LA RELACIÓN DE LARGO PLAZO ENTRE EL AHORRO Y LA INVERSIÓN EN LA AMÉRICA LATINA Luis Rene Cáceres* RESUMEN La movilidad iiileniacioiial di-l capital es un lema que ha recibido coosiderable atención en la bibliografía de las ciencias económicas. En un estudio reciente publicado en EL TRIMESTRE ECONÓMICO J. F. Bellod Redondo empleó el método de Engle-Cranger [)ara estimar la relación de cointegración entre el aboiTO y la inversión en un grupo de [jaíses de la América Eatina. El autor no encontró evidencia de cointegración en la mayoría de los países, por lo c]ue concluyó c]ue no existe una relación de largo plazo entre el ahorro y la inversión. Una limitante de este enfo(]ue es (jue el autor puede hab<?r omitido variables fine son necesarias para detectar uno o varios vectores de coint(ígrac¡ón. En este trabajo la existencia de coint(!gración se analiza [)or medio del método de Johansen aplicado a un vector compuesto por las variables inversión privada y pública, ahorro nacional, oferta monetaria y entrada de recursos extemos. Los resultados indican que en los ocho países de la muestra existe una relación de largo plazo entre estas varialiles. Asimismo, para los casos de Guatemala y El Salvador se estimaron modelos de corrección de enores y se encontró que en ambos países la inversión privada es exógena, mientras que los recursos extemos des|)lazan la oferta monetaria y el abono nacional. FJ residtado de (|ue la entrada de recursos externos es causada, en el sentido de Oranger, [)or la inversión no permite cotichiir (|ue cu estos países existe movilidad internacional del (-aijital, sino que los recursos externos son resultado úc negociaciones del sector |)úblico para financiar los programas de inversión. AI3STÍÍACT Inleniational ca|)ital mobiiity is a topic tliat has received considerable attention in recent years. In a receiit study publislietl in El, TRIMESTRE EcONÓMICf), J. F. Bellod í?edondo ap()lietl the Engle-Granger niethod to test for the exislence of coititegralion between savings and investment rates for a saitii)le of I^tin American countiies. The aulhor (lid not find evidence of coinl<'grat¡on in the niajorily of cases, wliich was itiler|)reteil as (ívidence that the región is open to * [{anco Iiilcraiiit'iicaiK) ilf Dtsanollo. 305 306 EI.TIUMESTHE ECONÓMICO capital niol)¡l¡ly. Ilowover, givotí llie bivariate iiatiire of liis analysis, tlie autlior niay have oniitleii var¡al)les tliat aie iiecessary- lo dotect oiie or more cointcgratioii vectors. Iii tliis paper, coiiitogratioii is aiialyzcd hy Joliaiiseii's imillivariale a[)proacli applied toa vector cotnposcíi of prívate aiul puhlic iiivestinent, national saviiigs, money supply and iiiflow of extemal resoiirces. Rcsults indícate tlial iii tfie eight connlries iinder stiidy, tliere exisls a long-tcmi association among tliese variables. Moreover, error correctioii models were estiiiiated for tlie cases of El Salvador and Guatemala and it was foiind lliat privale investmenl is exogenons, while external resoiirces crowd out money and national savings. Tlie resiilt tliat net capital inflows are Craiiger caused by investment does not permit inaking any inference about ca|)ilal rnobility, biit iridicates tlial tlie inflows of external resources are deterinined by llie ¡iiiblic sector's negotiations wilh foreign cred¡tors to finance ¡ts jiublic investment [)rograms willi external savings. INTRODUCCIóN Eti un estudio reciente, publicado en EL TRIMESTRE ECONóMICO, Bellod Hedondo (1996) presentó resultados empíricos que indican que en los países latinoamericanos no existe una relación de largo plazo entre sus tasas de ahorro y de inversión. En esta nota queremos set'ialar algunas debilidades del mélotlo de análisis de ese autor y presentar evidencia de que en una muestra de ocho países de la región sí existe una relación de largo plazo entre el ahorro, la inversión y otras variables. Cellod Redondo siguió la propuesta de Fclsdlein y llorioka (1980) de que la correlación entre las tasas de ahorro e inversión pueden servir de indicador de la movilidad de capital.' Así, efectuó un análisis de coinlegración entre las series de tasas de ahorro S/Y, y de tasa de inversión, ¡/Y, de cada uno de una mu(íslra de 16 países de la América Latina. Primero, constató que tanto S/Y como I/Y eran integradas de orden cero, y luego eslimó la ecuación: (//y-), = // + « {S/Yl, + E, Con base en pruebas de cslacionariedad del error A', el autor infirió que no existía cointegraeión en la mayoría de los países, l'cro hay razones para dudar de sus resultados. Se debe seiíalar que resultados similares se encontraron en otros estudios que han analizado la cointegración entre S/Y' e ¡/Y. Así, Miller (1988) encontró que en los Es' Los piiiiifios aiuíüíis <lr la iiun ¡lldad di'! capital en ios países de la regiói 1 con liase en la liii>ólcsis de Keldslein y I loiioka se eiieiieritiaii en ("áeeres (19fi5a, 198.31)). LA RELACIÓN ENTRE EL AHORRO Y LA INVERSIÓN 307 lados Unidos estas variables están eointegradas durante el periodo de tasa de eambio fijo, pero en el periodo de tipo de cambio variable no se detectó cointegración. Gulley (1992) rexaminó los resultados de Miller y concluyó que no existía cointegración durante ninguno de los periodos analizados. Leachman (1991) no encontró evidencia de cointegración en una muestra de países de la OCDE, infiriendo que los mercados financieros internos son susceptibles a los movimientos de capital extranjero. En el caso de los países centroamericanos, Cáceres y Núñez-Sandoval (1993) concluyeron que; no existe cointegración entre sus tasas de ahorro e inversión. De la misma manera, Mamingi (1993) no encontró evidencia de cointegración en la mayoría de una muestra de 30 países en desarrollo. Resultados similares encontró Bodman (1995) para una muestra de países de la OCDE. Sin embargo, cuando este autor incluyó las variables ingreso nacional y déficit fiscal en el vector de eointegraeión y estimó la ecuación por el método de Johanscn (1988), sí obtuvo resultados c|ue denotaban la existencia de cointegración. Kste autor concluyó que la ausencia de coinltígración confirmada en los estudios anteriores podría explicarse por la omisión de variables cuya presencia es necesaria para detectar una relación de largo plazo. Este es el problema presente en los resultados de Hellod Hedondo como analizamos a continuación. 1. OTRO MODELO DE COINTEGRACIóN Otro análisis parte del hecho de que (;n un año dado la acumulación de activos se establece por la suma de la inversión privada //;, más la inversión pública Ig, la fuga de capital K, el aumento de reservas AJÍ, el aumento de dinero intínno AM y el aumento de dinero extranjero A/l/'. Esta acumulación de activos es financiada por la suma del ahorro nacional S, los ingresos netos de recursos externos F y el crédito a los sectores públicos y privados />. Se supone que (ístas variables intenietúan d(; acuerdo con ecuaciones de comportamiento y, por tanto, f|u(! existe una forma reducida para la inversión privada, dada por: Ip =f{l¿i, K, AJ{, A.1/, MI\ S, F, I,) A fin de estimar esta ecuación se toma en cu(;nta que los datos respecto a fuga de capital y acumulación de monedas extranjeras no están 308 EL TRIMESTRE ECONÓMICO disponibles para la mayoría de los países de la región; asimismo, los dalos de crédito no son homogéneos ya que incorporan en algunos años partidas de transferencias externas al sector público, por lo que esta variable se puede representar por la masa monetaria. Los valores de la variación de reservas son muy bajos en la mayoría de los países, por lo que también se pueden omitir. Por tanto, la forma reducida se torna una ecuación de cointegración expresando la inversión privada en función de la inversión pública, el ahorro nacional, la oferta de dinero interno y la entrada neta de recursos externos: I^=zi¡^,S,M,F) Esto permite formular una representación más completa de las interacciones de largo plazo entre estas variables y evitar inferir erróneamente que no existe una relación de largo plazo al examinar la cointegración sólo entre el ahorro y la inversión. La expresión anterior fue objeto de un análisis de cointegración por el método de máxima verosimilitud de Johansen (1988). Este método permite contrastar la existencia de varios vectores de cointegración y ofrece estimaciones de los coeficienles de los distintos vectores. Los datos de inversión privada y pública se obtuvieron de la Corporación F'inanciera Internacional (1994); las fuentes de los datos de ahorro nacional y dinero son la publicación Internacional Financial StalLstics, del Fondo Monetario Internacional, mientras que los datos de las entradas netas de capital fueron tomadas del Banco Mundial (1995). Todos los datos son expresados en los logaritmos de la variable respectiva expresada como porcentaje del producto nacional bruto. Las estimaciones se efectuaron con datos anuales del periodo 1970-1994. Se llevaron a cabo pruebas de raíces unitarias para determinar el orden de integración de las variables y en cada caso se encontró que las variables eran integradas de ordc-n 1, yaque el estadístico Dickey-FuUer aumentado no rechazó la presencia de una raíz unitaria en los valores en niveles de las series cronológicas, pero sí la rechazó en sus primeras dif(!rcncias. El análisis se realizó para ocho países, para los cuales los datos necesarios están disponibles. En dos de estos países. El Salvador y Guatemala, se estimaron también modelos de corrección de errores. 309 LA RELACIÓN ENTRE EL AHORRO Y LA INVERSIÓN II. RESULTADOS DE COINTEGRACIÓN PARA EL SALVADOR Las estimaciones de cointegración se realizaron con un vector autorregresivode dos rezagos. Los estadísticos de cointegración se presentan en los cuadros 1 y 2 y los vectores de cointegración en el cuadro 3. Se puede inferir con base en las pruebas del maximal eigenvalue (cuadro 1) y del trazo de la matriz estocástica (cuadro 2) la existencia de un vector de cointegración, lo que indica que existe una relación de largo plazo entre estas variables. En el cuadro 3 se aprecia que la inversión pública ejerce un efecto positivo en la inversión privada, de tal manera que si la primera aumentara en 1%, la segunda aumentaría en L05%. En efecto, la influencia propulsiva de la inversión pública en la privada ha sido reconocida en varios estudios (Cardoso, 1993; Cáceres, 1995; Ramírez, 1995; Moguillansky, 1996). L>os recursos extemos ejercen un efecto positivo en la inversión privada, pero su elasticidad es pequeña (0.19109). Se debe notar que el ahorro nacional y la cuantía de dinero CUADRO 1. El Salvador: Prueba basada en maximal eigenvalue Eigernalue en orden descendiente 0.85987 0.51795 0.40953 0.12018 0.000 Hipótesis Sula r = 0 r <= 1 r <=2 r <=3 r <=1 CUADRO Alternativa r= r = r= r= r = 1 2 3 1 5 Estadístico Valor critico (95'y<) 43.2337 16.0537 11.5903 7.4129 2.81 «5 34.4(X)0 28.1380 22.0020 15.6720 9.2430 2. El Salvador: Prueba de cointegración basada en el trazo de la matriz estocástica Hipótesis .\u!a Alleriitiliía í-^staJistico \ iilor crítico (95''/<) r = 0 r <= 1 r <=2 r <=3 r <= 4 r> = 1 r> =2 81.1074 37.8737 21.8200 10.2297 2.81WÍ2 76.0690 53.1160 34.9100 19.96-W 9.2430 r> = 3 r> =4 r> = 5 310 EL TRIMESTRE ECONÓMICO CUADRO 3. El Salvador: Vector de cointegración (\ alores normalizados en paréntesis) . ,, Variables Vector de coinlegración _ f P vector) SI^ 0.40932 (-1.0000) SI -0.43091 (1.0528) SS 0.46049 (-1.1250) SM 3.3882 (^.2777) SF -0.0782 (0.19109) Intercepto -1.3183 (3.2208) tienen una influencia negativa en la inversión privada. Esto puede ser una necesidad a fin de crear los espacios para la entrada de recursos externos. En efecto, el desplazamiento del ahorro nacional por el externo fue encontrado por varios autores (Masson et al., 1995; SehmidlHabbel, Serven y Solimano, 1994). III. RKSUI.TADOSDECOINTEGHACIóNPARA GUATEMALA Las pruebas de cointegración para el caso de Guatemala indican la existencia de tres vectores de cointegración (cuadros 4 y 5). Los vectores de cointegración se presentan en el cuadro 6. El primer vector indica que la inversión piíblica ejerce un efecto positivo en la inversión privada, como también lo tienen el ahorro nacional y el dinero. Sin embargo, los recursos externos ejercen un efecto negativo en la inversión privada, resultado que se ha encontrado en otros estudios (Iladjimichael y Ghura, 1995). Esto indicaría que el financiamiento proporcionado a la inversión por el ahorro nacional debe contrarrestar al desfinanciamiento causado por los recursos externos. En el segundo vector todas las variables ejercen efectos negativos en la inversión privada, excepto la inversión ptjblica. En el tercer vector la ijnica variable que tiene un signo positivo es el ahorro nacional. 311 LA RELACIÓN ENTRE EL AHORRO Y LA INVERSIÓN CUADRO 4. Guatemala: Prueba de coiiUegración basada en maximal eigenvalue Eigenvalue en orden descendiente 0.83248 0.76071 0.64039 0.41309 0.061193 0.0000 Hipótesis Nula r = r= r = r = r = Alternativa 0 1 2 3 4 r= r = r= r= r = 1 2 3 4 5 Esladíslico Valor crítico (95%) 39.3066 31.4617 22.4999 11.7235 1.3892 34.4000 28.1380 22.0020 15.6720 9.2430 CuADlíO 5. Guatemala: Prueba de cointegración basada en el trazo de la matriz estocástica Hipótesis Nula Altematiía Estadístico Valor crítico (95%) r = 0 r<= 1 r<=2 r<=3 r<=4 r >= 1 r>=2 r>=3 r >=4 r >=5 106.3809 67.0744 35.6126 13.1127 1.3892 76.0690 53.1160 34.9100 19.9640 9.2430 CUADRO 6. Guatemala: Vectores de cointegración (Valores nornializados en paréntesis) VíiricMe C'r ^^. Vector 1 Vector 2 Vector 3 1.45558 (-1.0(KX)) -0.88888 (-l.OÍXX)) 0.78557 (-l.(XXX)) -0.18333 (0.12596) 0.88101 (0.99124) 0.27378 (-0.34850) GS -1.6215 (1.1141) -0.48621 (-0.54704) -0.20113 (-0.25603) GM ^.5097 (3.0984) -2.7494 (-3.0933) 2.2390 (-2.8501) GF 0.68849 (-0.47302) -0.036082 (-0.0405) 0.00359 (-0.00457) Inlen?C|)IO 0.89215 ( 0.6129) 2.4706 (2.7797) -2.0198 (2.5711) 312 EL TRIMESTRE ECONÓMICO IV. MODELO DE CORRECCIóN DE ERRORES PARA EL SALVADOR A fin de investigar la dirección de causalidad entre las variables fueron estimados modelos de corrección de errores usando los términos de error de los vectores de cointegración. La forma general del modelo estimado, usando el prefijo S para denotar el caso de El Salvador, es la siguiente: 4 1 .:> 1 6 1 en la que C y V denotan respectivamente la constante y el término de error de la ecuación, y SFJR es el error estimado por la ecuación de cointegración. Las variables que no resultaron significativas en la estimación de la ecuación de corrección de errores fueron omitidas en estimaciones subsecuentes hasta que se obtuvo la estimación más significativa. Un resultado que debe destacarse es que en las ecuaciones para la inversión pública y privada ninguna de las variables independientes rezagadas ni el término de error rezagado fueron significativos, lo que indicó que la inversión privada y pública son variables cxógenas. Ix)s resultados para las otras variables se presentan en el cuadro 7. Se destaca en el cuadro 7 que en las ecuaciones para el ahorro nacional, dinero y recursos externos el termino de error rezagado [SER-]) resultó significativo, lo que indica que cada una de estas variables es influida por todas las otras variables por medio del término dt; error. Además, en la ecuación del ahorro nacional su valor rezagado resultó negativo y significativo, denotando la existencia de un proceso d(; inventario en la acumulación de ahorro. Se puede notar, además, c\uc el dinero ejerce un efecto positivo en el ahorro, tal como fue afirmado por Edwards (1995) para una muestra de países desarrollados y en desarrollo, aunque Schmidt-1 labbel, Webb y Corsetti (1992) encontraron efectos negativos del dinero en el ahorro en el caso de países en desarrollo. F'or otra parte, la inversión privada mu(;slra un efecto negativo en el dinero indicando que, contrario al postulado del Mckinnon-Shaw, el dinero y el capital físico son sustituios. El ahorro mu(;slra un cíccU) positivo en el dinero de manera que existe una causalidad recíproca entre estas variables. Se debe notar que la inversión pública ejerce un 313 LA RELACIÓN ENTRE EL AHORRO Y LA INVERSIÓN CUADRO Variables independie rúes c 7. El Salvador: Modelo de corrección de errores^ Variables dependientes AS -0.0856 (0.86) A5/p-i A5,M ASF 0.0005 (0.08) 0.1,523 (0.29) 0.0558 (2.00) -5.4708 (2.21) ASIg-, 5.5368 (2.06) ASS-i -0.5481 (2.14) 0.0570 (3.74) M.W- 1 5.7604 (2.78) -0.0104 (4.23) ASF-i 0.0723 (1.59) -0.0 U)4 (4.23) SER- 1 0.4465 (2.38) -0.0762 (7.57) ^.5040 (3.96) 2.0887 (3.23) le 0.44 0.81 0.62 F 3.16 17.20 6.56 " Los esladíslicos/ .se muestran entre paréntesis debajo de los correspondientes eoeficiontes. efecto positivo en los recursos externos, lo que indica que la entrada de recursos externos está determinada por los programas de inversión del sector público. Además, la inversión privada y el ahorro ejercen efectos negativos en la entrada de recursos externos. El carácter endógeno mostrado por los recursos externos podría interpretarse como evidencia de la movibilidad internacional del capital, como ha sido propuesto por Schmidl-Hcbbel, Serven y Solimano (1994). Sin embargo, esta "movilidad" es resultado de la negociación por parte del sector público de préstamos de fuenl(;s multilaterales y bilaterales para sustentar los programas de inversión pública. Este es un resultado que no puede serdetemiinado por la aplicación del análisis bivariadode F'eldstein y I loriokia (1980) al estudio de la movilidad del capital en países en desarrollo. V. MuDKi.ODKCOlíüKCClÓN I)K ERRORES PARA Gl ATKMALA En el caso de Guatemala los modelos de corrección de errores fueron estimados usando valores rezagados de los errores del primer y según- EL TRIMESTRE ECONÓMICO 314 CUADRO Variables irudependientes 8. Guatemala: Modelo de corrección de errores Variables dependientes AGS £^CS AGM AGF AGF AC/, C -0.0212 (0.76) -0.0227 (0.87) -0.0085 (0.59) 0.0208 (0.11) 0.0111 (0.10) 0.0080 (0.17) ^GI,., 0.4104 (2.02) 0.4539 (2.17) 4.6191 (2.23) 0.4247 (2.18) -1.3681 (1.64) AGf^., AGS.'«■-1 -1.7096 (2.80) AGM_, GER1_ 0.1418 (2.67) 0.0506 (3.14) -0.0616 (1.99) -1.5582 (2.50) -0.1921 (1.91) -0.1040 (2.73) GER2_ -1..5935 (2.23) 0.2205 (1.82) R^ 0.31 0.43 0.45 0.26 0.25 0.49 F 4.27 6.82 7.39 2.03 3.05 3.92 do vectores de cointegración, denotados respectivamente por GERl y GER2. En este caso la inversión privada fue exógena como en F^l Salvador. Los resultados para las otras variables están en el cuadro 8. Se puede notar en el cuadro 8 que el coericiente de GERl rezagado es significativo en las ecuaciones para el ahorro nacional y los recursos extemos, mientras que el segundo término de error es significativo en las ecuaciones del dinero, de los recursos externos y, a un nivel de 10%, de la inversión pública. Asimismo, el ahorro nacional es influido de manera positiva por la inversión privada y negativamente por los recursos externos; éstos, a su vez, son afectados por la inversión pública y privada. Por su parte, la inversión pública recibe un efecto positivo de la entrada de recursos externos y negativo del dinero, a la vez que su valor rezagado muestra un valor positivo, indicando que la inversión pública está sujeta a un efecto de "formación de hábito" LA RELACIÓN ENTRE EL AHORRO Y LA LNVERSION 315 VI. CAUSALIDAD ENTRE PAÍSES Dada la fuerte interdependencia económica entre El Salvador y Guatemala, se investigó si "choques" económicos que ocurren en Guatemala tienen repercusiones en El Salvador y viceversa. Así, se estimaron modelos de corrección de errores para las variables de El Salvador, incluyendo entre las variables independientes los términos de error de los vectores de cointegración de Guatemala. Los resultados fueron significativos sólo en el caso de la ecuación del ahorro nacional de El Salvador, en cuyo caso el error rezagado del segundo vector de cointegración de Guatemala resultó significativo. La ecuación es la siguiente: A.SS = -í).1905 + 5.0808 Ai'.W. j -0.3450 ASS. , + 0.6709 (C£/?2. ,) (2.01) (2.75) (1.70) (2.61) (2.96) R^ = 0.45 F = 4.78 Este resultado indica que la tasa de ahorro en El Salvador es causada, en parte, por variables macrocconómicas de Guatemala. VIL RESULTADOS PARA OTROS PAíSES Fueron estimadas ecuaciones de cointegración para otros países para los cuales se pudo obtener los datos requeridos. Los resultados de las pruebas de maximal eigenvalue y trazo de la matriz estocástica permitieron inferir la existencia de un vector de cointegración en cada país. Estos resultados indican la existencia de relaciones de largo plazo entre estas variables. Estos son países en los cuales, con excepción de Guatemala, Bellod Redondo (1996) infirió que no existía cointegración. 9. Cointegración de la inversión privada con la inversión pública, el dinero, el ahorro nacional y la entrada de recursos externos. 1970-1994 CUADRO Variables ip ¡g M S F Arfieiilina -l.OÍXX) L7507 -0.0079 -0.4551 1.6001 Colítinbia -I.ÍKKX) 2.861 0.0013 0.3161 0.3825 F.iltiuhir México -I.ÍKXX) 2.(KJ29 0.0570 0.1026 -0.9008 -1.0000 0..Í026 -0.0725 -0.1017 1.3715 Farafííuiy -1.0(KX) 1.806,3 0.2144 0.2633 0.8,502 Vniguay 1.0(_MX) 0.6123 0.01.39 0.3156 -0.0016 316 EL TRIMESTRE ECONÓMICO Se puede apreciar que en todos los países la inversión pública tiene un efecto positivo en la inversión privada. El dinero afecta de manera positiva a la inversión privada en todos los países, excepto Argentina y México. Con excepción del caso de Colombia, el ahorro nacional y el dinero muestran signos contrarios al de los recursos externos, indicando una relación de sustitución entre las variables de acumulación interna y el ahorro externo. CONSIDERACIONES FINALES En este trabajo se ha presentado evidencia de que en ocho países de la región existen relaciones de largo plazo entre inversión pública y privada, la oferta monetaria, el ahorro nacional y la entrada neta de recursos externos. Asimismo, en el modelo de corrección de errores estimado para El Salvador se encontró que la inversión privada y pública son exógenas y ambas causan la entrada de recursos externos. A la vez, esta variable es desplazada por el ahorro nacional. Por su parte, el dinero es aumentado por el ahorro nacional y desplazado por los recursos externos. En Guatemala se encontró que la inversión privada es exógena mientras que la inversión pública es causada por los recursos externos. Estos resultados señalan que las entradas de recursos externos obedecen a negociaciones del sector público para financiar los programas de inversión. Por tanto, del análisis de cointegración no se pueden deducir conclusiones categóricas de la movilidad de capital. Un resultado que merece mayor estudio es el efecto de causalidad de país a país que puede existir en la América l>atina, comose ha encontrado para el caso de El Salvador y Guatemala. Esto indica que el estudio de la movilidad de capital y de la existencia de relación de largo plazo entre variables macroeconómicas internas tendría que efectuarse sobre una base multinacional. Diciembre de 1996 REFERENCIAS I5IBLI0CRÁFICAS Banco Muiulial, (199,5), Treruls iii Developing Couritries, Washington I). C. Bellod Redondo, José Francisco (1996), "Aliorro e inversión en el largo plazo: \A caso de la América Latina", EL TlílMESTiiK ECONÓMICO, vol. LXIII, núin. 251, julio-septiembre. LA RELACIÓN ENTRE EL AHORRO Y LA INVERSIÓN 317 Bodinan, Philip M. (1995), "National Saviiig and Domestic Investmenf in tlie Long Term: Some Time Series Evidence frorn liie OECD", ¡lüenuitioiuil Econoniic Journal, vol. 9, iiúin. 2, verano. 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