kindleberger, 1962, pp. ' Es posible que la variable V muestre una correlación no significativa poríjue sea un mal mstituto del nivel del desarrollo financiero interno. Sin embargo, los rebultados estadísticos de V no reflejan ninguna contaminación de esta medida en virtud de una correlación posiblemente elevada con las variables de la inflación. Las correlaciones entre las variables V, P y DEPr de la muestra no son significativas. 568 EL TRIMESTRE ECONÓMICO 32-37).* En consecuencia el término TAMAñO del cuadro 1 puede estar reflejando en efecto la apertura económica, de modo que estaría repitiendo la conexión comercio exterior-financiamiento previamente señalada con la variable APERTURA. La importancia de las condiciones del comercio exterior para los flujos de capital se corrobora también por la fuerte correlación positiva entre ¥/Y y la variable crecimiento de las importaciones, IMP? Otra característica del cuadro 1 es la fuerte correlación inversa con y, nuestra representación del nivel de desarrollo. Así pues, el cuadro revela en general que la entrada de capital extranjero a la América Latina es proporcionalmente mayor en las economías subdesarrolladas pequeñas, abiertas y menos inflacionarias. En efecto, es posible que la realidad estructural sea más simple aún: las economías abiertas pequeñas tienden también a tener menores tasas de inflación. Por lo tanto nuestra conclusión se reduce a esto: la entrada de capital extranjero a la América Latina es proporcionalmente mayor en las economías menos desarrolladas (pequeñas) abiertas.* Es posible que este patrón refleje la importancia de los flujos de capital relacionados con el comercio exterior y la de las economías de escala con la intermediación financiera extranjera en las economías pequeñas (Kindleberger, 1976). Nos preguntamos qué tanto de la varianza en F/Y en la muestra podrá explicar esta perspectiva que hace hincapié en la apertura del comercio exterior y el nivel de desarrollo. En consecuencia hemos estimado una ecuación de regresión con APERTURA y como las variables del miembro derecho (MD). La ecuación estimada, con las razones t entre paréntesis, es: F/Y— .051 — .0001 (2.89) y -f .021 (3.444) APERTURA (2) (9.94) B? = .35 * La correlación de rango entre las variables APERTURA y TAMAñO de la muestra llega a —.85, significativa en el nivel de confianza de .99. ' Para la mayoría de los países de la muestra F constituyó una posición pequeña y variable de los ingresos totales de divisas y la capacidad para importar. Por lo tanto, no es probable que la correlación con la variable crecimiento de las importaciones sea un artificio estadístico. * En esta muestra la correlación entre APERTURA y P llega a —.57, significativa en el nivel de confianza de .99. La correlación entre TAMAñO y P llega a .48, significativa en el nivel .97. CAPITAL EXTRANJERO, AHORRO E INVERSIÓN 569 Considerando la forma en que se seleccionaron las variables del miembro derecho en la ecuación (2) es obvio que las razones t no tienen su significado habitual. En el contexto actual advertimos que la ecuación (2) explica el 35 % de la varianza con las razones de entrada de capital. Es de presumir que una parte del residuo no explicado refleja las diferencias entre los países en lo relativo a los rendimientos del capital ex ante que no hemos especificado. En términos más generales, las correlaciones (significativas y no significativas) presentadas en el cuadro 1 pueden ser útiles para la formulación de una teoría que explique un gran porcentaje de la varianza en las razones de entrada de capital en la América Latina. Es claro que todavía no se dispone de una tal teoría empíricamente de importancia. IV. LAS PERSPECTIVAS DE MAYORES TASAS DE AHORRO INTERNO: UN ENFOQUE DE COEFICIENTES ALEATORIOS Hasta aquí nos hemos concentrado en las condiciones asociadas a las diferencias entre los países en cuanto a la magnitud de las razones de importación de capital en la América Latina. Como indicamos en la introducción, una cuestión relacionada se refiere a las perspectivas de aumento de las tasas de ahorro interno en países individuales a través del tiempo. Esa cuestión es pertinente no sólo por sus implicaciones para la reducción de la dependencia respecto al capital extranjero sino también por otras razones. En algunos países de la América Latina es posible que la miopía y las distorsiones conduzcan a tasas de inversión y de crecimiento económico que no lleguen al óptimo social. Como antes vimos, las mayores tasas de ahorro interno pueden permitir a un país acelerar su formación de capital y su crecimiento económico. En términos más generales, en muchos modelos del desarrollo a largo plazo ocurre que el ritmo del crecimiento del ingreso y del cambio estructural es impulsado por la acumulación de capital y —en ausencia de grandes importaciones de capital— por el ahorro interno. Este tema es de obvia importancia, pero los economistas no han logrado explicar de modo concluyente el comportamiento del ahorro en los países en desarrollo." Por lo tanto quizá convenga investigar más este asunto. " Por ejemplo, un intento de explicación del comportamiento del ahorro en una muestra (ie 40 PMD durante los años setenta reveló que sólo 3 de las 7 variables del miembro derecho tenían un parámetro estimado mayor que su error estándar (Singh, 1985, p. 228). Además, aunque algunas de las variables de regresión especificadas pueden ser "más asociativas que causales"' (p. 220), sólo obtuvo una R* de .45 en la ecuación del ahorro ampliada. 570 EL TRIMESTRE ECONÓMICO A fin de analizar las perspectivas de incremento de las tasas de ahorro interno, debemos empezar por especificar una función de ahorro y estimar sus parámetros con datos de series de tiempo para cada uno de los 21 países de nuestra muestra. Ya hemos completado esa tarea en im ensayo que está a disposición de quien lo solicite (Leff y Sato, 1985). La función de ahorro desarrollada en él considera el ahorro de los PMD en términos metzlerianos típicos, como un proceso de acumulación de riqueza dirigido a las razones riqueza-ingreso deseadas, W*. Por lo tanto el ahorro corriente es una función del camhio ocurrido en el ingreso corriente, A y. Sin embargo, rigideces económicas o sociales pueden restringir la tasa de ajuste efectivo del ahorro a los niveles deseados. Por esta razón consideramos un proceso de ajuste parcial y especificamos S—i en la función de ahorro. El parámetro estimado para este término se relaciona estrechamente con (1 — k), donde k mide la rapidez del ajuste del ahorro efectivo al ahorro deseado. Por último, el ahorro de los países latinoamericanos es afectado también por la tasa de interés real esperada, una variable en la que influye fuertemente la tasa de inflación esperada. En consecuencia incluimos esa variable, P*, en la función de ahorro. Añadiendo un término estocástico, u, tenemos: S = ao + (hAY + (l — k)S--, + a,P' + u (3) Como señalamos antes, condiciones distintas de la meta razones de riqueza-ingreso y de la inflación esperada pueden afectar también los niveles del ahorro en la América Latina. Por razones conceptuales vemos que esas condiciones ejercen su efecto por medio de la magnitud de los parámetros de la función de ahorro (3) en lugar de entrar a la ecuación en forma aditiva, como regresores carentes de base teórica. En este contexto nuestro enfoque son las perspectivas de aumento de las tasas de ahorro en países individuales a través del tiempo. Un factor decisivo aquí es el comportamiento del ahorro con respecto al crecimiento del ingreso corriente: el aumento de S/Y requiere un valor alto de 3S/3Ay. Este es por supuesto el término Oi de la ecuación (3). Las estimaciones del parámetro de ese término presentan una variación considerable entre los países de nuestra muestra.^" Por lo tanto, tomando la '" Las estimaciones de á, en nuestra muestra fluctúan entre L465 y 0.104. La media es .522 y la desviación estándar es .333. Para 3 países de la muestra la estimación del parámetro para a, fue menor que su error estándar. Sin embargo, estas estimaciones se incluyeron en el análisis de la correlación de rango porque tienen la mejor información disponible sobre la magnitud de o^ en esos países. CAPITAL EXTRANJERO, AHORRO E INVERSIÓN 571 perspectiva de un modelo de coeficientes aleatorios tratamos las estimaciones del parámetro de áj derivadas del comportamiento de las series de tiempo en países individuales como observaciones de 3S/3AF en una muestra internacional. Podemos entonces investigar las condiciones asociadas en materia de conducta a un Cj mayor o menor, y que por tanto pueden conducir a mayores tasas de ahorro en países individuales a través del tiempo. El desarrollo económico puede considerarse como un proceso en el que los parámetros estructurales clave de una economía modifican sus valores numéricos a través del tiempo. Esa es la perspectiva que estamos siguiendo aquí. Aplicaremos el enfoque analizando las condiciones asociadas a la variación en los parámetros de la función de ahorro agregada entre los países latinoamericanos. Nos concentramos en los determinantes del comportamiento marginal del ahorro más bien que en los determinantes del promedio. Desde el punto de vista del cambio económico los marginales son los importantes, porque son los que alteran la magnitud de los promedios a través del tiempo. V. LA RESPUESTA DEL AHORRO AL CRECIMIENTO DEL INGRESO La teoría económica y la bibliografía del desarrollo económico sugieren numerosas condiciones antecedentes que podrían promover o inhibir la sensibilidad del ahorro al crecimiento del ingreso corriente en los países en desarrollo. Construyendo algunas medidas de tales condiciones podremos analizar las correlaciones entre esas variables y la muestra de ói obtenida al estimar los parámetros de la ecuación (3). Tales correlaciones deberán proporcionar información acerca de la medida en que pueda esperarse que los cambios de la política económica y/o el propio proceso de desarrollo generen una mayor respuesta del ahorro al crecimiento del ingreso, y por tanto mayores tasas de ahorro interno en los países latinoamericanos. Examinamos en primer término las razones para la elección de las variables y luego presentamos los resultados empíricos que se han obtenido. Se nos ocurren numerosas variables como posibles determinantes de Oj. Y la lista de posibles variables correlacionadas se extiende más aún cuando añadimos las variables sustitutas que debemos usar porque no se dispone de las medidas deseadas. Una condición que tiende a asociarse a las diferencias entre los países en cuanto a la sensibilidad del ahorro es la magnitud de las razones riqueza-ingreso deseadas, JF*. Éstas pueden computarse a partir de las estimaciones de los parámetros 572 EL TRIMESTRE ECONÓMICO de la ecuación (3) para países individuales (Leff y Sato, 1975, pp. 12191223). Sería de esperarse que las estimaciones muéstrales de 3S/3Ay se correlacionaran positivamente con W*. La tasa de rendimiento del capital, r, es otra variable que puede correlacionarse con la mayor sensibilidad del ahorro sugerida sobre bases teóricas muy rectas.^^ Sustituiremos esa variable por algunas condiciones que tienden a asociarse con r en los países latinoamericanos. Una de ellas es la tasa de crecimiento del producto agregado a largo plazo, g, una variable que puede correlacionarse con la presión sobre la capacidad productiva y por tanto con el rendimiento del capital (Glower). Otro sustituto es IMP, una variable que refleja el crecimiento de la disponibilidad de un insumo complementario fundamental que en las condiciones latinoamericanas tenderá a elevar la productividad marginal del capital. Esperamos que exista una correlación positiva entre r e IMP, y una correlación negativa con la inestabilidad en la disponibilidad de importaciones, DEIMP. Otro posible determinante de la respuesta del ahorro es el grado de desigualdad en la distribución del ingreso. Es de esperarse que en los países que tienen una distribución muy desigual del ingreso se dedique al ahorro una porción mayor del crecimiento del ingreso corriente. Representamos la desigualdad con la parte del ingreso recibido por el 20% más pobre de la población (BA 20). Otra condición antecedente que puede afectar la respuesta del ahorro al crecimiento del ingreso es la extensión de la intermediación financiera interna. Como indicamos antes, representamos el nivel de intermediación financiera con F, la razón de y al acervo del crédito interno. La respuesta del ahorro puede ser también restringida por las condiciones de dependencia demográfica (Fry y Masón). Especificamos esa variable, DEP, como el porcentaje de la población del país de 14 años o menos. Por último, se ha sugerido a veces que la decisión de ahorrar está estrechamente condicionada en la América Latina por la decisión de invertir. Esa concepción sugeriría una alta correlación positiva entre ái y S//3Ay, Se disopne de estimáis Nos concentramos en r, la tasa de rendimiento del capital, y no en i, la tasa de interés nacional. Diversos investigadores (Fry, Ortemeyer, De Meló y Tybout, Giovannini) han llegado a conclusiones diferentes acerca de los efectos del aumento de i sobre el ahorro de los PMD. No es esa la cuestión que nos interesa aquí. Por lo contrario, nos concentramos en la tasa de rendimiento del capital porque reí pueden moverse muy diferentemente en los mercadas de capital regulados y distorsionados. Y en las economías donde la falta de intermediación financiera conduce a una situación donde gran parte de la inversión es autofinanciada, r es en especial de importancia como un determinante de la conducta del ahorro. CAPITAL EXTRANJERO, AHORRO E INVERSIÓN 573 ciones empíricas de ese término (Leff y Sato, 1985). Denotándolas por A ¿1, las podremos usar aquí para nuestro análisis de correlación. La mayor sensibilidad del ahorro en los países menos desarrollados puede asociarse también con mayores niveles de ingreso per capita (Mikesell y Zinser, pp. 3-7). Esa asociación puede ocurrir ya sea por razones económicas (Gersovitz), o porque y represente la "modernización" (Landau). De igual modo algunos observadores esperarían que la sensibilidad del ahorro aumentara con el acervo de capital humano. Representaremos esto último con la tasa de alfabetismo de adultos, LIT. Otra hipótesis hace hincapié en la importancia del gasto militar para el comportamiento del ahorro en los PDM (Eshag, 1983, pp. 81-88). Utilizando recursos que podrían destinarse de otro modo al ahorro el gasto en armamentos puede restringir el ahorro interno. Por esta razón especificamos la porción del ingreso nacional destinada al gasto militar, ARMS. De igual modo, la publicidad estimula el conocimiento de nuevos bienes de consumo y puede inducir a los habitantes de los PMD a canalizar desproporcionadamente el aumento de sus ingresos hacia el gasto en consumo. Nuestra representación para este "efecto demostración" es un índice del nivel del gasto en publicidad, PUB. Por último, se ha sugerido a veces que la entrada de capital extranjero puede inhibir el espíritu de empresa nacional, lo que reducirá la sensibilidad del ahorro en los PMD (Hirschman, 1969). En consecuencia incluimos la razón de entrada de capital (F/Y), como una posible variable correlacionada. El cuadro 2 presenta las correlaciones de rango entre estas 13 variables y los términos 'dS/d^Y para los países de nuestra muestra. La variable de la riqueza deseada que aparece en el cuadro 2 tiene el signo positivo esperado y es altamente significativa." En cambio, nuestras representaciones para la tasa de rendimiento del capital dan una imagen confusa. Los términos de g y del crecimiento de las importaciones no son estadísticamente significativos. Pero la inestabilidad de la oferta de importaciones es altamente significativa y tiene el signo esperado. Vemos luego, en el cuadro 2, varios resultados de correlaciones que no son significativos a los niveles de confianza tradicionales. Ese es el caso de las variables especificadas debido a nuestras previsiones acerca de los efectos probables de la desigualdad del ingreso, el desarrollo financiero ^* En vista del procedimiento utilizado en la computación de la serie de íT* nos preocupó que la correlación citada en el texto pudiera ser un artificio estadístico. Nos tranquilizó a este respecto el hecho de que la correlación entre la k de la ecuación (3) y W* —que se u'a para derivar la serie de ÍT*— haya sido significativamente negativa: —.71 (.99). EL TRIMESTRE ECONÓMICO 574 2. Spearman: Correlaciones de rango entre 3S/3AY y algunas variables seleccionadas en 21 países latinoamericanos, 1955-1983 CUADRO Coeficiente de correlación y nivel de confianza Variable NOTA: W* .76 (.99) S .27 (.77) IMP .08 (.28) DEÍMP .57 (.99) BA20 .27 (.73) V .10 (.33) DEP .09 (.29) LIT ,18 (.56) y .14 (.46) k .55 (.99) ARMS .34 (.86) PUB .01 (.02) F/Y ,01 (.04) Para la definición de las variables véase el texto. interno, la dependencia demográfica y el alfabetismo de adultos. De igual modo, los resultados del término y ofrecen escaso apoyo para una presunción de que la elevación del ingreso per capita hará aumentar por sí sola la sensibilidad del ahorro en la América Latina. A La correlación de lugar del término 6i (es decir con 3//3Ay) es altamente significativa, sin embargo sus implicaciones analíticas son ambiguas. En efecto, puede reflejar una situación especial de los PMD donde la decisión de ahorrar está condicionada por la decisión de invertir. Pero la correlación se considera equivalente a una realidad donde la capacidad de invertir está restringida por la capacidad de ahorrar. Tal situación "clásica" es especialmente probable en las economías que carecen de una intermediación financiera extensa, de modo que los inversionistas deben recurrir en gran medida a su propio ahorro. La variable ARMS CAPITAL EXTRANJERO, AHORRO E INVERSIÓN 575 tiene el signo negativo esperado, y es casi aceptable según estándares tradicionales. En cambio, estos resultados no apoyan la idea de que la respuesta del ahorro al crecimiento del ingreso corriente en la América Latina es obstaculizada por los altos niveles de publicidad. Tampoco hay aquí alguna prueba de que la entrada de capital extranjero inhiba la sensibilidad del ahorro interno. En total los resultados presentados en el cuadro 2 confirman algunas de nuestras nociones a priori acerca de las condiciones asociadas al boyante comportamiento del ahorro en los países en desarrollo y refutan otras.^^ Un resultado empírico que quizá no se habría esperado con certeza completa en un contexto de PMD es la significación estadística de la variable de la riqueza deseada, W*. En vista de esta prueba de la importancia de ÍF* en el proceso de ahorro de estos países, uno quisiera saber más acerca de las condiciones que influyen sobre las metas de las razones activos-ingresos en la América Latina. Una posibilidad obvia es la tasa de rendimiento del capital. Podemos someter a prueba esta hipótesis para nuestra muestra estimando una regresión transversal en la que W* es la variable dependiente, y las condiciones mencionadas antes como variables correlacionadas significativas (o casi significativas) de r son las variables del miembro derecho.^* La ecuación estimada, con las razones t entre paréntesis, es: W* = .458 + 39.676 g— 4.615 (0.51) (3.39) (1.45) DE'IMP (4) R^ — .41 La ecuación explica una porción no trivial de la varianza de W* en la muestra. Desde el punto de vista analítico es más importante el hecho de que los mayores rendimientos del capital aumentan aparentemente la ■" Para redondear el entendimiento de la respuesta del ahorro a las condiciones macroeconómicas actuales en los países de la América Latina, presentamos también información acerca de las condiciones asociadas con la respuesta del ahorro a los cambios ocurridos en la inflación esperada, P'. Estas son las variables correlacionadas de las estimaciones muéstrales del parámetro Oj de la ecuación (3). Los coeficientes de correlación de rango (y los niveles de confianza) con ZSfd P' son: 3//3 P', M (.99): P. —.56 (.92), y DEPr, —.49 (.98). Las fuertes correlaciones negativas con las variables de inflación de precios no corroboran la hipótesis de que una inflación más alta provoque mayores tasas de ahorro agregado en la América Latina. ^* Es digno de mención el hecho de que ninguna de las otras variables económicas o sociofconómicas de los cuadros 1 o 2 mostró una correlación de rango significativa con JF*. 576 EL TRIMESTRE ECONÓMICO demanda de riqueza en esta muestra. Los signos de nuestras representaciones de r indican que el efecto sustitución domina al efecto ingreso asociado al aumento de los rendimientos en estos países en desarrollo. Ese resultado se ha observado también en un estudio cuidadosamente especificado para un país en desarrollo: Corea (Ortemeyer). VI. LA VELOCIDAD DE AJUSTE DEL AHORRO EFECTIVO AL AHORRO DESEADO Otra condición importante del movimiento hacia mayores razones de ahorro es la rapidez con la que el ahorro efectivo se ajuste al ahorro deseado. Este rasgo se relaciona con la magnitud de las estimaciones para k, el parámetro relacionado con la velocidad del ajuste en la ecuación (3). Ahora analizamos las condiciones asociadas en términos de conducta con A una k mayor o menor —con un movimiento más rápido o más lento de los niveles del ahorro efectivo a los niveles del ahorro deseado— en nuestra muestra. Es clara la selección de las condiciones que pueden correlacionarse con k. Son claramente pertinentes las condiciones que inhiben o facilitan el ajuste. Las condiciones que en potencia lo facilitan son la extensión del alfabetismo, la intermediación financiera, el "nivel de desarrollo" y una distribución sesgada del ingreso. Entre las posibles restricciones o rigideces se encuentran las tasas de dependencia demográfica, el gasto militar, la entrada de capital extranjero y la intensidad de la publicidad. Además, sería de esperarse que la magnitud de k variara inversamente con g. Cuando el crecimiento rápido del ingreso crea una brecha mayor entre los niveles efectivos y los niveles deseados del ahorro el ritmo del ajuste es relativamente lento. Por último consideramos las condiciones que elevan los costos o reducen los rendimientos del equilibrio del ahorro. Estas condiciones incluyen la tasa inflacionaria y su inestabilidad. En el cuadro 3 aparecen las correlaciones de rango enA Ire estas variables y las estimaciones de k en nuestra muestra. El cuadro 3 es de escaso apoyo para nuestras concepciones a priori sobre las condiciones que facilitan o inhiben el rápido ajuste del ahorro. Aunque los signos de los coeficientes son de ordinario correctos, pocas de las correlaciones son significativas en niveles de confianza aceptables. En algunos casos la pobre correspondencia con nuestras expectativas teóricas puede reflejar problemas de medición. Así puede ocurrir, por ejemplo, con nuestra representación para nivel de la intermediación financie- CAPITAL EXTRANJERO, AHORRO E INVERSIÓN 577 A CUADRO 3. Spearman: correlaciones de rango entre k y algunas variables seleccionadas en 21 países latinoamericanos, 1955-1983 Variable LLIT V y .20 (.61) —.01 (.02) .14 (.44) BA 20 —.07 (.21) DEP —.30 (.82) ARMS F/Y PUB g NOTA: Coeficiente de correlación y nivel de confianza .17 (.55) —.26 (.75) .50 (.93) —.79 (.99) P .29 (.79) DÉPr .44 (.95) Véase en el texto la definición de las variables. ra, V. Sin embargo en algunos casos (como el del alfabetismo) es probable que no exista una gran brecha entre lo que la variable está midiendo efectivamente y la construcción teórica que trata de medir. Entre los otros resultados presentados en el cuadro 3 están las correlaciones positivas entre el parámetro de la rapidez del ajuste y las variables de la inflación: la tasa media de inflación y su desviación estándar. Estas dos condiciones implican mayores costos de estar fuera de equilibrio en el ahorro. En tales circunstancias la gente encuentra aparentemente algunos caminos para ajustarse con relativa rapidez. Al igual que ocurre con los resultados del cuadro 2, por lo menos algunas de las correlaciones presentadas en el cuadro 3 son estadísticamente aceptables. Sin embargo, desde el punto de vista de un elaborador de políticas o de un observador interesado estos resultados no son todavía muy útiles. Incluso las correlaciones estadísticamente significativas del cuadro 3 ofrecen una base escueta para medidas de política o para proyecciones de las perspectivas para la elevación de las tasas del ahorro agregado en la América Latina. 578 EL TRIMESTRE ECONÓMICO VIL LA EXPERIENCIA EFECTIVA CON LAS TENDENCIAS DEL AHORRO AGREGADO, LA INVERSIÓN Y LAS RAZONES DE ENTRADA DE CAPITAL En efecto, muchos países latinoamericanos experimentaron tendencias estadísticamente significativas en sus razones de ahorro agregado entre 1955 yl983. En el cuadro 4 aparece alguna información sobre este fenómeno y sobre tendencias relacionadas. Nueve países experimentaron tendencias crecientes en S/Y estadísticamente significativas. Es posible que estos desplazamientos a largo plazo agraden a los observadores que ven ventajas importantes en las crecientes tasas de ahorro agregado en la América Latina. Sin embargo los desplazamientos indican también un conocimiento limitado acerca de los determinantes del comportamiento del ahorro en la América Latina. Las consideraciones a priori y los resultados estadísticos presentados antes nos daban una base escueta para la previsión de estas tendencias. La ecuación (1) indicaba que las más altas razones del ahorro pueden asociarse con una reducida dependencia respecto a la entrada de capital extranjero y/o con el aumento de las tasas de formación de capital ¿Cuál es el recurso que siguieron los países de nuestra muestra con respecto a estas opciones? El cuadro 4 presenta también algunas estimaciones de las tendencias de I/Y y F'/Y para los países individuales de la muestra. En general los países parecen haberse ajustado a un cambio en una variable con cambios en las otras dos variables interdependientes. Por ejemplo, tasas de ahorro más altas en países individuales se asociaron generalmente con una combinación de mayor inversión y más bajas tasas netas de entrada de capital. La correlación de rango entre las tendencias de S/Y e I/Y llega a .72, significativa en el nivel de .99. La correlación entre las tendencias de S/Y y la tendencia implícita en F/Y es —.41, significativa en el nivel de .93. Por desgracia las correlaciones de rango que acabamos de citar ilustran también las limitaciones de los conocimientos actuales acerca de la entrada de capital extranjero y el ahorro y la inversión nacionales en la América Latina. Estas correlaciones se presentaron según el supuesto de que los cambios en el ahorro interno modificaron la inversión y la entrada de capital. En realidad la causalidad podría partir también de cualesquiera de las tres variables interdependientes de la ecuación (1). Son grandes las implicaciones analíticas y prácticas de tales diferencias de causalidad. Sin embargo los modelos econométricos utilizados para proveer los datos utilizados en la discusión de estas cuestiones permiten CAPITAL EXTRANJERO, AHORRO E INVERSIÓN CUADRO 579 4. Tendencias de S/Y, I/Y y F/Y en 21 países latinoamericanos, 1955-1982 Tasa de cambio anual en: D_;_ I/Y S/Y Argentina Bolivia Brasil Colombia Costa Rica Chile El Salvador Guatemala Guyana Haití Honduras Jamaica México Nicaragua Panamá Paraguay Perú República Dominicana Trinidad y Tobago Uruguay Venezuela .014 .014 .021 .003 .013 — .009 .002 .015 — .032 .052 .006 — .028 .023 .010 .032 .034 — .008 — .001 .032 — .008 -.003 (5.78) (1.69) (3.67) (1.24) (2.15) (0.87) (0.41) (3.64) (3.49) (2.15) (1.32) (3.31) (16.31) (1.52) (7.67) (6.16) (1.04) (0.16) (3.38) (1.22) (1.23) — — — — .011 .002 .019 .004 .020 .000 .017 .023 .023 .077 .017 .008 .022 .008 .032 .047 .005 .017 .020 .000 .008 (4.87) (0.36) (3.71) (2.22) (6.82) (0.01) (3.66) (5.61) (4.02) (8.89) (5.03) (0.95) (15.2) (0.82) (10.1) (11.8) (0.83) (3.44) (2.75) (0.02) (1.75) NOTA: Las tendencias de S/Y e I/Y para cada país se computaron mediante una logarítmica. Los valores absolutos de las razones t para los términos de la tendencia entre paréntesis. En virtud de que F/Y es a veces negativa no pudieron estimarse gresiones para esa variable. Las cifras presentadas se computaron a partir de la I/Y = S/Y + F/Y. F/Y -.002 — .012 -.002 .001 .008 .009 .015 .008 .055 .025 .011 .021 — .001 — .002 .000 .013 .003 .018 — .012 .008 .011 regresión aparecen tales reecuación raras veces que los investigadores disciernan la estructura económica subyacente." Además, los datos disponibles en los enfoques de la medición actualmente no nos permiten evaluar la relevancia empírica de una hipótesis importante en esta área. Algunos teóricos del desarrollo (como Taylor, 198.S, p. 184) han sugerido que no se asigna a inversión toda la entrada de capital a los PMD. No importan aquí las implicaciones de tales transacciones para el bienestar; es posible que la optimación intertemporal '* En el apéndice de Leff y Sato (1985) se discuten los problemas de especificación o identificación que afectan gran parte del trabajo empírico realizado en esta esfera. 580 EL TRIMESTRE ECONÓMICO incluya algunos préstamos de consumo (Brecher y Bhag^vati). Lo que importa aquí es el problema analítico. Sin embargo las cuentas del ingreso nacional según los datos del cuadro 4 y sus correlaciones se han reunido sobre la base de un marco cambiante que supone que I ^ S -{- F. En efecto, esa expresión se usa a menudo para estimar una de las tres series. Por lo tanto los cambios en S se restringen para que se asocien a cambios iguales, compensatorios, en / y/o en F. Así pues, por la forma en que se reunieron estos datos no pueden reflejar el uso posible de F para financiar los incrementos en el consumo y no en la inversión. VIII. CONCLUSIONES En este trabajo hemos investigado las condiciones en materia de conducta asociadas con la entrada del capital extranjero y con el comportamiento del ahorro interno en la América Latina. Conviene destacar tres rasgos metodológicos en la forma en que hemos abordado estos tópicos. Uno es el enfoque estadístico simple utilizado para analizar las diferencias internacionales en las razones de entrada de capital extranjero. Dado el estado actual del conocimiento empíricamente de importancia en esta esfera quizá resulte útil tal enfoque exploratorio. Otro rasgo ha sido la inclusión de variables no tradicionales, tales como el gasto en armamentos y en publicidad, al lado de variables económicas tradicionales como la intermediación financiera y la tasa de inflación. Una tercera característica metodológica ha sido la aplicación de un enfoque de coeficientes aleatorios: tratando los parámetros estimados en el análisis de series de tiempo para países individuales como observaciones tomadas de una sección transversal internacional. El análisis de correlación podría usarse entonces para aclarar las condiciones asociadas a las diferencias entre los países en cuanto a los parámetros del ahorro. El análisis empírico reveló numerosas variables significativas y no significativas correlacionadas con la entrada de capital extranjero y el comportamiento del ahorro interno en la América Latina. No tenemos que repetir tales correlaciones aquí; el lector deberá consultar los cuadros individuales. Un resultado general de esta investigación es que muchas de las concepciones analíticas previas con las que iniciamos el estudio no se confirmaron. La mala actuación de esos hechos estilizados puede interpretarse de tres maneras (por supuesto estas interpretaciones no son mutuamente excluyentes). Primero, es posible que el limitado éxito empírico de nuestras expectativas a priori refleje la debilidad de la meto- CAPITAL EXTRANJERO, AHORRO E INVERSIÓN 581 dología usada. Segundo, una parte del asunto puede encontrarse en el nivel muy agregado al que hemos analizado la entrada de capital y el ahorro interno. Como antes vimos, la bibliografía del desarrollo tiene una larga tradición de enfoque del ahorro agregado, la inversión y la entrada de capital. Sin embargo, los malos resultados evidentes para algunas de las hipótesis pueden significar que un enfoque agregado no es fructífero para algunos propósitos analíticos. Por último, el escaso poder explicativo sugiere que algunas concepciones previas plausibles acerca de los flujos del ahorro interno y el capital extranjero no son válidas en realidad para el conjunto de los países latinoamericanos. En virtud de diversas características históricas e institucionales, las oportunidades y las restricciones económicas difieren entre los países. En consecuencia, los patrones de respuesta difieren en diversas economías, e ideas útiles acerca del comportamiento del ahorro en países individuales no siempre aportan generalizaciones que podemos utilizar para explicar el comportamiento de diversos países. En la medida en que la mala actuación de nuestra hipótesis refleje su débil base empírica son claras las implicaciones de este análisis. El conocimiento actual acerca de los determinantes de los movimientos de capital y el ahorro interno en la América Latina es menos sólido de lo que pudiera creerse. Esa conclusión puede ser útil porque dota a los investigadores de información referente a algunas hipótesis específicas y de una perspectiva sobre el estado general del conocimiento en este campo. Como lo ha subrayado Thomas Mayer (p. 175), es posible que la publicación de resultados estadísticamente no significativos sea necesaria para el progreso de la economía, por lo menos para plantear cuestiones acerca de la importancia empírica de supuestos que de otro modo podrían tomarse como verdades evidentes. Además, los resultados "negativos" pueden conducir a una precaución muy justificada, que ayudaría a mejorar el análisis subsecuente. El apriorismo mal informado no ayudará al análisis económico de los países menos desarrollados. Sin embargo son desalentadoras las implicaciones de este estado del conocimiento para la elaboración de políticas. El análisis no sugiere muchas opciones de política con base empírica que los tomadores de decisiones puedan considerar si desean implantar un nuevo régimen de mayores tasas de ahorro interno y/o menor dependencia respecto a la entrada de capital extranjero en un país latinoamericano." Esta situación " En efecto, aparte de la liberalización financiera los economistas no han tenido mncho que recomendar a los gobiernos de los PMD que tratan de elevar las tasas de ahorro ínter- 582 EL TRIMESTRE ECONÓMICO es en especial humillante si se considera que la investigación sobre estos temas se ha venido realizando durante más de una generación. Por fortuna nuestro trabajo ofrece también algunas sugerencias positivas para el progreso de la investigación en este campo. Como se ha indicado, es posible que los estudios futuros sean más fructíferos si utilizan un enfoque desagregado del comportamiento del ahorro y si se concentran más en los estudios de países individuales que en el análisis de sección transversal." Otro paso útil podría ser una conceptuación diferente del problema. La investigación de los flujos de ahorro o de capital en los países en desarrollo se ha concentrado de ordinario en 5 o en F considerados aisladamente, con una que otra variable considerada exógena. Otro enfoque conceptual que no se ha aplicado a menudo en el contexto de los PMD ha resultado útil en el análisis de los países económicamente más avanzados. Ese enfoque considera el ahorro interno y la entrada de capital extranjero como determinados simultáneamente con la inversión nacional, mientras que esta última se mueve con los cambios ocurridos en la tasa de rendimiento del capital." 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En el contexto de Corea del Sur. .Tcffrey William-on (citado en Ortemeyer, p. 589) propuso elevadas tasas marginales de impuestos a las ganancias de capital como una medida para elevar las tasas de ahorro interno. Es posible que esa propuesta no sea viable en todos los PDM en términos políticos y administrativos. " Véase en Ortemeyer (1985) un ejemplo excelente del trabajo según estos lineamientos. ^' El estudio de Williamson (1981) ha llegado lejos en esta dirección. En ese trabajo F conduce el modelo cambiando la tasa de rendimiento del capital. Sin embargo, F se determina en forma exógena, no en forma simultánea con I y S. CAPITAL EXTRANJERO, AHORRO E INVERSIÓN 583 De Meló, Jaime, y James Tybout, "The Effects of Financial Liberalization on Savings and Investment in Uruguay", Economic Development and Cultural Change, 1986. Díaz-Alejandro, Carlos F., "Good-Bye Financial Repression, Helio Financial Crash", Journal of Development Economics, 1985. 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