Pruebas empíricas

Tres corrientes han contrastado la relación empírica entre la IED y el crecimiento económico. La primera busca pruebas de correlación entre IED y el crecimiento, y presupone un orden de causalidad basándose en fundamentos teóricos. Cabe distinguir que la prueba de correlación positiva y significativa entre IED y crecimiento podría deberse a que la IED impulsa el crecimiento, a que éste atrae la IED o a que existe una relación bidireccional. Si existenteorías enfrentadas que apoyan la misma prueba de correlación, este procedimiento no permite contrastar entre las hipótesis porque confundiría causalidad con correlación.

De todos modos, esta primera línea de trabajos no ofrece una prueba concluyente de la existencia de una correlación positiva entre la IED y el crecimiento. En efecto, ^{Blomström et al (1992)} y ^{Borenstein et al (1995) 10} hallan que la IED genera una influencia positiva y significativa en el crecimiento, pero en el primero está condicionada a que exista un ingreso mínimo (un desarrollo mínimo reciente a partir del cual la economía es capaz de aprovechar el impulso de la IED), y en el segundo, según el modelo de ^{Findlay (1978)}, condicionada a que exista un mínimo de capital humano. ^{Khawar (2005)} encuentra una relación positiva y no condicionada al acervo de capital humano, pero de sus estimaciones se infiere que éste podría ser resultado de ampliar la muestra a todos los países y no solamente al grupo de países en desarrollo que examinaron Borenstein et al. Lo contrario que Khawar, ^{Blonigen y Wang (2004)}, demuestran que es necesario diferenciar entre la inversión que se dirige a los países en desarrollo y a los desarrollados. Actualizando el trabajo de Borenstein et al también obtienen que la IED estimula el crecimiento si el país receptor alcanza un mínimo de capital humano. Su estimación concluye que este mínimo es mucho más bajo que en el trabajo seminal de Borenstein et al, por lo que podría esperarse un efecto positivo de la IED en casi todos los países en desarrollo. ^{Ram y Zhang (2002)} encuentran, en cambio, que la interacción entre la IED y la escolaridad no es una variable estadísticamente significativa para explicar la IED en el decenio de los noventa, y aún así encuentran una relación positiva entre la IED y el crecimiento.

A su vez, partiendo de un modelo de crecimiento endógeno, ^{Mayer-Foulkes y Nunnenkamp (2005)} proponen un modelo en el que el efecto de la inversión extranjera depende de la capacidad de las economías receptoras para absorber el avance técnico que se genera en economías más avanzadas. Descubren que el sector de actividad es uno de los determinantes fundamentales de la capacidad de absorción por parte del país receptor. En los trabajos de ^{Balasubramanyam et al (1996)} y ^{Makki y Agapi (2004)} el efecto positivo de la IED está condicionado a su repercusión en las exportaciones. Encuentran una relación sólida cuando la IED está relacionada con el grado de apertura comercial, ya sea porque los países que persiguieron políticas de sustitución de importaciones crecieron menos que los que promovieron las exportaciones —como en el primer trabajo—, o porque detectan una relación estadística muy significativa entre el crecimiento y una variable compuesta por el producto entre la IED y la apertura comercial —como en el segundo—. En ^{Alfaro et al (2001)} el efecto positivo está condicionado a la existencia de un mercado de capitales desarrollado, lo que podría limitar el beneficio a muy pocos países en desarrollo. A su vez, ^{De Mello (1999)} encuentra que la IED afecta positivamente el crecimiento cuando existe algún grado de complementariedad entre la inversión externa y la nacional. Según De Mello: “Que la IED sea un catalizador del crecimiento y el progreso técnico parece ser un asunto mucho menos controvertido en la teoría que en la práctica” (p. 148).

Cabe destacar, que si bien esta línea de trabajos consigue rescatar un papel positivo para la IED al condicionarla a la presencia de un mínimo en algún factor (capital humano,ingreso, exportaciones etc.), está confirmando, a su vez, que la IED no genera el esperado efecto positivo cuando el país receptor no alcanza estos mínimos. En otras palabras, este enfoque muestra que cuando no se alcanza el mínimo, lo que es más probable en los países en desarrollo, en el mejor de los casos la IED no genera ningún efecto y, sobre todo, no es capaz de revertir la insuficiencia inicial de los factores que impiden aprovechar convenientemente las ventajas de la inversión.

En el otro extremo, en un análisis limitado a los países en desarrollo ^{Saltz (1992)} presenta pruebas de correlación negativa entre IED y crecimiento. También enfocando a los países en desarrollo, ^{Townsend (2003)} observa que la IED no resulta estadísticamente significativa para explicar el crecimiento en todos los casos menos uno, en el cual la relación es negativa. A su vez encuentra que la interacción entre IED y escolaridad no resulta significativa, contradiciendo los resultados de ^{Blomström et al (1992)}. En la misma línea, pero en vez de tener una cobertura mundial —para evitar problemas de heterogeneidad en el panel de datos—, algunos trabajos se centran en determinadas regiones para minimizar este problema. ^{De Gregorio (1992)} y ^{Bengoa Calvo y Sánchez-Robles (2003)} analizan exclusivamente a la América Latina. Ambos emplean datos en panel (para 12 y 18 países respectivamente), y encuentran una relación positiva, significativa y sólida. Para el grupo de países de la Europa Central y del Este, dos estimaciones de datos en panel alcanzan conclusiones contrapuestas. En ^{Mencinger (2003)}, con una muestra para ocho países de los diez que ingresaron a la UE en 2004, la IED se correlaciona de modo negativo con el crecimiento, mientras que en ^{Thompson y Hartaska (2005)} la relación es positiva, aunque decreciente.

El trabajo clásico de ^{Levine y Renelt (1992)} es ilustrativo de la disparidad de resultados observados en este tipo de estudios que la bibliografía denomina growth regressions. Ponen en relieve lo poco sólidas que resultan las conclusiones que surgen de este tipo de estimaciones, ya que los resultados son muy sensibles a la selección del subconjunto de variables candidatas, periodos y países integrantes de la muestra. A pesar de analizar casi 60 variables explicativas candidatas (entre las cuales curiosamente no incluyeron la IED), el único resultado sólido que encuentran es la correlación entre la inversión nacional y el crecimiento. En un trabajo similar, que analiza el ingreso de capitales gracias a la apertura financiera, ^{Rodrik (1998)} no halla que los países con mayor apertura crezcan más. Señala que, dado que es más probable que los países que liberen la cuenta financiera sean los que tengan un buen desempeño de crecimiento, la dificultad para encontrar pruebas de un efecto positivo a pesar de este sesgo, “es probable que oculte una relación negativa entre la apertura de la cuenta financiera y el crecimiento, que una positiva” (p. 9).¹¹

El trabajo de ^{Carkovic y Levine (2002)}, con un panel de 72 países, aplica una metodología innovadora con la que corrige el sesgo provocado por la endogeneidad entre las variables y el supuesto de homogeneidad del modelo de panel de efectos fijos. Los autores concluyen que tras introducir estas mejoras la IED no genera efecto alguno en el crecimiento económico. En síntesis, esta línea de investigación empírica tiene dificultades para establecer pruebas de correlación positiva y significativa entre IED y el crecimiento de los países receptores. El reciente análisis de ^{Lipsey (2002)} de esta bibliografía señala que “[los estudios] de los efectos del ingreso de IED en el crecimiento son inconclusos. Hay periodos, sectores y países en los que la IED parece tener poca relación con el crecimiento”.

La segunda línea de investigación, de carácter microeconómico, intenta corroborar la existencia de transferencia tecnológica a nivel de empresas, aspecto que está en los cimientos de la teoría de crecimiento endógeno. Sin embargo, estos estudios tampoco son concluyentes al respecto. En general, encuentran pocas pruebas de que las empresas extranjeras generen un incremento de la productividad en la economía receptora (^{Lipsey, 2002}). En algunos no se observa que las empresas extranjeras tengan mayor productividad que las nacionales, mientras que en otros el efecto positivo en la productividad total de los factores de las empresas extranjeras se neutraliza con una caída de la productividad en las empresas nacionales (^{Harrison, 1994}), sugiriendo la presencia de un efecto sustitución. En ^{Weinhold y Klassen (1991)} las externalidades que la IED genera en el resto de la economía son débiles. El análisis de la transferencia de tecnología en un grupo de 13 países desarrollados de ^{Pottelsberghe y Lichtenberg (2001)} muestra que la IED “toma las características de un caballo troyano: tiene más intención de aprovechar la base tecnológica en el país receptor que difundir las ventajas tecnológicas alcanzadas en el país de origen”. A su vez, ^{Das et al (2005)} afirman que más que disminuirla, la IED tiende a ampliar la brecha de productividad con las naciones en desarrollo. ^{Wei (2003)} recopila información que señala que la transferencia de tecnología que produjo la IED en China fue un grado tecnológico bajo.

^{Campos y Kinoshita (2002)} señalan que la dificultad para verificar la existencia de un impulso positivo y significativo de la IED en el crecimiento se debe a que ésta comprende un conjuntode elementos que no forzosamente implican transferencia de tecnología. A su vez, ^{Blomström y Kokko (2003)} destacan que los derrames de tecnología y capacidades para la industria nacional, que se espera produzca la IED, no es una consecuencia automática de la misma. Con el modelo de Findlay, ^{Xu (1999)} halla que los flujos de la IED emitida por los Estados Unidos influyen positivamente en el crecimiento en los países que tienen un capital humano muy alto, entre los cuales se encuentran pocos países en desarrollo.¹² Estos resultados tienden a reconocer que las empresas son más bien reacias a transferir tecnología y que la transferencia de tecnología dista mucho de ser un proceso automático. El análisis de caso citado en ^{Easterly (2001)} como modelo de las virtudes de la transferencia de tecnología (desde la textil coreana Daewo a la bengalí Confecciones Desh, origen de la poderosa industria de confecciones de Bangladesh) es también ejemplo de las reticencias de las empresas a transferir tecnología, ya que un subproducto de la transferencia fue que Daewo creó un importante competidor global. Por su parte, el extensivo estudio de ^{Görg y Greenaway (2003)} es concluyente al señalar que la prueba de la existencia de spillovers a las empresas o sectores nacionales, dista de ser concluyente.

Aunque estas investigaciones ofrecen resultados ambiguos, como sería de esperar dada la heterogeneidad de sectores en los que está implicada la IED, sirven para destacar que la composición de la IED es una variable determinante del efecto que finalmente tendrá en la economía. Por ejemplo, 22% de la IED que recibió España entre 1990 y 2004 fue inversión inmobiliaria, y difícilmente puede esperarse que implique alguna transferencia tecnológica. Cabe agregar que gran parte de la IED que recibió Argentina en el decenio de los noventa se dirigió a empresas de servicios públicos privatizados que, puede afirmarse sin arriesgar demasiado, generan pocas oportunidades de transferir tecnología y menos aún de generarla.¹³ En efecto, ^{Nunnenkamp y Spatz (2003)} (con base en datos del monto de IED emitido por transnacionales de los Estados Unidos) y ^{Alfaro (2003)} (con base en datos del World Investment Report, UNCTAD) distinguen tres clases de inversión: la que se dirige al sector manufacturero (en busca de ventajas de eficiencia productiva), la que va al sector servicios (market-seeking) y, por último, la que persigue las rentas derivadas de la abundancia de recursos (resource-seeking). Nunnenkamp y Spatz encuentran que casi el único tipo de inversión que parece impulsar el crecimiento del país receptor es el primero de estos tres, mientras que Alfaro halla un efecto positivo de la inversión extranjera en manufacturas, negativo de la que se dirige al primario e indeterminado respecto a la IED en servicios. Teniendo en cuenta que la IED que recibió Argentina, y la América Latina en general, se dirigió sobre todo a la búsqueda de recursos y servicios, se consolida la tesis de que difícilmente podría encontrarse un efecto positivo.

Respecto a la tercera corriente de investigación, los avances en la econometría de series de tiempo, en particular en cointegración y causalidad en el sentido de Granger, han ampliado la línea de trabajos que examina directamente la causalidad empleando datos en panel o series temporales de países individuales. Aunque son pocas las investigaciones que examinan la causalidad en el sentido de Granger entre la IED y el crecimiento, las existentes tienden a poner en duda que sólo haya una relación de causalidad unidireccional originada en la IED. A esta conclusión llegan ^{Shan et al (1997)}, que examinan el caso de China —destacado por encabezar el ritmo de crecimiento mundial del producto y de la IED en los dos pasados decenios—. Con la metodología de ^{Toda y Yamamoto (1995)} hallan pruebas de una relación bidireccional entre IED y crecimiento. ^{Chakraborty y Basu (2002)} encuentran que en el caso de India —país que ha seguido una estrategia de crecimiento mucho menos intensiva en IED que China—, el crecimiento no es causado (en el sentido de Granger) por la IED sino que, por lo contrario, verifican que es el crecimiento quien atrajo el ingreso de IED. En dos trabajos que emplean amplias muestras de países (59 en ^{Choe, 1998}, y 80 en ^{Choe, 2003}) se presentan pruebas de causalidad bidireccional en el sentido de Granger, aunque el efecto es más evidente que se inicie desde el crecimiento hacia la IED, que desde la IED al crecimiento. ^{Hansen y Rand (2004)} se concentran en 31 países en desarrollo y encuentran pruebas de una relación bidireccional de causalidad. ^{Chowdhury y Mavrotas (2003)} también estiman un VAR ampliado para tres grandes receptores de IED, Chile, Tailandia y Malasia, y descubren que en las dos últimas naciones las pruebas apuntan a que existe una relación de causalidad bidireccional, mientras que en Chile el crecimiento causa la IED. ^{Nair-Reichert y Weinhold (2001)} estiman un panel de 24 países en desarrollo y encuentran que la IED causa el crecimiento (no estiman la relación en la dirección contraria), aunque son cautelosos en las conclusiones debido a la gran heterogeneidad que observan entre los países.

1. Modelo teórico con apertura de la cuenta financiera

Las consideraciones anteriores se resumen en cuatro hipótesis por contrastar: i) que el monto de IED como porcentaje del PIB afecta de manera negativa el crecimiento; ii) que la IED sustituye y no complementa la inversión nacional; iii) que el PIB estimula la inversión interna, y iv) que atrae la inversión externa. El modelo teórico que se presenta a continuación es una ampliación para el caso en que se libera parcialmente la cuenta financiera del modelo de crecimiento presentado en ^{Oglietti (2005)}. Esta adaptación permite fundamentar estas cuatro hipótesis en el marco de un modelo de crecimiento poskeynesiano¹⁴ que, según el esquema de ^{Palley (1996)}, incorpora una función de inversión que tiene a la demanda como argumento principal.

Brevemente, partiendo de una función de producción Cobb-Douglas intensiva:

en la que k=K/L y y=Y/L. k es el cociente capital-trabajo, A la tecnología disponible, y es el producto por trabajador, Y el producto y K y L el acervo de capital y trabajo respectivamente. La función de inversión que explica el crecimiento del acervo de capital (k˙) es igual a:

en la que I es la inversión por trabajador y z(i,Ed) representa la propensión a invertir de manera planeada (^{Oglietti, 2005}), que es una función creciente del exceso de demanda (Ed) y decreciente de la tasa de interés (i). Esta versión simplificada del modelo supone que no hay cambio técnico y que las tasas de depreciación y de crecimiento poblacional son 0.

La función de ahorro es independiente de la de inversión y emplea los parámetros habituales por medio de una función de utilidad intertemporal estándar (De la Fuente, 1995). Así, el ahorro es una función creciente de la productividad marginal del capital que estimula el ahorro y, por tanto, relaciona la demanda de los consumidores con las necesidades financieras de los inversionistas. En la medida que el exceso de demanda se traduzca en mejores oportunidades de inversión, es decir, mejore la productividad del capital, estimulará la postergación del consumo para financiar estos proyectos.

Al incluirse dos formulaciones independientes representativas de la decisión óptima del consumidor y del inversionista, en el modelo de economía cerrada la inversión planeada puede diferir de la efectiva (y el crecimiento planeado del realizado), porque el ahorro disponible no forzosamente igualará la inversión planeada. En este punto hace hincapié la tradición neoclásica, para la que la insuficiencia del ahorro interno es la restricción dominante que enfrenta el crecimiento. En una economía con la cuenta financiera de la balanza de pagos abierta se garantiza que el ahorro disponible, que es el agregado del interno y el externo, será equivalente a la inversión planeada y la economía no sufrirá las restricciones al crecimiento que puedan provenir de la insuficiencia del ahorro interno. Así, la inversión planeada zp será igual a:

en la que s es la tasa de ahorro interno y k˙E el crecimiento del acervo de capital de empresas extranjeras.

Así como se incorpora este efecto “flujo” en la demanda de inversión, también es necesario incorporar un efecto “acervo”. Ambos representan la doble vía del efecto de la IED en la demanda agregada. Cabe notar que un aspecto determinante de los flujos de inversión internacionales es la presencia de un hecho estilizado en las finanzas globales que se denomina home-bias (^{Tesar y Werner, 1992}), o, “sesgo interno en la selección de cartera”.¹⁵ Este sesgo expresa la preferencia que muestran los inversionistas internacionales por invertir en sus propios países de origen. Por diversos motivos, como incertidumbre o asimetrías de información, la distribución de la cartera global de inversiones entre países está más relacionada con la nacionalidad de los inversionistas de lo que sugiere una cartera global definida de acuerdo con la combinación óptima de riesgo y rentabilidad. La existencia de este sesgo implica que la nacionalidad del inversionista no es neutral para la dirección que tomarán las inversiones internacionales. Así, los ahorros de empresas extranjeras tenderán a ser reinvertidos en el país receptor en una proporción significativamente menor a la que habría si estas empresas fueran propiedad de nativos del país receptor. Por ello, es necesario diferenciar el capital en control de empresas extranjeras del que está controlado por las naciones porque las consecuencias en el destino del excedente de explotación son diferentes.

Con esta distinción y si se considera que en la ecuación (2) el argumento principal de la propensión a invertir es el exceso de demanda, éste se define como una función inversa de la proporción del acervo de capital controlada por empresas extranjeras:

en la que Ψ′(KE/K)<0. En esta función, además de los factores que determinan las oportunidades de mercado, representadas con el parámetro Λ, también se incluye como argumento el cociente KE/K, en el que el subíndice E señala el origen extranjero del capital y representa la proporción del acervo de capital en manos de empresas extranjeras. Cuanto mayor sea el tamaño relativo del sector de empresas extranjeras mayor será la fracción del excedente de explotación y la renta nacional que no se reinvierte ni consume en la economía receptora (porque se repatria al país de origen); por ende, disminuye el exceso de demanda y deprime a la inversión y el crecimiento en la economía interna.

De esta manera, la función de inversión de la economía es:

y la tasa de crecimiento resultante es igual a:

En el largo plazo el efecto positivo inicial de la IED comienza a revertirse, debido a que cuanto mayor sea la proporción del acervo de capital de la economía propiedad de empresas extranjeras mayores serán las filtraciones para las repatriaciones y menor será la capacidad para generar ahorro interno.

En síntesis, el modelo esbozado es capaz de captar tanto la tradición neoclásica de los modelos de crecimiento, porque destaca el efecto positivo del efecto “flujo” inicial en el acervo de capital, como la keynesiana, que destaca los aspectos relativos a la insuficiencia de la demanda, el efecto acervo. El efecto final en la IED dependerá, naturalmente, de los parámetros de cada economía que delimitan la predominancia de un efecto sobre el otro.

2. Estimación

Existen varios procedimientos para analizar la causalidad en el sentido de Granger. El más tradicional, empleado cuando se está en presencia de variables no estacionarias cointegradas, es un modelo VECM (^{Johansen, 1991}), que consiste en transformar un VAR en un mecanismo de corrección de errores. Este procedimiento presenta dificultades sobre todo si se implican más de dos variables y puede haber más de una relación de cointegración. Existen pruebas, además, de que el poder del estadístico de la proporción de verosimilitud (PV) se deteriora cuando se sobrestima el orden de longitud del VAR, y cuando los choques en el sistema no son suficientemente grandes (^{Shan et al, 1997}).

En este trabajo se aplica la metodología recién desarrollada por ^{Toda y Yamamoto (1995)}, que tiene la ventaja de que no requiere identificar el orden de integración o las propiedades de cointegración de las variables. El procedimiento consiste en estimar un VAR en niveles “aumentado”. El orden del sistema se elige por medio de un procedimiento habitual de selección del rezago óptimo (p). Una vez definido p, se estima un VAR de orden aumentado: VAR(p+dmax), en el que dmax es el máximo orden de integración que se sospecha ocurre en el sistema. Esto es, deben agregarse, como mínimo, dmax rezagos al orden del VAR para garantizar que sean válidas las propiedades asintóticas (p. 229). La matriz de coeficientes del último vector rezagado, dmax, se deja de lado, puesto que se supone que no es significativa si se ha elegido bien el rezago óptimo (p), y pueden examinarse las restricciones lineales en las primeras p matrices de coeficientes, empleando una χ2, con los usuales grados de libertad, ya que el estadístico de Wald se distribuye asintóticamente como tal.

Respecto al empleo de la variable PIB per capita en niveles o en tasas de crecimiento, se plantea una disyuntiva. Por un lado ^{Carkovic y Levine (2002)} y ^{Hansen y Rand (2004)} estiman la tasa de IED en relación con el PIB, mientras que otros trabajos como ^{Nair-Reichert y Weinhold (2001)} emplean tasas de crecimiento. ^{Carkovic y Levine (2002)} argumentan que la especificación en niveles tiene más sentido porque la estimación entre IED y tasa de crecimiento del PIB es un submodelo de la estimación en niveles, mientras que ^{Nair-Reichert y Weinhold (2001)} justifican tomar las variaciones del PIB porque están interesados en los cambios a lo largo del tiempo, y porque de esta manera se obtienen variables estacionarias. En este trabajo, como la metodología de Toda y Yamamoto que permite emplear variables no estacionarias, se prefirió utilizar el PIB en niveles y no su crecimiento. De todos modos, el modelo también se estimó en tasas de crecimiento sin que se produjeran cambios significativos en los resultados.

Las cuatro hipótesis propuestas se contrastaron estimando el sistema (7). La primera ecuación capta el efecto que el PIB per capita (y) genera en el acervo de IED (ied) (hipótesis 4), que se prevé positivo. La segunda línea capta la ecuación (6), y el efecto del acervo de IED en el PIB _pc por medio del efecto de la proporción KE/K en el exceso de demanda (Ed), que se prevé negativo (hipótesis 1). La tercera ecuación pretende captar el grado de complementariedad entre la inversión nacional (in) y el acervo de inversión externa, que se prevé negativo (hipótesis 2) y también el efecto estímulo del producto en la inversión interna (hipótesis 3).

La especificación del sistema se completó con tres variables exógenas incluidas en la matriz Z. Como es común, se examinó un amplio abanico de variables explicativas candidatas —procurando minimizar el problema de omisión de variables pertinentes que podría sesgar los coeficientes estimados—, como las que habitualmente utiliza la bibliografía. Entre ellas se incluyeron variables financieras, como las tasas de interés interno e internacionales, la oferta de dinero en los Estados Unidos (proxies de la liquidez financiera internacional), las reservas, la inflación y el tipo de cambio con el dólar. Con los criterios comunes de significatividad del estadístico t y el criterio información de Akaike para todo el sistema, sólo resultaron pertinentes dos variables ficticias (dummies) que captan el efecto de los procesos inflacionarios y de depreciación cambiaria acelerados, y una variable que representa el ritmo de devaluación de la economía. Esta última afecta negativamente a la inversión nacional y al PIB _pc , y de manera positiva la IED, lo que refleja que los procesos acelerados de desvalorización de la moneda nacional pueden abrir grandes oportunidades para adquirir empresas locales a precios bajos en términos de moneda extranjera (^{Krugman, 1998}). El empleo de estas tres variables, más el tratamiento en términos reales de las variables estructurales del VAR, permiten que el modelo estimado no contenga errores autorregresivos ni correlación espuria proveniente de los numerosos choques financieros y cambiarios que afectaron la economía argentina en ese periodo. También se evaluó el sistema con la variable inversión interna en lugar de la nacional, que por su construcción como residuo de la diferencia entre la FBCF y la IED puede generar controversias debido a que implica la mezcla de una variable real con una financiera. Los resultados obtenidos no se alteran significativamente, aunque el acervo de IED ya no causa en el sentido de Granger la tasa de inversión interna, mientras que la inversión pasa a causar el acervo de IED. Con esta modificación, parte del efecto en la IED, que antes recaía completamente en el PIB _pc , se traslada a la inversión interna que gana protagonismo.

Datos. La estimación se realizó empleando datos trimestrales para Argentina, ajustados por estacionalidad, en logaritmos y a precios constantes (de 1993) para el periodo 1980-2004, por lo que se dispone de 100 observaciones.

El acervo de IED (inward FDI) se obtuvo a partir de la Dirección de Cuentas Internacionales del Ministerio de Economía y Obras y Servicios Públicos de Argentina (ME). La serie está evaluada en dólares corrientes y a precios de mercado. Por tanto, su montante es el resultado de la acumulación de los flujos anuales de IED, las variaciones en la cotización de los activos locales y las fluctuaciones del tipo de cambio de la moneda respecto al dólar. Para los fines de este trabajo, que tiene interés en captar las consecuencias del peso relativodel capital extranjero, es un aspecto relevante disponer de una serie del acervo de IED evaluado en la misma moneda que el resto de la economía y no en dólares. Sólo en términos de la moneda local puede hacerse una aproximación a la proporción de la economía controlada por extranjeros que no esté viciada por las oscilaciones cambiarias. Es decir, el valor de los activos internos en moneda local no está su jeto a las fluctuaciones del tipo de cambio, ni tampoco a las fluctuaciones en el componente “sistémico” del valor de los activos financieros que afecta a todos los activos internos por igual, sean poseídos por residentes o por extranjeros. Como esta serie no está disponible en moneda nacional, se estimó una proxy del acervo de IED a precios constantes de 1993, que se inicia con el acervo en dólares de 1980 convertido a moneda local, ajustado sólo por el flujo anual de IED (con un método similar al del inventario permanente) también evaluado en pesos al tipo de cambio promedio de cada periodo, aplicando una tasa de amortización de 4% anual. Criterios diferentes de amortización o de año base conducen a resultados similares.

Las estadísticas de inversión nacional, a precios de 1993, parten de las estadísticas de formación bruta de capital ofrecida por el ME, y luego son ajustadas, para sustraer de las mismas la inversión directa extranjera. Así, la inversión nacional se define como la inversión interna menos el flujo anual de IED. A su vez, éste se evaluó al tipo de cambio vigente en cada periodo, ajustado a precios de 1993. La información correspondiente al flujo IED también la proporciona el ME. La construcción de las proxies utilizadas también requirieron emplear una serie del tipo de cambio, que tiene como fuente al ME y al FMI para datos anteriores a 1993. Asimismo las estadísticas de PIB trimestral tienen como fuente al Instituto Nacional de Estadísticas y Censos (INDEC) y al Centro de Estudios para la Producción dependiente del ME. Las cifras de población se obtuvieron a partir del INDEC, trimestralizando la tasa de crecimiento para estimar la población correspondiente a cada trimestre. La serie de inflación se calculó a partir de la variación trimestral promedio del índice general de precios al consumidor que proporciona el INDEC. Por último, se incluyeron como variables explicativas una que es equivalente a la diferencia logarítmica del tipo de cambio (en pesos por dólar) y dos ficticias que captan procesos intensos de inflación y desvalorización cambiaria.

3. Principales resultados

En el cuadro 1 se resume los resultados alcanzados en términos de causalidad para el rezago óptimo (7^mo) y para otros órdenes de estimación del VAR. En primer lugar, se obtuvo que las series del sistema (7) son integradas de primer orden, tras elegir el rezago óptimo, según la prueba de exclusión de rezagos de Wald; por último se estimó un modelo VAR(p+dmax) aumentado a ocho rezagos. El orden del modelo no se eligió con los criterios de Akaike y Schwartz, porque resultaron muy sensibles al número de rezagos examinados y alcanzaron resultados diametralmente opuestos. Una recomendación común en este caso es correr la prueba para varias estructuras de rezagos como modo de garantizar que los resultados sean sólidos.

De esta manera se obtuvo la constante, en casi todos los órdenes del VAR estimados, de que el acervo de IED causa en el sentido de Granger, y con signo negativo, al PIB _pc y a la inversión nacional, comprobando la hipótesis 1 y 2. Al confirmar la hipótesis 4 se obtuvo que la causalidad del PIB _pc en la IED es positiva, y comenzó a ser significativa a partir del cuarto rezago, y desde el séptimo en adelante resultó significativa con más de 99% de confianza. También se obtuvo, confirmando la hipótesis 3, que el PIB _pc causa en el sentido de Granger a la inversión nacional en todos los rezagos analizados. Esta relación de causalidad, que tiene como disparador de la inversión al PIB _pc , es un resultado congruente con investigaciones empíricas que encuentran que el PIB _pc precede la inversión interna (^{Blomström et al, 1992}), o que, si hallan una relación bidireccional, la del PIB _pc en la inversión interna es positiva, mientras que la de ésta en el PIB _pc es negativa (^{Podrecca y Carmeci, 2001}, ^{Attanasio et al, 2000}). Este resultado permite constatar que el crecimiento rápido del PIB _pc alienta tanto el ingreso de IED como la inversión interna. La expansión del mercado, ventas y oportunidades de negocios que acompañan a un periodo de rápido crecimiento son un notorio estímulo para las inversiones, sean extranjeras o nativas. También se corrobora que de los dos efectos de la IED en el crecimiento, en Argentina predomina el negativo, el efecto “acervo”; a su vez, la relación de sustitución entre la inversión nacional y la extranjera sugiere que esta puede ser una de las vías que explica este resultado.

Cabe señalar, que si bien estas estimaciones corroboran las previsiones del modelo detallado en la sección III, no es el único enfoque congruente con estos resultados. Son congruentes, por ejemplo, con los enfoques de ^{Mayer-Foulkes (2005) 16} y ^{Kentor y Boswell (2003)}. El primero parte de un modelo de crecimiento endógeno, que tiene al avance técnico como motor de la diferencia de ritmos de crecimiento. La IED genera una renta diferencial para las empresas inversionistas, que amplía su ventaja tecnológica. Los derrames que genera la IED en la economía receptora no sólo son insuficientes para estrechar esta brecha, si no que aún más, desplaza el potencial de innovación del país receptor ya que compite por los mismos recursos con el sistema de innovación local. Desde un enfoque más político, ^{Kentor y Boswell (2003)} proponen un modelo en el que el efecto de la IED es más negativo mientras más concentrada esté en manos de un solo país emisor, porque la asimetría de poder limita la autonomía del Estado y de las élites locales para actuar conforme a la conveniencia del crecimiento nacional a largo plazo. Cabe notar que estos enfoques, incluyendo este mismo trabajo, constituyen aportaciones teóricas y empíricas que de manera parcial y según la ciencia actual en gran medida rescatan el enfoque más holístico y discursivo que aportó en su momento la línea de investigación conocida como la teoría de la dependencia.