Thirlwall en 1979 como parte de su planteamiento inicial analizó los resultados de su modelo considerando el crecimiento del producto y de las exportaciones para los periodos de 1956 - 1976 y 1951 - 1973 para diversos países, en su mayoría europeos utilizando la elasticidad ingreso de la demanda por importaciones de Houthakker y Magee (1969) y aplicando la fórmula del multiplicador dinámico del comercio de Harrod. Los resultados que obtuvo muestran una tendencia general de los países europeos, que mantuvieron un crecimiento económico consistente con el equilibrio de la balanza de pagos; esto es, una tasa de equilibrio más alta que la tasa observada. Este resultado indica la existencia de superávits comerciales en todos los países, como lo es el caso japonés, que creció más rápido que otros países.

Bairam (1988) realizó un estudio similar para diecinueve países de Europa y América del Norte utilizando datos de la “Economic Survey of Europe” de 1970 - 1986 a precios de 1975 y el ingreso mundial representado por la media ponderada de las tasas de crecimiento del ingreso doméstico de los diecinueve países. Los resultados que obtuvo de las elasticidades ingreso de las exportaciones fueron con el signo correcto y estadísticamente diferente de cero, excepto Alemania, Irlanda y Turquía. En cuanto a las elasticidades precio de las exportaciones, la mayoría fueron con el signo correcto, pero pequeñas y no fueron significativas lo que quiere decir que el efecto de los precios no fue importante. En lo referente a las elasticidades ingreso de las importaciones (π) tienen el signo correcto, son estadísticamente significativas y más grandes que la unidad, mientras que las elasticidades precio, no fueron significativas o tienen el signo incorrecto, ello también implica que las elasticidades precio son pequeñas en comparación con las elasticidades ingreso. Los resultados obtenidos por Bairam comprueban la Ley de Thirlwall y sugieren que todo el crecimiento económico de los países está determinado por el multiplicador dinámico del comercio de Harrod, ello porque depende principalmente de los valores de las elasticidades ingreso.

Moreno Brid y Esteban Pérez (1999) realizaron una prueba del modelo restringido por la balanza de pagos mediante cointegración de Johansen para cinco economías de América Central (Costa Rica, Guatemala, El Salvador, Honduras y Nicaragua). En todos los casos, las elasticidades ingreso estimadas de las importaciones fueron positivas entre valores desde 1.10 (Costa Rica) hasta 3.70 (Honduras) y como se esperaba, las elasticidades precio de las importaciones fueron siempre negativas en un rango de -0.44 (El Salvador) hasta -1.63 (Nicaragua). Los parámetros estimados de los vectores de cointegración también sugieren que las exportaciones son la variable explicativa más relevante de la tasa de crecimiento del producto. Además, los resultados indican que los países con las tasas de crecimiento de largo plazo del PIB más rápidas compatibles con el equilibrio de balanza de pagos en el periodo 1950 - 1996 mantuvieron elasticidades ingreso de las importaciones bajas y un elevado crecimiento de las exportaciones.

Thirlwall y Pacheco - López (2006) realizaron un estudio para un conjunto de 17 países de América Latina para el periodo de 1977 a 2002. Estimaron un modelo de panel para obtener la elasticidad ingreso de las importaciones de toda la región y poder comparar la tasa de crecimiento real observada y la que predice el modelo para todo el periodo. Los resultados indican que la elasticidad ingreso de las importaciones es igual a 2.29 y la elasticidad precio de las importaciones de -0.069, ambas tienen el signo esperado; la tasa de crecimiento promedio de las exportaciones (x) para todos los países y todos los años es de 5.49 por ciento anual. La tasa de crecimiento compatible con el equilibrio en la balanza de pagos está determinada entonces por el multiplicador dinámico del comercio de Harrod, (y_b=x⁄π), que para el conjunto de América Latina fue de 2.4 por ciento; mientras, que la tasa de crecimiento observada fue de 2.67 por ciento. Como conclusiones, sostienen que el crecimiento de muchos de los países de América Latina fue cercano a su tasa de crecimiento compatible con el equilibrio en sus balanzas de pagos, que no han cambiado significativamente pues permanece en alrededor de 2.5 por ciento anual. La experiencia individual es mixta, para algunos países se muestra un marcado incremento, en otras permanece constante y el resto es errático. La liberalización comercial sólo elevaría sustancialmente el crecimiento del producto si también logra un aumento en el crecimiento de las exportaciones más que proporcionalmente al registrado por la elasticidad ingreso de las importaciones; hechos que no ocurrieron en la mayoría de los países de América Latina. Por todo lo anterior, la liberalización comercial no ha sido exitosa en América Latina, en parte por una rápida liberalización que no dio tiempo a las economías internas a un ajuste de las exportaciones y la imposibilidad de poder competir con las importaciones, para ser exitosa necesita implementarse con una estrategia previa de comercio.

En el caso del estudio de Ferreira y Canuto (2003) se estimó un modelo de rezago distribuido para la economía brasileña de 1949 a 1999 encontrando evidencia fuerte sobre la Ley de Thirlwall, al obtener una elasticidad ingreso de las importaciones positiva y mayor que 1 y tasas de crecimiento observadas e hipotéticas muy cercanas reforzando el modelo. Lanzafame (2014) estima un modelo de panel con rezago distribuido para 22 países de la OCDE, incluyendo varios de la UE y a México. Con datos anuales de 1960 a 2010 y comprueba que la ley de Thirlwall es válida indicando además que el crecimiento debe ser consistente con el equilibrio de la balanza de pagos y que en el largo plazo está determinada por la demanda.

En el caso particular de México se ha mostrado que la apertura comercial también contribuyó a la creación de déficits en cuenta corriente, que han incrementado la fragilidad financiera, cambiaria y fiscal (Martínez, et.al. 2015). Morones (2016) estima un modelo de cointegración con corrección de error con choques estructurales endógenos para la economía mexicana de 1993 a 2014 y encuentra que el crecimiento de la economía mexicana se encuentra restringido por la balanza de pagos con una elasticidad ingreso de las importaciones de 2.27 y 2.24 para la elasticidad ingreso de las exportaciones soportando la validez de la ley de Thirlwall.

El modelo de Thirlwall, sin flujos de capital, que utilizamos se especifica para un grupo de países con condiciones iniciales diferentes, que se comportan y reaccionan de forma heterogénea en los mercados internacionales. Y, donde sus rutas de crecimiento se determinan por el cumplimiento de las condiciones de equilibrio en cuenta corriente, donde la suma del crecimiento de los precios en moneda nacional ( p d , i t ) y cantidades de las exportaciones ( x i t ) es igual a la suma del crecimiento de los precios de bienes de competidores en moneda extranjera ( p f , i t ) y cantidades de las importaciones ( m i t ) más la depreciación del tipo de cambio medido como el precio en moneda nacional de la moneda extranjera ( e i t ), como se especifica en la ecuación 1:

p d , i t + x i t = p f , i t + m i t + e i t (1)

Donde los i´s países van de 1, .., hasta n en los t momentos en el tiempo de 1, …, hasta T. En un planteamiento general, los factores de demanda de las exportaciones son los determinantes principales en la explicación del crecimiento de largo plazo. En esta especificación, las exportaciones para cada uno de los i´s países ( x i t ) son una función positiva del incremento de los precios relativos medidos en una moneda común ( p f , i t + e i t - p d , i t ) y del ingreso de un economía líder ( y l t * ). Donde los precios relativos se incrementan por el aumento de los precios de los bienes de los competidores medidos en moneda común ( p f , i t ) y de la depreciación del tipo de cambio e i t , y se reducen por el crecimiento de los precios internos ( p d , i t ). El crecimiento promedio de las exportaciones heterogéneas de cada país, que no dependen del crecimiento de los precios relativos y del ingreso de la economía líder, se mide por la constante β 0 , i y la reacción heterogénea a los mercados internacionales por cambios en los precios relativos y del ingreso externo se miden con elasticidades individuales η i y ε i respectivamente; ver ecuación 2.

x i t = β 0 , i + η i ( p f , i t + e i t - p d , i t ) + ε i ( y l t * ) (2)

En tanto la demanda de importaciones m i t es una función negativa de los precios relativos p f , i t + e i t - p d , i t y positiva del ingreso nacional ( y i , t ). En este caso se espera que el crecimiento de las importaciones se determine por una caída de los precios de los bienes de los competidores ( p f , i t ) y por la apreciación del tipo de cambio ( e i t ), por un incremento de los precios internos p d , i t y del ingreso nacional ( y i , t ). De la misma manera que en las exportaciones, las importaciones dependen de un crecimiento promedio estructural heterogéneo de cada país independiente de los precios relativos y del ingreso nacional, que se mide por la constante α 0 , i y la reacción heterogénea a los cambios en los precios relativos y del ingreso nacional se miden con elasticidades individuales ψ i y π i respectivamente; ver ecuación 3.

m i t = α 0 , i - ψ i ( p f , i t + e i t - p d , i t ) + π i ( y i , t ) (3)

Al sustituir las ecuaciones de las exportaciones e importaciones en la condición de equilibrio y despejando con respecto al crecimiento nacional, se obtiene la tasa de crecimiento del ingreso nacional consistente con el equilibrio de la balanza de pagos ( y B ); ver ecuación 4:

y B , i t = β 0 , i - α 0 , i + 1 - ( η i + ψ i ) p d , i t - p f , i t - e i t + ε ( y l t * ) / π i (4)

De la ecuación 4 se obtienen las siguientes inferencias: 1) Los países pueden mantener un crecimiento económico consistente con el equilibrio de balanza de pagos, dependiendo del crecimiento independiente de exportaciones e importaciones. Si el crecimiento de las exportaciones netas independientes es cero o estadísticamente igual a cero β 0 , i - α 0 , i = 0 , entonces la ruta de crecimiento económico depende de los términos de intercambio reales, del ingreso de la economía líder y de las elasticidades individuales medidas por las funciones de exportaciones e importaciones . Si el crecimiento de las exportaciones netas es positivo β 0 , i - α 0 , i > 0 , permite que la ruta de crecimiento económico con equilibrio de balanza de pagos sea factible y que sea mayor por los términos de intercambio y mejores condiciones de la economía líder internacional. Y, por último las posibilidades de crecimiento económico sostenido y consistente con balanza de pagos se reducen, cuando el crecimiento de las exportaciones netas independientes son negativas β 0 , i - α 0 , i < 0 ; 2) En el caso de una mejoría de los términos de intercambio reales p d - p f - e > 0 , la tasa de crecimiento económico será consistente con el equilibrio de la balanza de pagos; Thirlwall (2003) le llamó el “efecto términos de intercambio puro sobre el crecimiento del ingreso real”; 3) Si la suma de las elasticidades precio es mayor que la unidad η + ψ > 1 , entonces la tasa de crecimiento económico esperada es menor al de equilibrio de la balanza de pagos. En tal esquema, de suma de elasticidades precio mayor a la unidad y precios constantes, solamente aumentará la tasa de crecimiento de equilibrio de la balanza de pagos por una depreciación, que es equivalente a la condición Marshall-Lerner; 4) la tasa de crecimiento de equilibrio de la balanza de pagos tiene una relación inversa con la elasticidad ingreso de demanda por importaciones π ; y, 5) En el supuesto de que los precios relativos permanezcan constantes la ecuación de equilibrio se reduce en y B = ε y * / π = x / π , que es la versión dinámica del multiplicador del comercio de Harrod (Bairam, 1988; Bairam, 1993; McCombie, 1997; Santos & Thirlwall, 1999), donde el crecimiento económico es igual a la tasa de crecimiento de las exportaciones entre la propensión marginal a importar (Thirlwall, 2003; Thirlwall, 1997).

En la estimación del modelo de Thirlwall y Harrod se utilizaron las variables referentes al PIB, Importaciones (M) y Exportaciones (X) a precios constantes para los países de AL y la UE. Para la construcción de las variables se utilizaron los indicadores por país con información del Penn World Table (PWT) la versión 8.1 (Feenstra, Inklaar, & Timmer, 2015). Para calcular el crecimiento económico se utilizó el PIB a precios de paridad de compra reales de 2005, que en el PWT se identifica como rgdpna; para las exportaciones e importaciones se utilizaron las variables que están en proporciones (csh_x y csh_m) y se multiplicaron por el PIB; el tipo de cambio con respecto al dólar es igual a xr; los precios se miden con los deflactores implícitos del PIB por oferta en paridad de poder adquisitivo (PPP/XR) con la variable pl gdpo; para el grupo de países de la Unión Europea se consideró como economía líder Alemania, por lo que su PIB se tomó el ingreso externo en las funciones de exportación y el deflactor implícito de su PIB como los precios externos para el cálculo de los precios relativos; y, para el caso de los países de América Latina se utilizó como economía líder a Estados Unidos (Feenstra, Inklaar, & Timmer, 2015). Todas las variables que se utilizan se definen a precios constantes de paridad de compra de 2005. Las variables generadas tienen información completa suficiente para estimar modelos panel balanceado para cada uno de los sub periodos; 1957 - 1968 y 1969 - 1992 para la Unión Europea y 1980 - 1994 y 1995 - 2012 para América Latina.

Para analizar y evaluar la importancia de la integración económica y la apertura comercial en el crecimiento económico, se utilizan los resultados del enfoque comparativo, donde las modificaciones más importantes se manifestaron en periodos históricos específicos en ambas regiones; en el periodo 1957-1992 para Europa y 1980-2007 para América Latina. Por un lado el proceso inicial de preferencias arancelarias en Europa comenzó alrededor de 1957, fecha en que entró en vigor la Comunidad Económica Europea, su reforzamiento hacia 1968 y su completitud en 1992 con la conformación de lo que hoy conocemos como “Unión Europea”. Para la construcción de los modelos econométricos se eligieron los países de acuerdo con el proceso de integración inicial en la Unión Europea: Austria, Bélgica, España, Finlandia, Francia, Irlanda, Italia Luxemburgo, Holanda y Portugal. Para América Latina el momento histórico relevante fue 1994, se considera tomando la transformación de la ALALC en ALADI en 1980 y su ruptura en el G-3 (México, Colombia y Venezuela) en 1994 y en el MERCOSUR en 1991 consolidado hacia 1994 con la propuesta de la creación de la ALCSA y por supuesto de la entrada en vigor del TLCAN en 1994. Para el caso latinoamericano se consideraron los siguientes países: Argentina (ALADI y MERCOSUR), Bolivia (ALADI), Brasil (ALADI y MERCOSUR), Chile (ALADI), México (ALADI, TLCAN y G-3), Paraguay (ALADI y MERCOSUR), Perú (ALADI), Uruguay (ALADI y MERCOSUR) y Venezuela (ALADI y G - 3). Con lo anterior, se plantean los sub periodos del antes y del después de la integración económica o apertura comercial de 1957 - 1968 y 1969 - 1992 para la Unión Europea y 1980 - 1994 y 1995 - 2007 para América Latina. Con la estimaciones de los modelos de exportaciones e importaciones por país, se obtendrán los parámetros y elasticidades relevantes para cada sub periodo y se definirá la existencia de cambios estructurales con los cuales se puede concluir el papel de la integración económica y la apertura comercial sobre el crecimiento económico con restricciones de balanza de pagos que plantea la hipótesis de Thirlwall versus la de Harrod.

Para probar las hipótesis se estimaron de manera independiente las funciones de exportaciones y de importaciones (Thirlwall & Pacheco, 2006) y de ellas se obtuvieron las elasticidades precios relativos e ingreso para cada sub periodo y se sustituyeron en la ecuación de crecimiento en su forma reducida compatible con la balanza de pagos para cada grupo de países de las regiones.

3.3.1 Función de exportaciones

El crecimiento de las exportaciones medidas por el diferencial ( ∆ ) del logaritmo ( X i t ), se determinan por una especificación clásica de panel con efectos individuales (fijos o aleatorios) en el crecimiento individual independiente ( β 0 , i ) y de los crecimientos de los precios relativos ∆ l n P r i t = ∆ l n ( p f , i t * e , i t / p d , i t ) y el ingreso externo ( ∆ l n Y i t * ). Que para el caso de la Unión Europea, los i- diez países fueron Austria, Bélgica, España, Finlandia, Francia, Irlanda, Italia, Luxemburgo, Holanda y Portugal; el ingreso externo o del resto del mundo fue el PIB de Alemania ( Y l t * ) ; y, los precios relativos se calcularon a precios de paridad de compra de 2005. Para América Latina, los i- nueve países fueron Argentina, Brasil, Bolivia, Chile, México, Paraguay, Perú, Uruguay y Venezuela; el ingreso externo o del resto del mundo fue el PIB de Estados Unidos; y, los precios relativos también se calcularon a precios de paridad de compra de 2005. Los signos esperados de las elasticidades precios relativos e ingreso externo son η i > 0 y ε i > 0 respectivamente; ver ecuación 5.

∆ ln ⁡ X i t =   β 0 , i + η i ∆ ln ⁡ P r i t + ε i ∆ ln ⁡ Y i t *   + u x i t (5)

3.3.2 Función de importaciones

La función de crecimiento de las importaciones ( ∆ l n M i t ) también se determinan por una especificación con efectos individuales (fijos o aleatorios) en el crecimiento individual independiente ( α 0 , i ), por el los crecimientos de los precios relativos ∆ l n P r i t y del ingreso domestico medido con el PIB de los países ∆ l n Y i t . Los signos esperados de las elasticidades precios relativos e ingreso nacional son ψ i < 0 y π i > 0 respectivamente; ver ecuación 6.

∆ ln ⁡ M i t =   α 0 , i +   ψ i ∆ ln ⁡ P r i t +   π i ∆ ln ⁡ Y i t + u m i t (6)

El análisis de integración y cointegración en panel es el procedimiento econométrico que se utilizó para garantizar relaciones económicas de largo plazo en los modelos de exportaciones e importaciones. Para el análisis de integración se utilizaron las pruebas de Levin, Lin y Chu (2002) e Im, Pesaran y Shin (2003), que se pueden especificar de acuerdo a la ecuación 7. En el caso de Levin-Lin-Chu (LLC), la prueba de hipótesis nula es que todos los elementos de sección cruzada tiene la misma raíz unitaria H 0 = ϕ i = ϕ = 0 , con respecto a la hipótesis alternativa de estacionario H 0 = ϕ i = ϕ < 0 ; ellos, proponen un estadístico t ajustado ( t δ * ) para probar las hipótesis. Mientras que en el caso de la prueba de Im-Pesaran-Shin (IPS), el supuesto de raíz unitaria común desaparece y se asumen raíces unitarias individuales en las pruebas de hipótesis; ahora H 0 = ϕ i = 0 versus la hipótesis alternativa de estacionariedad individual H 0 = ϕ i < 0 . Los estadísticos para las pruebas IPS son variados y por tanto la especificación de la ecuación 7 puede variar, para tener un análisis equivalente con la prueba LLC se utiliza el estadístico W t - b a r que incluye rezagos en la ecuación 7; que es la parte ∑ j = 1 p θ ij ∆ ⁡ y i , t - j .

∆ ⁡ y i t = ϕ i y i , t - 1 + Z i t ' γ i + ∑ j = 1 p θ ij ∆ ⁡ y i , t - j + ϵ i t (7)

Mientras que para el análisis de cointegración de las variables que se definieron en los modelos de exportaciones e importaciones, se utiliza la metodología de Westerlund (2007) y Persyn-Westerlund (2008). El procedimiento de Westerlund y Persyn-Westerlund consiste en cuatro pruebas en panel que se construyen con base en la estimación de modelos de corrección de error (mce), que considera la heterogeneidad en la relación de largo plazo como en la dinámica de corto plazo y cierto grado de dependencia contemporánea (entre los elementos de la sección cruzada). Esta dependencia contemporánea es incorporada en la metodología de Westerlund (2007) y Persyn-Westerlund (2008) por medio de una aproximación bootstrap siguiendo el método sugerido por Chang (2004).

Para definir las cuatro pruebas, la especificación del modelo de corrección de error en panel es la siguiente:

∆ ⁡ y i t = δ i ' d t + α i y i , t - 1 + λ i ' x i , t - 1 + ∑ j = 1 p i α ij ∆ ⁡ y i , t - j + ∑ j = - q p i γ ij ∆ ⁡ x i , t - j + e i t (8)

Donde λ i ' = - α i β i ' , el parámetro α i determina la velocidad en la cual la relación de corto plazo se ajusta hacia el equilibrio de largo plazo ( y i , t - 1 - β i ' x i , t - 1 ) , con el vector de parámetros β i ' de largo plazo. Con ello, se plantea que y_it y i t y x i , t están cointegrados si se cumple que α i < 0 y en términos absolutos menor que uno, pero si α i = 0 entonces no están cointegrados. En tal sentido la hipótesis nula de no cointegración se escribe como H 0 : α i = 0 para todos los i y para probar cointegración se proponen dos grupos de pruebas hipótesis alternativas (Westerlund, 2007; Persyn-Westerlund, 2008): 1) Las pruebas de grupos de medias, que no requieren que los α i s sean iguales, pero la hipótesis nula es definida con respecto a la alternativa H 1 g : α i < 0 para al menos uno de los i y para ello se utilizan los estadísticos G τ = 1 N ∑ i = 1 N α ^ i S E ( α ^ i ) y G α = 1 N ∑ i = 1 N T α ^ i α ^ i ( 1 ) donde α ^ i y S E ( α ^ i ) son la media y su error estándar; y, 2) La pruebas de panel, que asume que los α i son iguales para todos los i, por lo que la hipótesis nula se prueba versus la alternativa H 1 p : α i = α < 0 para todo i, con los estadísticos P τ = α ^ i S E ( α ^ i ) y P α = T α ^ i . Las pruebas de hipótesis tienen tres posibilidades dependiendo de incluir o no la constante y la tendencia determinística en la ecuación 7, las cuales definen como: 1) Sin tendencia determinística, que se obtiene cuando se supone que d t = 0 ; 2) Con constante, que se define cuando d t = 1 ; y, 3) Con constante y tendencia cuando d t = ( 1 , t ) .

Para el análisis de integración se aplicaron las pruebas de raíz unitaria LLC e IPS en el logaritmo natural del nivel y su primera diferencia, para cada una de las variables de las funciones de exportaciones e importaciones en las dos regiones y en los periodos específicos; de 1957-1992 para los países de la Unión Europea y de 1980-2011 para los de América Latina (ver tabla 1).

Los resultados de las pruebas LLC e IPS para las variables ln ⁡ X i t , ln ⁡ Y i t * y ln ⁡ P r i t de la función de exportaciones de la Unión Europea, muestran que las exportaciones y los precios relativos son I(1) y el ingreso externo (Alemania) es de I(0). En el caso de las variables de las exportaciones de América Latina, también se encontró que las exportaciones y los precios relativos son I(1), pero el ingreso externo (Estados Unidos) es I(0), cuando se supone raíz unitaria conjunta (prueba LLC), e I(1) si se supone raíz unitaria individual (IPS). En el caso de las variables ln ⁡ M i t , ∆ ln ⁡ Y i t y ln ⁡ P r i t para la función de importaciones de la Unión Europea, se encontró que las importaciones y los precios relativos son I(1), el ingreso interno es I(0) con la prueba LLC e I(1) con la prueba IPS. En tanto, las tres variables de la función de importaciones del grupo de países de américa Latina son I(1).

Lo importante de estos resultados, es que en los casos donde se tienen dos variables I(1) y una I(0) en las funciones de exportaciones e importaciones, aumenta la posibilidad de encontrar un vector cointegración.

Tabla 1:

Las pruebas de cointegración en panel de Westerlund (2007) y Persyn-Westerlund (2008) se aplicaron a las variables de las exportaciones, precios relativos e ingreso externo y a las variables de importaciones, precios relativos e ingreso interno, también se analiza la posibilidad de que la relación de largo plazo se sostenga solamente con las variables de ingreso externo e interno en las funciones de exportación e importación respectivamente, esto con la idea de dar indicios sobre las hipótesis de Thirlwall versus la de Harrod. En la tabla 2 se presentan los resultados de las pruebas aplicadas en las funciones de exportación e importación para los países de la Unión Europea. Para el caso de la relación entre las exportaciones, los precios relativos y el ingreso externo, los resultados muestran que existe la posibilidad de que estén cointegradas al suponer tanto heterogeneidad como homogeneidad de la relación de largo plazo cuando se considera la constante y tendencia heterogénea, la relación es débil cuando la constante es heterogénea, pero sin constante y tendencia no existe evidencia de cointegración. Para analizar el caso de que solamente estén cointegrados las exportaciones y el ingreso externo y por tanto el planteamiento de Harrod sea el adecuado, se aplican las pruebas sin considerar los precios relativos. Los resultados anteriores se mantienen y se vuelven más robustos para el caso de una constante heterogénea. En la segunda parte de la tabla 2, se presentan los resultados para la relación entre importaciones, precios relativos e ingreso interno. En este caso los resultados más robustos son cuando se considera únicamente la constante heterogénea y en segundo lugar con constante y tendencia, como en el caso de la función de exportaciones no hay evidencias de cointegración cuando no se consideran la constante y tendencia heterogénea. En el caso de la función de importaciones sin precios relativos, los resultados se mantienen y mejoran para el caso de cointegración con constante y tendencia.

Tabla 2:

Para el caso de la función de exportaciones en países de América Latina, los resultados que se muestran en la tabla 3 indican que existe una relación débil de largo plazo cuando se considera la constante heterogénea y de no cointegración con y sin la combinación constante y tendencia. Pero cuando se analizan las exportaciones y el ingreso sin los precios relativos, la posibilidad de cointegración aumenta para el caso de parámetros de ajuste de corrección de error iguales y constantes heterogéneas. Para la relación de importaciones, precios relativos e ingreso interno, existe evidencia débil de cointegración con y sin la combinación de constante y tendencia, y mayor posibilidad cuando se considera la constante heterogénea tanto para el caso de parámetro de corrección de error diferente como igual entre los países. Cuando se consideran únicamente las importaciones y el ingreso externo, los estadísticos basados en τ, para los tres casos de constante y tendencia, constante y sin constante y tendencia muestran mayores posibilidades de existencia de cointegración.

Tabla 3:

La estimación de las elasticidades precio relativo e ingreso para las funciones de exportaciones e importaciones, se pueden obtener al estimar las especificaciones 5 y 6 pero sin el diferencial ∆ y lo que se obtiene son las elasticidades de largo plazo compatibles con el concepto de cointegración. En la tabla 4 se presentan estas estimaciones de panel log-log con efectos aleatorios de las funciones de exportaciones e importaciones para los países de la Unión Europea. Los resultados para el periodo previo a la integración (1957-1968) muestran una elasticidad precio negativa y no significativa para las exportaciones y una elasticidad ingreso externo positiva y significativa de 1.78. Para confirmar que las exportaciones en este periodo se pueden explicar solamente por el ingreso externo, se estimó la función sin precios relativos y la elasticidad ingreso (1.73) no es muy diferente a la versión con precios relativos. En el segundo periodo (1969-1992) identificado como de integración para los países de la unión europea, la elasticidad precio relativos de las exportaciones se mantuvo con el signo negativo, y aunque es muy pequeña ahora es significativa. Por otro lado, los resultados de la elasticidad ingreso externo (2.54) muestran que las exportaciones se hicieron más sensibles al crecimiento económico de la economía líder con respecto al primer periodo. El resultado del modelo panel sin precios relativos, confirma que esta variable se puede eliminar y que la elasticidad ingreso externo es mayor para el periodo de integración económica.

Para el caso de las importaciones de la Unión Europea, que también se presentan en la Tabla 4, la elasticidad precios relativos es pequeña, negativa pero no significativa y una elasticidad ingreso nacional de 1.50 para el primer periodo. Este resultado es más robusto desde el punto de vista econométrico, cuando se estima el modelo de importaciones sin considerar los precios relativos, aunque la elasticidad ingreso de 1.44 resultó menor al modelo con precios relativos. Para el periodo de integración económica, la elasticidad precios relativos (-0.63) es negativa y mayor, y la elasticidad ingreso nacional (1.57) aumenta ligeramente con respecto al primer periodo. Con la eliminación de los precios relativos en la función de importaciones, la elasticidad ingreso de 1.69 indica mayor sensibilidad al comportamiento de la economía nacional.

Tabla 4:

En la Tabla 5 se presentan los resultados de las estimaciones panel log-log para los países de América Latina. Para el periodo previo a los acuerdos comerciales (1980-1994) se obtuvieron para las exportaciones una elasticidad precio positiva (0.06), muy pequeña pero no significativa y una sensibilidad ingreso externo positiva, inelástica y significativa (0.50). Del ejercicio de no tomar en cuenta los precios relativos, los resultados confirman que las exportaciones en este periodo se pueden explicar solamente por la elasticidad ingreso externo (0.55). Mientras que para el periodo de acuerdos comerciales (1995-2011) la elasticidad precios relativos de las exportaciones es ahora con signo negativo y es significativa, el cambio más importante es que las exportaciones se volvieron más sensibles al ingreso externo (2.86). Del ejercicio sin precios relativos, se confirma que las exportaciones se pueden explicar principalmente con la elasticidad ingreso externo.

Tabla 5:

Las estimaciones para las importaciones de los países de América Latina para el primer periodo muestran inelasticidades en precios relativos y el ingreso nacional significativas; en primer caso de -0.38 y 0.90. No obstante, de que la elasticidad precio relativos tiene el signo correcto y es significativo, el ejercicio con restricción de precios relativos muestra que las importaciones se pueden explicar solamente con el ingreso nacional (0.88). Con la apertura comercial, las importaciones de América Latina mantienen su inelasticidad precios relativos (-0.48) y se vuelven elásticas al ingreso nacional (1.36). De la misma manera que en el primer periodo, el ejercicio de restricción de precios relativos confirma que las importaciones se pueden explicar robustamente con el ingreso nacional (1.39).

Con las especificaciones 5 y 6 con crecimientos se obtienen también elasticidades precio relativo e ingreso, que desde el punto de vista del análisis de cointegración representan efectos de corto plazo y se espera que se ajusten hacia las de largo plazo. Los resultados de los modelos panel en diferencias y estimados con efectos aleatorios para las funciones de exportaciones e importaciones de los países de la Unión Europea se presentan en la tabla 4. Para el primer periodo, los resultados son una elasticidad precio positiva, pero de la misma manera que en el modelo log-log, es no significativa y la elasticidad ingreso externo de 0.68 y significativa, y como se esperaba mucho menor a la elasticidad de largo plazo. Con la restricción de los precios relativos, la elasticidad ingreso es muy parecida a la versión con precios relativos pero la significancia se alcanza solamente al 91 por ciento de confianza. En el segundo periodo, los precios relativos son significativos y positivos, en contraste con la elasticidad de largo plazo (log-log) que fue negativa y significativa. La elasticidad ingreso es significativa al 92 por ciento de confianza, positiva, menor a la de largo plazo y con respecto al periodo previo a la integración económica. Sin los precios relativos, la elasticidad ingreso externo se volvió más significativa, ligeramente mayor que con precios relativos pero muy parecida a la obtenida en el primer periodo.

Los resultados de la estimación de la función importaciones de los países de la Unión Europea en el primer periodo también se presentan en la tabla 4, donde se encontró que la elasticidad precios relativos de corto plazo es negativa (-0.63) y significativa, mayor a la de largo plazo que resultó no significativa. La elasticidad ingreso para este periodo es significativa y resultó mayor a la de largo plazo y en la versión sin precios relativos, el efecto ingreso se mantuvo prácticamente igual. Para el segundo periodo, los precios relativos son ahora no significativos y la elasticidad muy pequeña, lo más importante en la explicación de las importaciones de corto plazo es el efecto ingreso nacional, con una elasticidad de 1.59 menor a la del primer periodo y muy parecida a la de largo plazo, por lo que el resultado no cambia cuando en la estimación de eliminan los precios relativos.

Los resultados de las estimaciones con incrementos de las exportaciones para los países de América Latina (ver tabla 5), muestran que la elasticidad precios relativos de corto plazo positiva (0.33) y significativa, a diferencia de una elasticidad de largo plazo no significativa y una elasticidad ingreso externo significativa al 93 por ciento de confianza, positiva y mayor a la de largo plazo para el periodo previo a la apertura comercial. De la estimación con restricción de los precios relativos, los resultados muestran una elasticidad ingreso mayor que con precios relativos. Para el segundo periodo, la elasticidad precios relativos tanto de corto como de largo plazo es negativa y significativa, lo cual implica un sesgo con respecto a lo esperado. Mientras que la elasticidad ingreso externo fue de 2.94 significativa, muy parecida a la de largo plazo y mayor a la observada en el periodo previo a la apertura comercial. En este caso, el resultado de la estimación muestra que la elasticidad ingreso externo es muy parecida con y sin precios relativos.

Para el caso de las importaciones de los países de América Latina, la elasticidad precios relativos no es significativa y la elasticidad ingreso nacional de corto plazo es de 2.88, mucho mayor a la de largo plazo de 0.9 y no tan diferente cuando se eliminan los precios relativos en la estimación en el primer periodo. Para el periodo de apertura comercial, la elasticidad precios relativos de corto plazo fue significativa y negativa (-0.46), igual a la de largo plazo, pero mayor al periodo previo a la apertura. Y, la elasticidad ingreso nacional fue de 2.87 significativa, mayor que la de largo plazo, pero igual al primer periodo y con la restricción de los precios relativos la elasticidad ingreso absorbe toda la explicación de las importaciones y aumenta casi un punto porcentual; de 2.87 a 3.69.

De acuerdo a los resultados de las estimaciones de los modelos log-log y de crecimiento para las exportaciones e importaciones tanto para los países de la Unión Europea como de América Latina, se puede concluir que el mecanismo de los precios relativos no fue relevante en la explicación de los procesos de integración y de apertura comercial respectivamente en cada zona. Desde el punto de vista teórico, el análisis del crecimiento económico compatible con balanza de pagos se tiene que hacer con la ecuación de equilibrio en la versión dinámica del multiplicador del comercio de Harrod (Bairam, 1988; Bairam, 1993; McCombie, 1997; Santos & Thirlwall, 1999), donde el crecimiento económico es igual a la tasa de crecimiento de las exportaciones entre la elasticidad ingreso interno a importar o en la versión de la elasticidad ingreso externo multiplicada por el crecimiento del ingreso externo entre la elasticidad ingreso interno a importar (Thirlwall, 2003; Thirlwall, 1997). De acuerdo a ello, para analizar el crecimiento económico observado, con el crecimiento potencial compatible con balanza de pagos antes y después de la integración económica en países de la Unión Europea, y de apertura comercial en países de América Latina, se contabilizaron las dos versiones del crecimiento potencial tipo Harrod: 1) Con crecimiento de las exportaciones y elasticidad ingreso a importar y B , i ( 1 ) = x / π i y, 2) Con elasticidad ingreso externo, crecimiento del ingreso externo y elasticidad ingreso a importar y B , i ( 2 ) = ε ( y l * ) / π i . Y, de forma complementaria también se contabilizó el crecimiento potencial tipo Thirlwall con los resultados de las elasticidades y crecimientos de los precios relativos y B , i ( 3 ) = 1 - ( η i + ψ i ) p d , i - p f , i - e i + ε ( y l * ) / π i . Los crecimientos potenciales se realizaron con los resultados de las estimaciones de las especificaciones log-log y crecimiento, para comparar los efectos de largo y corto plazo.

La contabilización de los crecimientos observados y los potenciales para los países de la Unión Europea se presentan en la Tabla 6. Lo primero que resalta del crecimiento económico promedio observado ( y i ), es que para la mayoría de los países la tasa de crecimiento se redujo del periodo con integración con respecto al primer periodo, con la excepción de Irlanda y Luxemburgo. Los ajustes a la baja del crecimiento económico más importantes entre los dos periodos se presentaron en España, Italia, Francia y Holanda. Para el primer periodo y en comparación con las tasas de crecimiento potenciales de Harrod tipo 2 ( y B , i ( 2 ) ) de corto plazo, mantuvieron tasas de crecimiento promedio por arriba del potencial considerando la sensibilidad de sus exportaciones al crecimiento económico de la economía líder (Alemania) y a la propensión a importar. Pero al comparar el crecimiento observado en relación al crecimiento de las exportaciones y la propensión a importar, solamente España, Italia y Holanda mantuvieron un crecimiento económico sin problemas de balanza de pagos. Esto indica que en algunos años mantuvieron problemas de balanza de pagos. Cuando se utilizan los crecimientos potenciales Harrod de largo plazo, los resultados muestran que al considerar cualquiera de los dos tipos de contabilización, la mayoría de los países mantuvo tasas de crecimiento compatible con balanza de pagos, solamente países como Bélgica, España, Francia, Luxemburgo y Portugal mostraron indicios de problemas de crecimiento económico compatible con una balanza de pagos en equilibrio.

Para el periodo considerado de integración económica, los cálculos muestran que los diez países mostrarían problemas de crecimiento económico compatible con la balanza de pagos en el corto plazo, si se comparan con las tasas de crecimiento potencial Harrod tipo 2 y en contraposición la mayoría de ellos no tendría problemas de equilibrio de la balanza de pagos si se compara con el crecimiento potencial Harrod tipo 1, con crecimiento de las exportaciones y propensión a importar. En este esquema los países con posibles problemas en el corto plazo resultaron Luxemburgo y Holanda. En comparación con las tasas de crecimiento de largo plazo Harrod tipo 2 -con elasticidad ingreso externo, crecimiento económico de la economía líder y la propensión a importar- los diez países de la Unión Europea crecieron por debajo del potencial con equilibrio de la balanza de pagos y solamente Luxemburgo y Holanda mantuvieron tasas de crecimiento que al comparar con el potencial Harrod tipo 1, pudieron significar ligeras presiones de ba/lanza de pagos en el largo plazo.

Tabla 6:

Para el caso de América Latina, y en contraposición con los resultados de la Unión Europea, las tasas de crecimiento promedio ( y i ) para la mayoría de los países aumentaron en el periodo de apertura comercial, solamente tres países crecieron menos con respeto al periodo de no apertura: Chile, México y Paraguay. Los países con las mayores tasas de crecimiento económico en el periodo de apertura fueron Perú, Bolivia y Argentina. De acuerdo a los crecimientos observados en el periodo previo a la apertura y comparando con las tasas de crecimiento potenciales Harrod tipo 2 ( y B , i ( 2 ) ) de corto plazo, donde se considera la sensibilidad de las exportaciones al crecimiento de la economía de Estados Unidos y a la propensión a importar, se encontró que la mayoría de los países crecieron por arriba del potencial, solamente en Bolivia, Perú y Venezuela resultó lo contario. En la comparación con las tasas de crecimiento potenciales de corto plazo Harrod tipo 1( y B , i ( 1 ) ) - con crecimiento de exportaciones y propensión a importar- los resultados anteriores de crecimiento económico por arriba del potencial y posibles problemas de equilibrio de balanza de pagos se mantienen, pero ahora los países con comportamiento contrario fueron Brasil, México y Venezuela. En comparación con los crecimientos potenciales de largo plazo de los tipos Harrod, los resultados de corto plazo se mantuvieron y confirmaron los posibles problemas de balanza de pagos en países como Argentina, Chile y Paraguay.

Los resultados para el periodo de apertura comercial muestran a los diez países con problemas de crecimiento económico compatible con la balanza de pagos en el corto plazo, cuando se comparan con las tasas de crecimiento potencial Harrod tipo 2; en contraposición, la mayoría de ellos no tendría problemas de equilibrio de la balanza de pagos con el crecimiento potencial Harrod tipo 1; con excepción de Venezuela. Con respecto a las tasas de crecimiento de largo plazo Harrod tipo 1 y 2, la mayoría de los países crecieron por debajo del potencial con equilibrio de la balanza de pagos; /nuevamente, con excepción de Venezuela.

Tabla 7: