Introducción

Para analizar el crecimiento económico los modelos neoclásicos de primera (^{Solow, 1956}) y segunda generación (^{Romer, 1990}) enfatizan los determinantes del lado de la oferta. En contraste, la macrodinámica poskeynesiana explora, naturalmente, el comportamiento de la demanda agregada (^{Setterfield, 2001}). Específicamente, las variables clave para entender la evolución económica de un país son, básicamente, el ingreso del resto del mundo, las elasticidades ingreso y precio de las exportaciones e importaciones, los términos de intercambio o tipo de cambio real y los flujos netos de capital (^{Davidson, 1990-1991}; ^{Thirlwall y Hussain, 1982}).

Nuestro propósito es analizar, empíricamente, el crecimiento económico en México durante el período 1929-2003 -y subperíodos seleccionados-, con base al conjunto de variables anteriormente señaladas. Nuestro interés no sólo es encontrar evidencia favorable hacia la perspectiva poskeynesiana sino valorar, parcialmente, el desempeño macroeconómico alcanzado en cada uno de los modelos de desarrollo instrumentados en la historia reciente de nuestro país, y explorar algunas de las características relevantes del modelo de desarrollo vigente. En este sentido, el enfoque propuesto resulta actual y relevante puesto que es aplicable a economías que, como la mexicana, transitaron de esquemas de funcionamiento cerrado a abierto.

A continuación se presenta el marco teórico general y la metodología econométrica. Posteriormente se utiliza la prueba de Johansen como medio para establecer si las variables en juego mantienen una relación de equilibrio de largo plazo según una primera especificación reducida (^{Thirlwall, 1979}) y una segunda propia -que corrige la propuesta por ^{Atesoglu (1997)}-. El trabajo cierra con las conclusiones y un Anexo estadístico.

Adelantando algunos resultados es de destacar, en primer lugar, que el crecimiento económico observado a lo largo del período estudiado y de distintos subperíodos es repetidamente menor al crecimiento económico consistente con una cuenta corriente equilibrada. Este hallazgo representa un “hecho estilizado” de la economía mexicana, y refleja debilidades estructurales que se expresan en una mezcla inconveniente de valores de las elasticidades ingreso y precio de las exportaciones e importaciones. En segundo lugar, que en México se cumple la condición Marshall-Lerner; así las cosas, según nuestra segunda especificación econométrica, el efecto del tipo de cambio real sobre el nivel de actividad productiva es definitivamente positivo. En contraste, investigaciones originadas en el Banco de México (^{Garcés, 2002}, ²⁰⁰³) sostienen que la suma de las elasticidades precio es, en valor absoluto, menor a la unidad, por lo que el efecto de una depreciación real del peso frente al dólar es contractiva. En tercer lugar, que a partir de 1996 existe una codependencia en la evolución del producto interno bruto (PIB) y de los flujos netos de capital.

Marco teórico general y metodología econométrica

El modelo de ^{Thirlwall (1979)} y ^{Thirlwall y Hussain (1982)} puede resumirse mediante un sistema de ecuaciones que representa una economía de dos bienes, pequeña y abierta (^{Moreno-Brid y Pérez, 1999}).

La ecuación [1] denota la identidad básica de la balanza de pagos:

[1]

Donde:

Si K _f >0 el país en cuestión recibe capital del exterior y viceversa. Es útil definir la participación de las exportaciones en los ingresos totales como:

[2]

Consecuentemente, la participación de los flujos netos de capital en los ingresos totales es:

[3]

Las expresiones [2] y [3] miden la proporción de la cuenta que resulta de las importaciones financiadas por las exportaciones y los flujos netos de capital, respectivamente. Por cierto, teóricamente el valor de (1 - θ) puede ser positivo, cero o negativo.

La formulación dinámica de la ecuación [1] es:

[4]

Las letras minúsculas representan las tasas de crecimiento de las variables. Las expresiones [5] y [6] simbolizan las funciones convencionales de demanda de las exportaciones e importaciones:

[5]

Donde:

[6]

Donde:

Cabe recordar que las elasticidades ingreso de las exportaciones e importaciones reflejan aspectos de la competencia no ligados al precio (^{McCombie y Thirlwall, 1994, p. 265}; ^{Bairam y Dempster, 1991, p. 1720}).

Las ecuaciones dinámicas de demanda de las exportaciones e importaciones son:

[7]

[8]

Si resolvemos el sistema de ecuaciones para la tasa de crecimiento económico obtenemos:

[9]

Resulta correcto afirmar que la ecuación [9] especifica la tasa de crecimiento económico como una función lineal de:

En la expresión [9] las ponderaciones vienen dadas por:

A propósito, el planteamiento teórico no distingue entre los precios internos y los precios de las exportaciones por lo que el recíproco de los términos de intercambio se equipara al tipo de cambio real.¹ Asimismo, el modelo teórico general modifica convenientemente el orden de los precios internos y externos, y del tipo de cambio nominal, para definir con el mismo signo -negativo- a las elasticidades precio de las exportaciones e importaciones (η<0, φ<0).

La expresión [9] se puede reducir si suponemos que los términos de intercambio permanecen constantes (p _d - p _f - e = 0):

[10]

Bajo el supuesto de una cuenta corriente equilibrada (θ = 1), la ecuación [10] se reescribe así:

[11]

De acuerdo a la expresión [11], la tasa de crecimiento de equilibrio está determinada por tres variables: las elasticidades ingreso de las exportaciones e importaciones y la tasa de crecimiento del resto del mundo (^{Davidson, 1990-1991}). Entonces, dadas las elasticidades ingreso del sector externo, un mayor crecimiento de la economía mundial permitiría alcanzar una supe-rior tasa de crecimiento del producto sin poner en riesgo el equilibrio de la cuenta corriente, o asumiendo como dato el crecimiento económico del resto del mundo, un incremento de la relación de las elasticidades ingreso de las exportaciones e importaciones permitiría alcanzar una mayor tasa de crecimiento del producto de largo plazo.

Las implicaciones de la ecuación [11] en términos de política económica son claras: “en una economía abierta se trata de manipular las elasticidades ingreso de las exportaciones e importaciones. Una política económica exitosa es aquella que incrementa el valor de π o reduce el valor de ξ, relajando así la restricción ligada a la balanza de pagos para, ulteriormente, aumentar la tasa de crecimiento económico” (^{Bairam y Dempster, 1991, p. 1720}).

La formulación estocástica de la expresión [11] es:

[12]

En la ecuación [12] α representa la relación de las elasticidades ingreso de las exportaciones e importaciones (α = π/ξ), y ut son las perturbaciones aleatorias -las cuales presentan las propiedades estadísticas adecuadas-. Se espera que el valor de α sea positivo, ya que, por definición, las elasticidades ingreso de las exportaciones e importaciones son positivas. Ahora bien, si α fuese igual a uno implicaría que las tasas de crecimiento de largo plazo de la economía en estudio y del resto del mundo serían similares (y _b =w), y si α fuese menor que uno el desempeño de la economía en cuestión estaría por debajo de la evolución económica del resto del mundo (y _b <w). El caso deseable para cualquier economía es, entonces, que α se aleje lo más posible de uno -en sentido ascendente-. Claro que la variable que determina la proporción entre el crecimiento económico del país en estudio (y _b ) y del resto del mundo (w), es la relación de las elasticidades ingreso de las exportaciones e importaciones (α).

La estimación econométrica de la expresión [12] requiere seleccionar una variable que refleje la dinámica económica del resto del mundo (w). En este sentido, nos pareció adecuado utilizar al producto interno bruto de Estados Unidos como su variable proxy. La especificación general del modelo de vectores autorregresivos (VAR) que se desprende de la ecuación [12] es:

[13]

[14]

Donde Y representa el nivel de las variables y Log a su logaritmo natural; la longitud de las sumatorias depende de las pruebas de diagnóstico e incorrecta especificación y de los criterios de información. La forma funcional doble logarítmica seleccionada es útil en la medida que los coeficientes representan las elasticidades de las variables. A continuación contrastamos empíricamente el modelo de crecimiento económico restringido por la balanza de pagos mediante la estimación de algunos modelos VAR con cointegración.²

Análisis empírico con base a la ecuación [12]

Es conveniente iniciar con la presentación gráfica del comportamiento del PIB de México (en miles de millones de pesos a precios de 1993) y de Estados Unidos (en miles de millones de dólares encadenados del 2000), así como de sus tasas de crecimiento (dymex y dyeeuu) y su gráfica de dispersión.

Respecto a la Gráfica 1 queremos comentar lo siguiente:

Fuentes: elaboración propia con base en datos del Instituto Nacional de Estadística, Geografía e Informática (INEGI) y de la Oficina de Análisis Económico de Estados Unidos.

Gráfica 1 

En la Gráfica 2 observamos el comportamiento de las exportaciones e importaciones totales mexicanas en miles de millones de pesos a precios de 1993, su gráfica cruzada, sus participaciones en el PIB (cxt y cmt, respectivamente) y la relación entre estos dos coeficientes en tantos por uno.

Fuentes: elaboración propia con base en datos del Banco de México y del INEGI.

Gráfica 2

En la Gráfica 2 destacan -entre otras cosas- la explosión y contracción de las importaciones totales durante la primera parte de la década de los ochenta, el acelerado crecimiento de las exportaciones e importaciones totales en las últimas dos décadas del período analizado -tanto en niveles como respecto al producto- y la retroalimentación entre ambas variables. Pero lo que más interesa subrayar es la evolución del cociente de las exportaciones e importaciones, volátil durante los treinta y cuarenta, relativamente estable de los años cincuenta a finales de los setenta, su salto hasta llegar a 1.69 en 1983, y su posterior disminución hasta ubicarse por debajo de uno en los últimos seis años del período analizado (1998-2003). Es correcto interpretar esto último como una expresión más de la permanencia de la restricción externa al crecimiento que padece nuestro país -que ya fue apuntada por otros autores, entre otros, ^{Guerrero (2003)}, ^{Loría (2001)}, ^{Moreno-Brid (2003}, ²⁰⁰⁰, ¹⁹⁹⁹, ¹⁹⁹⁸⁾, ^{López y Cruz (2000)} y ^{Loría y Fujii (1997).}

Como paso previo a la estimación de los modelos VAR con cointegración revisamos el orden de integración de las variables en juego. El estado actual de la literatura alerta sobre la distorsión derivada del tamaño muestral y el reducido poder de las pruebas Dickey-Fuller aumentada y Phillips-Perron (^{Maddala y Kim, 2002, capítulo 4}). En este sentido aplicamos sus correcciones, las pruebas DF-GLS de ^{Elliott, Rothenberg y Stock (1996)} y ^{Perron-Ng (1996)}. El Cuadro 1 indica que el orden de integración del PIB de Estados Unidos y México es -en ambos casos- uno [I=(1)], lo que desde un punto de vista macroeconómico tiene sentido, y robustece -al tratarse de un modelo VAR balanceado- los resultados del procedimiento de ^{Johansen (1995)}.

Notas: *, ** y *** indican niveles de significancia de 10, 5 y 1%, respectivamente. El número de rezagos según el criterio de información de Schwartz; se incluyó un intercepto.

Cuadro 1: Pruebas de raíces unitarias 

Para explorar empíricamente la existencia de una relación de equilibrio de largo plazo entre las economías mexicana y norteamericana estimamos algunos modelos VAR con cointegración. Siguiendo los requisitos de la econometría moderna (^{Hendry, 1995}; ^{Spanos, 1986}) se verificó su congruencia estadística mediante una prueba de autocorrelación serial (LM), la prueba de normalidad de Jarque-Bera con la corrección multivariante propuesta por ^{Urzúa (1997)}, dos pruebas de heteroscedasticidad White (con/sin intercepto). Además, evaluamos sus propiedades dinámicas o carácter no explosivo mediante la revisión de la matriz de largo plazo (^{Patterson, 2000, capítulo 14, inciso 2}). Como los resultados del procedimiento de Johansen son sensibles a la longitud del VAR, consideramos cinco criterios (el estadístico LR, el error final de predicción del modelo, Akaike, Schwarz y Hannan-Quinn) y los resultados de las pruebas de diagnóstico e incorrecta especificación al momento de determinar el número de rezagos.³ En el Cuadro 2 reportamos los resultados sobre el primer modelo VAR estimado.

Notas: las pruebas de la traza y del valor propio máximo indicaron la existencia de cointegración entre las variables en todos los casos reportados.

Cuadro 2: Prueba de Johansen: vectores de cointegración normalizados 

Según los criterios de información el número de rezagos óptimo es dos, pero sólo hasta que incluimos cinco retardos generamos un modelo VAR congruente estadísticamente hablando. Es conveniente señalar que, el hecho de que hayamos encontrado cointegración entre las variables en juego bajo distintas longitudes del modelo VAR estimado fortalece, precisamente, la conclusión respecto a su movimiento conjunto en el largo plazo.

Respecto a la interpretación de la información contenida en el Cuadro 2 queremos subrayar dos cuestiones. En primer lugar, apuntar que en la ecuación de cointegración no incluimos una constante. Al respecto podemos apuntar que, según la prueba de cointegración, esto no fue necesario. En segundo lugar, señalar que los valores de la relación de las elasticidades ingreso de las exportaciones e importaciones de la economía mexicana -las α -sirven para calcular las tasas de crecimiento económico compatibles con un saldo cero de la cuenta corriente. Haciendo un esfuerzo por resumir siete décadas del transcurrir económico nacional, diríamos que el crecimiento medio anual del producto observado (y=4.47%) fue ligeramente menor que la cifra que se desprende del modelo de crecimiento económico restringido por la balanza de pagos (y _b =5.21%), esto es, de la cifra que se obtiene de multiplicar la tasa media anual de crecimiento económico de Estados Unidos (3.42%) por la relación entre las elasticidades ingreso de las exportaciones e importaciones de la economía mexicana (1.525). Creemos entonces que los resultados del modelo estimado aproximan adecuadamente la tasa de crecimiento observada.

Por otro lado, según la prueba estadística correspondiente (Johansen, 1992), la economía de Estados Unidos no resultó exógenamente débil respecto a la mexicana, lo cual es ciertamente inesperado. En este sentido, en lo que concierne a nuestro modelo VAR propuesto con sólo dos variables -que, evidentemente, implica la marginalización de muchas otras variables asociadas a una u otra economía-, la prueba estadística implica el tratamiento de ambas economías como endógenas, o lo que es lo mismo, como parte de un sistema. Dicho llanamente, el resultado de la prueba estadística sugiere una retroalimentación -o causalidad de ida y vuelta- entre las variables estudiadas.

La pregunta acerca de la permanencia a lo largo del período analizado de la relación de cointegración entre las variables en juego es relevante (^{Maddala y Kim, 2002, capítulo 13}). En el caso que nos ocupa necesariamente el rango de la matriz ∏ del procedimiento de Johansen tendría que mantenerse en uno (r=1). Para explorar este aspecto seleccionamos algunos subperíodos sugeridos por ^{Cárdenas (2003)}, ^{Lustig (2001)}, ^{Villarreal (2000)} y ^{Maddison (1995)}. En el Cuadro 3 reportamos los resultados de los modelos VAR con cointegración, estimados para los subperíodos seleccionados.

Notas: las pruebas de la traza y del valor propio máximo indicaron la existencia de cointegración entre las variables en todos los casos reportados.

Cuadro 3: Prueba de Johansen: vectores de cointegración normalizados 

El subperíodo 1939-1970 corresponde a lo que ^{Villarreal (2000)} califica estrictamente como “el modelo de sustitución de importaciones”. Para ^{Cárdenas (2003)}, entre 1950 y 1971 la economía mexicana “creció sanamente” (1950-1962) y “aceleradamente con debilidad estructural” (1963-1971). Durante los años ochenta, México padeció la crisis internacional de la deuda (1982-1983) y la caída del precio internacional del petróleo (1986), e inició la sustitución de su modelo de desarrollo. Bajo la nueva estrategia económica, “la tendencia ha sido a que el mercado reemplace a la regulación, la propiedad privada a la pública, y la competencia exterior de bienes e inversiones sustituya a la protección” (^{Lustig, 2001, p. 85}). En este sentido, dividimos las últimas dos décadas de la siguiente manera. En primer lugar el subperíodo 1986-2003 -que incluye, destacadamente, la entrada de México al Acuerdo General sobre Aranceles Aduaneros y Comercio (GATT, por sus siglas en inglés)- y el último subperíodo 1996-2003, que recoge los efectos de la entrada en vigor del Tratado de Libre Comercio de América del Norte (TLCAN) y los ajustes estructurales y funcionales de la economía mexicana posteriores a la crisis financiera de 1995. Adicionalmente, incluimos el sub-período 1950-1973, calificado por ^{Maddison (1995)} como la “época dorada de la prosperidad” de los últimos 150 años de la historia económica mundial, con la intención de recordar que el desempeño económico de un país no es ajeno a lo que pasa en el resto del mundo.

Los valores estimados del ratio de las elasticidades ingreso de las exportaciones e importaciones por subperíodos revelan algunas cuestiones. En primer lugar, su relativa estabilidad durante los cinco subperíodos analizados. En segundo lugar, el valor máximo, en más de siete décadas, alcanzado durante la “época dorada de la prosperidad”, que implica que nuestro país aprovechó como nunca antes y hasta el momento la dinámica económica mundial. Por último es de subrayar que, por el valor unitario del parámetro estimado, una característica del nuevo modelo de desarrollo es que nuestro ritmo de crecimiento económico se aproxime mucho más al de Estados Unidos.

Aunque el modelo de crecimiento económico restringido por la balanza de pagos es un planteamiento diseñado originalmente bajo una perspectiva de largo plazo, las estimaciones del parámetro de interés sirven para aproximar la evolución económica por subperíodos (Cuadro 4).

Fuentes: elaboración propia con base en INEGI, la Oficina de Análisis Económico de Estados Unidos y el Cuadro 3.

Cuadro 4: Tasa de crecimiento media anual observada y restringida por la balanza de pagos 

Más allá de los valores puntuales de las estimaciones de las relaciones de las elasticidades ingreso de las exportaciones e importaciones, aparece como un “hecho estilizado”, esto es, como una regularidad empírica, un signo negativo al momento de restar a las tasas de crecimiento observadas las calculadas según nuestro modelo. Esto significa que la economía mexicana ha crecido, en general y en promedio, ligeramente por debajo de la tasa asociada al saldo cero en cuenta corriente.

Mediante la estimación de un modelo VAR con cointegración, ^{Moreno-Brid (1999}, ¹⁹⁹⁸⁾ aplicó la Ley de Thirlwall a la economía mexicana para la segunda mitad del siglo veinte.⁴ Formalmente, la ecuación estocástica empleada fue:

[15]

En la expresión [15], las variables en juego son el logaritmo del PIB y de las exportaciones totales, β₀ representa al intercepto, β₁ = 1/ξ, esto es, β₁ es el recíproco de la elasticidad ingreso de las importaciones, y u _t simboliza a la perturbación aleatoria. Así las cosas, combinando nuestros resultados fue posible calcular la elasticidad ingreso de las exportaciones (Cuadro 5).

Fuente: elaboración propia con base en ^{Moreno-Brid (1999}, ¹⁹⁹⁸⁾ y los Cuadros 3 y 4

Cuadro 5: Elasticidades ingreso de las importaciones, exportaciones y su ratio 

En el Cuadro 5 calculamos las elasticidades ingreso de las exportaciones (π) multiplicando las elasticidades ingreso de las importaciones (ξ) obtenidas por ^{Moreno-Brid (1999}, ¹⁹⁹⁸⁾ por las relaciones de las elasticidades ingreso de las exportaciones e importaciones estimadas por nosotros (α). Así por ejemplo, entre 1950 y 1981 la elasticidad ingreso de las importaciones ascendió a 1.044 y la relación de las elasticidades ingreso de las exportaciones e importaciones fue de 1.710, por lo que la elasticidad ingreso de las exportaciones ascendió a 1.785. En este sentido, el contenido del Cuadro 5 proporciona una visión comparativa del desempeño del sector externo, y derivadamente de la propia economía mexicana, durante el modelo de sustitución de importaciones y el modelo de desarrollo vigente.

De los Cuadros 3, 4 y 5 parece correcto deducir que los resultados del nuevo modelo de desarrollo ya firmemente implantado en nuestro país son negativos en términos del levantamiento de la restricción externa al crecimiento. Mientras que entre 1939 y 1970 la relación entre las elasticidades ingreso de las exportaciones e importaciones ascendió a 1.514, entre 1986 y 2003, o entre 1996 y 2003, fue de 0.985 y 1.094, respectivamente. En otras palabras, en el subperíodo 1982-1996 la elasticidad ingreso de las importaciones fue 2.37 veces mayor que la observada en el subperíodo 1950-1981, mientras que la elasticidad ingreso de las exportaciones fue sólo 1.24 veces mayor que la observada en el subperíodo 1950-1981. Como resultado, históricamente la tasa de crecimiento de la economía mexicana ha perdido dinamismo, y actualmente presenta un alineamiento respecto al comportamiento de la economía norteamericana.

Análisis empírico con base a la ecuación [9]

Siguiendo parcialmente a ^{Atesoglu (1997)}, la ecuación [9] anteriormente expuesta sirve para analizar el conjunto de variables que determinan el crecimiento económico:

[9]

La diferencia de [9] con el modelo de ^{Atesoglu (1997)} es que, incorrectamente, su expresión igualó πw con las exportaciones totales. La especificación econométrica de [9] es:

[16]

En la expresión [16] los parámetros representan:

[17]

[18]

[19]

Una diferencia clave entre las ecuaciones [12] y [16] es que para formular a la segunda no utilizamos ningún supuesto simplificador, y sólo operamos sobre la definición contable de la balanza de pagos e incorporamos a las funciones de demanda de exportaciones e importaciones. En la ecuación [16] la tasa de crecimiento económico depende de la evolución de la actividad productiva del resto del mundo, de los flujos netos de capital en pesos constantes y de los términos de intercambio. Para deducir los signos de las relaciones entre la variable en estudio y las variables explicativas es conveniente mirar con detalle a las propias definiciones de los coeficientes. En este sentido, y por definición, se espera que β₁ sea positivo. En contraste, el valor esperado de β₂ no puede determinarse a priori ya que depende de (1 - θ). Si el país es exportador neto de capitales, entonces (1 - θ)<0, y lo contrario.

Por su parte, concediendo que θ>0, el signo que adopte β₃ depende del valor específico de las elasticidades precio de las exportaciones e importaciones. Por definición, según las ecuaciones [5] y [6] son negativas (η<0, φ<0). Si su suma en valor absoluto es mayor que uno (validación de la condición Marshall-Lerner), entonces β₃ tendría un signo negativo, pero si su suma en valor absoluto es menor que uno, entonces β₃ tendría un signo positivo. Así las cosas, el efecto de la evolución de los términos de intercambio sobre el comportamiento del producto es teóricamente ambiguo.

Antes de iniciar el análisis econométrico de la ecuación [16] conviene revisar el comportamiento histórico de las corrientes netas de capital en millones de pesos a precios de 1993 (K), su participación en el PIB en tantos por ciento (K/Y) y su gráfica cruzada; de los valores históricos que tomaron θ y (1 - θ), y de la evolución de los términos de intercambio base 1980=100 (TI) y su gráfica de dispersión respecto al producto.

El comportamiento de los flujos netos de capital se entiende si recordamos que sólo posterior al quiebre del sistema de Bretton Woods la movilidad del capital a nivel internacional aumentó significativamente (^{Puyana, 2003}). A la par, encontramos la aparición del nuevo paradigma ligado a la liberalización de los mercados financieros, adoptado tanto en países desarrollados como en semiindustrializados. A nivel interno cuatro hechos resultan clave: la Ley para Promover la Inversión Mexicana y Regular la Inversión Extranjera de 1973, el inicio de la liberalización de la cuenta de capitales de facto por el auge petrolero, la flexibilización de la legislación vigente por parte de la Comisión Nacional para la Inversión Extranjera en 1984 y la Ley de Inversión Extranjera de 1993 (^{Clavijo y Valdivieso, 2000, pp. 31-35}). Baste decir que en los ochenta, México tenía uno de los regímenes de inversión extranjera más restrictivos del mundo (^{Blanco, 1994}), y que la Ley de 1993 se inscribe como pieza fundamental del nuevo modelo de desarrollo (^{Gurría, 1994}).

A lo largo del período analizado es claro que México ha sido tanto país de origen como de destino del capital y, a excepción de 1981 cuando la participación de las corrientes netas de capital alcanzó la cifra récord de 8.33%, en la mayoría de los años el cociente ha sido más bien reducido. Visto el período en su conjunto México aparece como un país exportador neto de capitales, y la participación de las corrientes netas de capital en el PIB apenas alcanza la cifra de 0.07%. En fechas más próximas, por ejemplo, 1994 y 2003, o 1996 y 2003, las participaciones ascendieron a 1.06 y 1.15%. Como consecuencia de lo dicho anteriormente, en el panel inferior de la Gráfica 3 la dispersión de la nube de puntos no sugiere ninguna asociación entre los flujos netos de capital y el PIB. Por último, en el Cuadro 6 destacamos que el orden de integración de la variable en cuestión es cero (I=0), es decir estacionaria, lo cual tiene sentido económico, pues sólo su acumulado tendría que generar un comportamiento no estacionario.

Fuentes: elaboración propia con base en Banco de México y el INEGI.

Gráfica 3 

Notas: *, ** y *** indican niveles de significancia de 10, 5 y 1%, respectivamente. El número de rezagos según el criterio de información de Schwartz; se incluyó un intercepto.

Cuadro 6: Prueba de raíces unitarias 

En la Gráfica 4 observamos que el valor de θ es permanentemente positivo, y el valor de (1 - θ) es negativo en algunos años y positivo en otros. En promedio entre 1929 y 2003 sus valores fueron 0.996 y 0.004, respectivamente -lo cual ciertamente aporta evidencia acerca del planteamiento básico de la sostenibilidad de la cuenta corriente en el largo plazo-. Pero no podemos dejar de mencionar que, en el panel inferior de la gráfica se sugiere una ligera tendencia ascendente del ponderador en cuestión.

Fuentes: elaboración propia con base en Banco de México y el INEGI.

Gráfica 4 

En la Gráfica 5 observamos la evolución de los términos de intercambio entre 1929 y 2003, y en su panel inferior se sugiere una asociación negativa entre la variable de estudio y el PIB. En el Cuadro 7 revelamos que los términos de intercambio se comportan como una variable no estacionaria (I=1), lo que no deja de ser un resultado relativamente raro pero explicable por la longitud del período cubierto. Un resultado similar reporta ^{Moreno-Brid (2000)} para el período 1967-1999.

Fuentes: elaboración propia con base en Banco de México y el INEGI.

Gráfica 5 

Notas: el número de rezagos según el criterio de información de Schwartz; se incluyó un intercepto; *, ** y *** indican niveles de significancia de 10%, 5% y 1% respectivamente.

Cuadro 7: Pruebas de raíces unitarias 

El análisis econométrico de la ecuación [16] fue insatisfactorio. A excepción del último subperíodo analizado no encontramos movimiento conjunto entre los logaritmos naturales del PIB de México y de Estados Unidos, de los términos de intercambio y de las corrientes netas de capital (Cuadro 8). De hecho, las pruebas de congruencia estadística sobre el modelo VAR estimado no fueron completamente satisfactorias. Sin embargo, queremos destacar que si bien el valor del parámetro β₂ es casi cero como resultado del valor reducido de (1 - θ), su signo positivo es revelador. Interpretamos como una buena noticia que a partir del subperíodo 1996-2003 exista co-integración entre las variables en juego, y que el signo asociado a los flujos netos de capital sea positivo y no negativo. Asimismo, desde un punto de vista macroeconómico, el reducido valor de β₂ tiene sentido ya que por un lado, y definitivamente, los influjos de capital externo representan una fuente alternativa de financiamiento de la inversión pero, por el otro, existe evidencia acerca de una relación negativa con las importaciones.⁶

Notas: las pruebas de la traza y del valor propio máximo indicaron la existencia de cointegración entre las variables en todos los casos reportados.

Cuadro 8: Prueba de Johansen: vectores de cointegración normalizados 

Al excluir del análisis econométrico a las corrientes netas de capital los resultados del análisis fueron satisfactorios, ya que encontramos movimiento conjunto del resto de variables contenidas en la ecuación [16] (Cuadro 9).

Notas: las pruebas de la traza y del valor propio máximo indicaron la existencia de cointegración entre las variables en todos los casos reportados.

Cuadro 9: Prueba de Johansen: vectores de cointegración normalizados 

Si bien los coeficientes estimados α y β₁ no son exactamente lo mismo, sus valores cercanos sirven como un análisis confirmatorio. Entre 1929 y 2003 en el primer caso obtuvimos un valor de 1.525 y en el segundo caso un valor de 1.686. Por su parte, en el período y subperíodos analizados el signo del parámetro β₃ fue negativo, lo que indica que, en valor absoluto, la suma de las elasticidades precio de las exportaciones e importaciones es mayor a uno, o en otras palabras, que la condición Marshall-Lerner se cumple para el caso de nuestra economía.

El valor de -0.452 de β₃ a lo largo del período implica, si suponemos una elasticidad ingreso de las importaciones de 0.775 (^{Moreno-Brid, 1999}), que la suma en valor absoluto de las elasticidades precio de las exportaciones e importaciones ascendió a 1.35. En el caso de ^{Loría (2001)}, esta suma es de 1.73 entre 1970 y 1999, y en ^{Dornbusch y Werner (1994)} es de 1.28 para el período 1984-1993.

Por último, cabe señalar que el signo negativo asociado a los términos de intercambio implica, en términos de la macroeconomía abierta moderna, la conveniencia de promover un tipo de cambio real competitivo. Por tanto, conviene impulsar políticas que promuevan la productividad del trabajo y la competitividad de las empresas mexicanas, y no es recomendable sostener un peso sobrevaluado sino lo contrario, para estimular las exportaciones y evitar, si acaso, que se continúen destruyendo las cadenas productivas por las importaciones indiscriminadas.

Conclusiones

Desde un punto de vista poskeynesiano los factores clave para entender y evaluar el desempeño macroeconómico de un país son la dinámica productiva del resto del mundo, el comportamiento de los flujos netos de capital, la evolución de los términos de intercambio y las elasticidades ingreso y precio de las exportaciones e importaciones.

En el modelo reducido las cosas son claras. Dada la relación de las elasticidades ingreso de las exportaciones e importaciones (α), el crecimiento económico del país en cuestión depende de la dinámica productiva del resto del mundo. En el plano de la política económica la recomendación salta a la vista: se trata de instrumentar políticas que incrementen el valor de la elasticidad ingreso de las exportaciones y reduzcan el valor de la elasticidad ingreso de las importaciones.

La especificación propuesta en la ecuación [16] permite descubrir los efectos de las corrientes netas de capital y de los términos de intercambio sobre la actividad productiva. Desde un punto de vista macroeconómico los influjos de capital relajan la restricción externa al crecimiento, pero la significatividad estadística del parámetro en cuestión (β₂) depende de su tamaño respecto a los ingresos totales de la balanza de pagos (1 - θ). Por su parte, en la macroeconomía abierta contemporánea el recíproco de los términos de intercambio se conoce como tipo de cambio real. Así las cosas, es conveniente procurar ganancias de competitividad para mejorar a las exportaciones netas y, derivadamente, promover el crecimiento económico. Sin embargo, el signo del coeficiente que relaciona al crecimiento económico con la evolución de los términos de intercambio (β₃) depende de la suma de las elasticidades precio de las exportaciones e importaciones. El efecto deseado del coeficiente en cuestión es negativo, lo que implica el cumplimiento de la condición Marshall-Lerner, y en tal dirección apuntaron nuestros resultados -en oposición a los reportados por ^{Garcés (2002)}.

Para explorar empíricamente los modelos teóricos planteados, el presente trabajo utilizó intensivamente técnicas econométricas modernas con base a estadísticas oficiales. El período seleccionado inicia en 1929 y cierra en 2003. Asimismo, siguiendo las periodizaciones propuestas por distintos autores, dividimos la muestra en varios segmentos, con la finalidad de comprender con mayor profundidad la historia reciente de nuestro país.

Los resultados obtenidos indican que, históricamente, el crecimiento económico de México está ligado básicamente a la dinámica productiva de nuestro vecino del norte y a la evolución de los términos de intercambio. Vale la pena destacar que los valores específicos de los parámetros de interés son reveladores, +1.525 (o +1.686) y -0.452, respectivamente. Pero si estudiamos el desempeño de la economía en las últimas dos décadas las cosas cambian. Si bien se mantienen las relaciones de movimiento conjunto entre las variables antes señaladas y se adicionan las corrientes netas de capital, lo cual representa una buena noticia, la relación entre las elasticidades ingreso de las exportaciones e importaciones disminuye. Como consecuencia, la tasa de crecimiento histórica de nuestro país señala una significativa reducción, en el sentido de un claro alineamiento respecto a la dinámica productiva de Estados Unidos. Para cerrar queremos comentar que es correcto inferir de los resultados del modelo ampliado dos cuestiones. En primer lugar, el hecho de que si bien los efectos macroeconómicos de los influjos de capital son definitivamente positivos, por el momento no parecen constituirse como la solución a los problemas de balanza de pagos. En segundo, resulta conveniente instrumentar políticas que coadyuven al incremento de la productividad del trabajo y que promuevan las ganancias de competitividad de las empresas, así como evitar la sobrevaluación del peso respecto al dólar.