Visor de obras.

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UNED e Instituto de Estudios Fiscales

Universidad Complutense y Ministerio de Economía y Hacienda

La inversión extranjera directa (en adelante IED) ha desempeñado un papel crucial en el intenso proceso de transformación de la economía española ocurrido en los últimos treinta años. Como es sabido, a partir de las medidas liberalizadoras introducidas por el Plan de Estabilización de 1959, se registraron unas entradas crecientes de capital extranjero que permitieron a la economía española pasar de una situación hasta entonces caracterizada por un atraso relativo y un casi total aislamiento, a otra de una mayor integración en los mercados mundiales. Por otra parte, la incorporación de España a la Comunidad Económica Europea (CEE) el 1 de enero de 1986 ha significado un nuevo impulso para la IED, reflejando las perspectivas favorables para la economía española asociadas con la creación del mercado único europeo prevista para 1993³⁴.

Los cuadros 1 a 4 ofrecen una aproximación acerca de la importancia cuantitativa de la IED en la economía española. Con el fin de

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simplificar la presentación, hemos dividido el período de estudio en varios subperíodos caracterizados por un comportamiento relativamente homogéneo de la economía: la década de los sesenta (1961-70), los años de intenso crecimiento a comienzos de los setenta (1971-73), la primera parte de la crisis económica coincidente con la transición a la democracia (1974-77), la segunda parte de la crisis (1978-85) y los años de la recuperación, que se corresponden también con el período de integración en la CEE (1986-89).

El Cuadro 1 presenta las cifras globales de inversión extranjera bruta durante el período 1962-90 y los subperíodos considerados, así como su distribución por modalidades. Como puede apreciarse, la IED ha constituido tradicionalmente el componente dominante de los ingresos brutos por inversiones extranjeras, con porcentajes cercanos al 50 %, si bien en los últimos años su peso relativo ha descendido en beneficio de la inversión en cartera. De todas formas, si contempláramos las cifras de inversión extranjera neta (esto es, inversiones menos desinversiones), la menor participación de la IED en el total se relativizaría considerablemente dado el carácter especulativo de la inversión en cartera, que se manifiesta simultáneamente en un elevado volumen de desinversión.

IED		PIB	IED: Porcentaje s/PIB	FBC	IED: Porcentaje s/FBC
1961-70	82,5	16.008,8	0,46	4.220,2	1,95
1971-73	65,3	10.627,8	0,61	2.769,4	2,35
1974-77	104,8	27.597,1	0,38	7.512,9	1,39
1978-85	979,6	151.408,5	0,65	31.285,5	3,13
1986-89	2.263,3	151.889,1	1,49	35.105,0	6,45
1961-89	3.495,5	341.682,6	1,02	80.893,0	4,32
Fuente: Balanza de Pagos. Corrales y Taguas (1989) y elaboración propia.
Nota: La columna 1 no coincide con la columna 2 del Cuadro 1 por la distinta fuente estadística.

En el Cuadro 2 se ofrecen los porcentajes que representa la IED sobre el Producto Interior Bruto (PIB) y la Formación Bruta de Capital (FBC), como indicadores de su importancia relativa en el conjunto de   —110→   la economía española. Se observa la existencia de una tendencia creciente en ambos porcentajes (rota únicamente durante el subperíodo 1974-77, años de una gran inestabilidad política), que experimenta además un espectacular salto a partir de la incorporación de España a la CEE.

IED total		IED en actividades manufactureras	Porcentaje s/total	Porcentaje s/IED	Porcentaje s/total
1961-70	82,5	58,6	71,03	23,9	28,94
1971-73	65,3	53,1	81,26	12,2	18,74
1974-77	104,8	78,7	75,10	26,1	24,90
1978-85	979,6	622,9	63,59	356,7	36,41
1986-89	2.263,3	1.022,5	45,18	1.240,8	54,82
1961-89	3.495,5	1.835,8	52,52	1.659,7	47,48
Fuente: Balanza de Pagos y elaboración propia. Véase la nota al cuadro 2.

Según indica el Cuadro 3, las actividades manufactureras han atraído tradicionalmente la mayor parte de la IED (alrededor de un 70 % del total), principalmente los sectores químico, vehículos y maquinaria. Sin embargo, en el último subperíodo parece registrarse un cambio de tendencia, al observarse una reducción de su participación por debajo del 50 %, una disminución que se explicaría fundamentalmente por el aumento de la IED en actividades financieras, de seguros y de promoción inmobiliaria.

Por último, el Cuadro 4 muestra el desglose de la IED según su procedencia geográfica, centrándonos en sus dos principales fuentes de origen: la CEE y los Estados Unidos (EE. UU.). Si bien la participación de ambas áreas en el total fue similar en el primer subperíodo, se detecta un creciente peso de los flujos procedentes de la CEE y una disminución de los que tienen su origen en los EE. UU. De nuevo, esta tendencia se refuerza notablemente en el último subperíodo.

A pesar del papel decisivo de la IED en la evolución reciente de la economía española, la evidencia empírica disponible hasta ahora es más bien escasa, siendo en general de carácter descriptivo y, especialmente aquellos estudios de tipo intersectorial, a veces parcial, en el sentido

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IED total		IED procedente de la CEE	Porcentaje s/total	IED procedente de los EE. UU.	Porcentaje s/total
1961-70	82,5	27,5	33,38	27,3	33,13
1971-73	65,3	26,3	40,34	22,9	35,04
1974-77	104,8	42,7	40,77	31,7	30,26
1978-85	979,6	401,7	41,00	195,3	19,94
1986-89	2.263,3	1.309,8	57,87	123,8	5,47
1961-89	3.495,5	1.808,0	51,73	401,0	11,47
Fuente: Balanza de Pagos y elaboración propia.

de examinar solamente un aspecto (como el comercio o la rentabilidad) en su relación con la inversión extranjera³⁵.

Desde un punto de vista macroeconómico, destaca en primer lugar el trabajo pionero de Varela y Rodríguez de Pablo (1974), donde se discutían los objetivos previstos para el capital extranjero dentro del proyecto liberalizador acometido en 1959: complemento del ahorro y la formación bruta de capital internos, mecanismo compensatorio del crónico déficit de la balanza comercial española, y aportación de la tecnología y experiencia imprescindibles para la renovación del sistema productivo español.

Posteriormente, Donges (1976) llevaba a cabo un primer análisis de la relación existente entre la IED y sus posibles determinantes: el coste unitario relativo del trabajo entre el extranjero y España, y la variación porcentual del PIB español. Este estudio cubría el período 1959-74 y diferenciaba entre la IED total, la procedente de los EE. UU., Suiza y República Federal de Alemania, y la que significaba una participación mayoritaria o minoritaria. Los resultados obtenidos mostraban una relación positiva y significativa de los flujos de IED con el coste laboral relativo, y una relación positiva pero no significativa (excepto para la IED procedente de Suiza y Alemania) con la tasa de crecimiento del PIB.

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En un trabajo reciente, y en el contexto de un modelo global de la balanza de capitales para el período 1970-90, Felipe y Fernández (1991) obtenían un efecto sobre la IED de signo positivo por parte del nivel del PIB español y del índice de cotización bursátil de Madrid (como indicador de expectativas financieras), y de signo negativo por parte del riesgo político asociado con la transición a la democracia, así como de un índice relativo de costes laborales unitarios entre España y un conjunto de países extranjeros (en este último caso, sin embargo, en el límite de significatividad al 10 %).

Por último, en Bajo (1991b) y Bajo y Sosvilla (1991) se obtenía como conclusión principal, para el período 1961-88, que los flujos totales de IED vendrían mejor explicados por el tamaño del mercado español (aproximado por el nivel del PIB), así como por las perspectivas favorables de estabilidad macroeconómica asociadas con la integración española en la CEE, y no tanto por los menores costes laborales relativos que presenta nuestra economía. Estos resultados se mantenían en general al desglosar la IED en manufacturera y no manufacturera y para la procedente de la CEE, salvo por el papel significativo que sí parecían desempeñar los menores costes laborales españoles en el caso de la IED no manufacturera.

A partir de la evidencia examinada brevemente en los párrafos anteriores, y en particular la ofrecida por los dos últimos trabajos citados, el objetivo de este artículo sería el de proporcionar evidencia empírica adicional, utilizando una especificación alternativa, sobre la asignación a lo largo del tiempo de los flujos agregados de IED recibidos por la economía española durante el período 1961-89. Para ello utilizaremos algunos desarrollos econométricos recientes basados en el análisis de cointegración que nos permitirán obtener estimaciones robustas acerca de las relaciones de largo plazo entre la IED y sus posibles determinantes.

El trabajo se organiza de la manera siguiente. En la Sección 2 se presenta un modelo teórico simple del comportamiento de una empresa multinacional (EMN) que asigna sus factores productivos entre diferentes localizaciones geográficas que, tras algunas modificaciones, nos servirá de base para el análisis econométrico posterior cuyos resultados se muestran en la Sección 3. Por último, la Sección 4 recoge las principales conclusiones, junto a una serie de reflexiones sobre política económica sugeridas por los resultados previamente obtenidos.

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El objetivo de esta Sección es el de esbozar brevemente un modelo teórico sobre las decisiones de inversión llevadas a cabo por una EMN³⁶, que se modifica posteriormente con objeto de adaptarlo al análisis econométrico cuyos resultados se ofrecen en la Sección siguiente. La estructura del modelo es similar a la de los desarrollados, entre otros, por Ray (1977), Goldsbrough (1979), Barrell y Pain (1991) y Stevens y Lipsey (1992), y con él intentaremos destacar el papel desempeñado por el nivel de demanda y los costes relativos a la hora de determinar la localización de la producción y del volumen de capital por parte de una EMN.

Supondremos, en primer lugar, que la EMN se enfrenta a la decisión de llevar a cabo o no una IED, lo cual implicaría la elección de un nivel de producción en el país extranjero. La función de costes de la empresa tiene dos componentes, relacionados con la producción en la planta nacional y en la extranjera, respectivamente:

(1)

C = cd (Qd) Qd + cf (Qf) Qf

donde C y c indican los costes totales y unitarios, Q es el nivel de producción, y los subíndices d y f hacen referencia a las variables nacionales y extranjeras, respectivamente. Por tanto, la empresa minimizaría (1) sujeta a la restricción de que la producción debería ser igual a la demanda total, D:

(2)

Qd + Qd = D

A partir de las condiciones de primer orden, obtenemos que el nivel de producción de equilibrio en la planta extranjera viene dado por:

(3)

donde son los dos positivos³⁷, siendo . Esto es, el nivel de producción en la   —114→   planta extranjera vendría relacionado positivamente con la demanda total y negativamente con sus costes unitarios con respecto a los de la planta situada en el país de origen de la EMN.

Sin embargo, una vez que se ha tomado la decisión de producir en el exterior, la EMN debe afrontar una segunda elección referente a la sustitución entre inputs dentro de la planta extranjera. Suponiendo por simplicidad que la producción en la planta extranjera se realiza utilizando dos inputs, trabajo (L) y capital (K), por medio de una tecnología Cobb-Douglas, la sucursal extranjera minimizaría sus costes totales

(4)

(donde w y q indican, respectivamente, el salario y el coste de uso del capital, ambos en términos reales), sujeto a la restricción dada por la función de producción

(5)

De nuevo, a partir de las condiciones de primer orden podemos obtener:

de manera que, sustituyendo Lf a partir de la función de producción y despejando Kf tenemos que

(6)

Sustituyendo posteriormente Qf a partir de (3), obtenemos la expresión final para el volumen de capital total deseado por la sucursal de la EMN en el país extranjero:

(7)

Como puede verse en (7), el volumen de capital deseado aparece relacionado positivamente con la demanda total, que aproximaría la rentabilidad de la IED; y negativamente con los costes unitarios del país de destino de la inversión, relativos a los del país de origen de la EMN. Adviértase, no obstante, que ahora el efecto de los costes unitarios relativos   —115→   no es inequívoco en el caso del trabajo, al tener en cuenta la sustitución entre inputs: un aumento de los salarios en el país receptor de la inversión podría llevar a un mayor (en vez de menor) volumen de capital si en dicho país existe un fuerte efecto sustitución entre trabajo y capital (véase Cushman (1987) para un análisis más detallado)³⁸.

La ecuación (7) podría ampliarse introduciendo el efecto de las barreras comerciales en el país receptor de la inversión mediante un término adicional en la función de costes (1), que daría lugar a una relación positiva con Qf (y por tanto con Kf): unas barreras comerciales altas implicarían un incentivo para aquellas empresas que desearan acceder a dicho mercado, estableciéndose allí por medio de la IED con objeto de superar dichas barreras³⁹.

A partir de la discusión anterior, omitiendo subíndices y agregando entre sucursales de empresas extranjeras, podemos escribir una expresión para el volumen deseado de capital extranjero en el país receptor de la inversión, indicado por K*, como sigue

(8)

donde K* dependería positivamente del nivel de demanda agregada (DA); negativamente de los costes unitarios relativos (del país receptor con respecto al país de origen de la inversión) (CUR), a menos que existiese un fuerte efecto sustitución entre capital y trabajo, como se indicó anteriormente (véase nota 5); y positivamente del nivel de barreras arancelarias (T).

Obsérvese finalmente que el nivel de IED en un período sería el resultado de una acumulación de decisiones pasadas con objeto de modificar el volumen de capital deseado, de manera que, debido a costes de ajuste y desfases operativos, podemos escribir

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(9)

donde es un polinomio en el operador de desfases B. Por lo tanto, la IED sería una función de los determinantes de K* (tal como aparecen en (8)), así como del volumen de capital extranjero al comienzo del período (K_1).

Nuestro análisis empírico se basará en las ecuaciones (8) y (9), que han sido ampliadas con objeto de considerar tres efectos adicionales. En primer lugar, la inestabilidad de carácter macroeconómico, que reflejaría la existencia de presiones económicas internas y de incapacidad para equilibrar el presupuesto o restringir la oferta monetaria, podría afectar a las expectativas de rentabilidad de los inversores internacionales. Hemos utilizado la tasa de inflación de la economía española como indicador de dicha inestabilidad, en el sentido de que una menor tasa de inflación debería indicar un mejor clima para la inversión extranjera, favoreciendo por tanto las entradas de IED en nuestro país⁴⁰.

En segundo lugar, la integración de España en la CEE a partir del 1 de enero de 1986 debería haber significado un cambio en las expectativas de los inversores extranjeros en nuestro país: si bien la reducción en las barreras comerciales podría llevar a una preferencia por las exportaciones en lugar de la IED, cabría argumentar también que los inversores extranjeros podrían esperar mejores perspectivas para una economía definitivamente integrada en la Europa desarrollada, especialmente de cara a la creación de un mercado único europeo en 1993, con la posibilidad adicional de utilizar España como plataforma exportadora para abastecer otros mercados europeos. Hemos aproximado los efectos derivados de la integración española en la CEE mediante una variable ficticia para los años de pertenencia a la Comunidad.

En tercer lugar, hemos investigado también la posible influencia del tipo de cambio sobre la IED. Es éste un tema recurrente en la literatura sobre IED, que se remonta a Aliber (1970). Según este autor, el patrón de IED reflejaría el hecho de que las EMN capitalizan una misma corriente de rendimientos esperados a una tasa más elevada que las empresas de los países receptores de la IED, lo que se explicaría por la menor fortaleza relativa de las monedas de dichos países. En consecuencia,   —117→   sus empresas estarían en desventaja frente a las de los países exportadores de capital, ya que deberían tomar prestado a un tipo de interés que incluiría una prima por el riesgo de una posible depreciación de su moneda; por tanto, al no tener que pagar dicha prima, las EMN afrontarían sus inversiones con un menor coste financiero.

Con posterioridad, el papel del tipo de cambio se ha incorporado en distintas. contribuciones, tanto teóricas como empíricas, habiendo cobrado un renovado interés con la teoría, más elaborada e incorporada en un modelo formal, propuesta recientemente por Froot y Stein (1991). Según esta teoría, y debido a la existencia de información imperfecta en los mercados de capitales, un bajo valor real de la moneda nacional estaría asociado con entradas de IED, ya que la depreciación aumentaría la posición relativa de riqueza de los agentes extranjeros y podría llevarles, por tanto, a demandar activos nacionales con mayor intensidad⁴¹.

En cualquier caso, debe señalarse (véanse, por ejemplo, Agarwal (1980) o Froot y Stein (1991) que estas hipótesis, si bien sirven para arrojar luz sobre la relación entre tipo de cambio e IED, no constituyen en sí mismas una explicación única de la IED, debiendo considerarse complementarias respecto a modelos como el anteriormente desarrollado en la presente Sección.

En nuestra aplicación empírica no se incluirá la variable (K_1), al no existir estimaciones del volumen de capital extranjero en España. Precisamente por ello, utilizaremos como variable dependiente los ingresos por IED recibidos por la economía española según cifras de balanza de pagos (véase más abajo), si bien esta variable no es estrictamente equivalente a la formación de capital por parte de los agentes extranjeros⁴².

Por último, y a diferencia de Bajo y Sosvilla (1991), el modelo empírico se especificará en forma lineal logarítmica, de acuerdo con la siguiente expresión:

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donde la letra L antepuesta a una variable indica el logaritmo de dicha variable. De acuerdo con las hipótesis teóricas y las consideraciones adicionales anteriormente expuestas, los signos esperados para los distintos coeficientes serían los siguientes:

A partir de la ecuación (10), los ingresos por IED estarían, pues, relacionados con:

1. El Producto Interior Bruto español en términos reales (PIB), como variable aproximativa del tamaño del mercado español⁴³.
2. La tasa de inflación española (INF), como una aproximación al grado de inestabilidad macroeconómica.
3. Los costes laborales unitarios españoles (CLU)⁴⁴.
4. Los costes de uso del capital españoles (CUC)⁴⁵.
5. Una medida de las barreras comerciales (PROT)
6. El tipo de cambio efectivo real de la peseta frente a los países industrializados (TCER)⁴⁶.
7. Una variable ficticia para los años de integración en la CEE (DCEE), que reflejaría las expectativas asociadas con la pertenencia a la Comunidad.

Con respecto a la variable dependiente, utilizaremos, en primer lugar, los ingresos brutos por IED recibidos por la economía española, según cifras de balanza de pagos, que denominamos INV. Asimismo, analizaremos la IED en actividades manufactureras y no manufactureras, y la procedente de la CEE y los EE. UU., que denominamos INVM, INVN, INVE e INVUS, respectivamente.

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Los datos utilizados son de periodicidad anual y cubren el período 1961-1989. No obstante, las ecuaciones en las que aparecen las variables TCER, CUC y PROT se han estimado para el período 1964-1988, ante la ausencia de datos anteriores a 1964 para las dos primeras, y posteriores a 1988 para las dos últimas. La definición exacta de las diferentes variables, así como las fuentes de datos, se detallan en el Apéndice 1⁴⁷.

En esta Sección vamos a llevar a cabo el análisis de las relaciones de equilibrio de largo plazo entre la IED y sus determinantes en la economía española mediante el uso de la técnica econométrica de la cointegración⁴⁸.

Como es bien sabido, el primer paso en este tipo de análisis consiste en la determinación del orden de integrabilidad de las variables seleccionadas por el modelo teórico. Este viene dado por el número de veces que la serie debe ser diferenciada para convertirla en estacionaria. Una serie estacionaria se denomina I(0), y una serie que es integrable de orden 1 se denomina I(1), Una serie no estacionaria presenta una media y/o varianza que cambia con el tiempo. Así, la presencia de una raíz unitaria en la serie temporal de una variable (o, en otras palabras, cuando la variable es I(1)) da lugar a que cualquier perturbación aleatoria tenga un efecto permanente sobre los valores futuros de la variable, mientras que tales perturbaciones tienen sólo un efecto transitorio en variables estacionarias (esto es, variables I(0)).

Existen diversos contrastes estadísticos para detectar la presencia de raíces unitarias en una serie temporal, si bien nosotros utilizaremos los contrastes no paramétricos propuestos por Phillips y Perron (1988). Estos contrastes generalizan la especificación del proceso generador de los datos (PGD), abandonando el supuesto simplificador de perturbaciones idéntica e independientemente distribuidas subyacente en los contrastes clásicos de Dickey y Fuller, e imponiendo condiciones más generales sobre la secuencia de la perturbación⁴⁹. Los resultados de estos   —120→   contrastes (presentados en el Apéndice 2) muestran que todas las series utilizadas son I(1) (es decir, que la serie de sus primeras diferencias sería estacionaria), excepto LINVUS que es I(0) (es decir, estacionaria en niveles).

Una vez que hemos determinado el orden de integrabilidad de las diferentes variables, investigamos la presencia o no de relaciones de cointegración entre ellas. En otras palabras, se trata de analizar si existen o no relaciones lineales estacionarias entre variables no estacionarias, lo que permitiría estimar y contrastar las posibles relaciones de largo plazo entre dichas variables, tal y como sugiere la teoría económica. La metodología que emplearemos es la desarrollada por Engle y Granger (1987).

Para ello, en una primera etapa, llevamos a cabo regresiones de cada una de nuestras variables dependientes (excepto LINVUS, que resultaba ser estacionaria⁵⁰) sobre los posibles determinantes que aparecen en la ecuación (10). Tradicionalmente, la estimación se obtiene por el método de mínimos cuadrados ordinarios (MCO), que si bien da lugar a estimadores superconsistentes asintóticamente (véase Stock (1987)), puede presentar sesgos importantes en muestras pequeñas (véase Banerjee, Dolado, Hendry y Smith (1986)). No obstante, este sesgo puede eliminarse mediante el uso del procedimiento de estimación propuesto por Phillips y Hansen (1990)⁵¹.

Nótese además que, si bien la dependencia conjunta de la mayor parte de las series macroeconómicas y su no estacionariedad invalida la aplicación rutinaria de muchos procedimientos estadísticos al uso, el método de Phillips y Hansen permite el cálculo de un tipo de contrastes de Wald con correcciones semiparamétricas para la presencia de correlación serial y sesgo de endogeneidad (denominados contrastes de Wald plenamente modificados, distribuidos en el límite como una 2) que hacen posible llevar a cabo la inferencia estadística de acuerdo con los procedimientos habituales.

Para contrastar la hipótesis nula de no cointegración hemos utilizado tanto los estadísticos habituales (el Durbin-Watson de la regresión de cointegración (CRDW) y el Dickey-Fuller sobre los residuos de la regresión, en sus dos versiones: aumentado o sin aumentar (CRADF o CRDF)), como los contrastes más recientes propuestos por Phillips y Ouliaris (1990), (CRt), basados en la aplicación de los tests de Phillips   —121→   y Perron (1988) a los residuos de la regresión de cointegración. En este análisis de las posibles relaciones de largo plazo entre las variables adoptamos una estrategia gradual, partiendo de la combinación más general (ecuación (10)) y eliminando variables en la medida en que las ecuaciones estimadas no resultaran del todo satisfactorias.

La ecuación de largo plazo estimada para la IED total, una vez eliminadas las variables no significativas, es la siguiente⁵²:

Adviértase que, en las ecuaciones (11) a (14), los números entre paréntesis debajo de cada coeficiente no son los habituales estadísticos sino, como mencionamos anteriormente, los estadísticos de Wald plenamente modificados que se distribuyen como una 2 con un grado de libertad, cuyos valores críticos son 2,71, 3,84 y 6,63 para unos niveles de significatividad de un 10 %, un 5 % y un 1 %, respectivamente.

Como se aprecia en la ecuación (11), la variable que aparece como más influyente es el tamaño del mercado español, aproximado por el nivel del PIB a precios constantes. De hecho, la hipótesis del tamaño del mercado ha desempeñado generalmente un papel altamente significativo en otros estudios anteriores, tanto en términos de niveles, como en este trabajo (Bandera y White (1968), Scaperlanda y Mauer (1969, 1972), Goldsbrough (1979), Lunn (1980, 1983), Scaperlanda y Balough (1983), Culem (1988), o Barrell y Pain (1991)) como en términos de crecimiento (Goldberg (1972), Root y Ahmed (1979), Scaperlanda y Balough (1983), o Culem (1988))⁵³.

Otra variable que parece mostrar un efecto relevante es la inflación, lo que sugiere que la inestabilidad de carácter macroeconómico, reflejada en una tasa elevada de crecimiento de los precios, habría perjudicado la IED.

  —122→  

El coeficiente de las barreras comerciales muestra el signo positivo esperado, lo que puede interpretarse como una señal de que los inversores extranjeros habrían acudido a la economía española con el fin de superar unas barreras comerciales relativamente elevadas, reforzando así nuestro anterior resultado sobre la importancia del mercado español para la IED. Un resultado similar para el caso de la IED norteamericana en la CEE se obtiene en Scaperlanda y Balough (1983).

Por último, se obtiene también un coeficiente negativo y significativo para el tipo de cambio efectivo real, confirmando los argumentos expuestos en la Sección 2 (véanse, entre otros, Cushman (1985, 1988), Ray (1989), Slemrod (1990), Barrell y Pain (1991) y Froot y Stein (1991)).

Nótese, por otra parte, que se ha señalado (véase, por ejemplo, Froot (1990)) que las EMN, tanto a través de sus decisiones de financiación como de inversión, desempeñarían una cierta influencia estabilizadora sobre los tipos de cambio. Ello podría sugerir la existencia de una relación de simultaneidad entre IED y tipo de cambio. Hemos contrastado la posibilidad de exogeneidad débil de la variable LTCER en la ecuación (11) por medio del test de Hausman, utilizando como instrumentos para dicha variable el logaritmo de la oferta monetaria (medida tanto por M1 como por M3) y los tipos de interés nominales español y mundial, tomados todos ellos de la base de datos del MOISEES. De los resultados obtenidos se puede concluir que no hay evidencia en contra de la hipótesis nula de no simultaneidad entre LTCER y la variable dependiente LINV.

Los costes laborales unitarios españoles aparecían en la regresión de la IED total con un coeficiente negativo pero no significativo. A su vez, cuando los costes laborales relativos entre España y el extranjero se incluían conjuntamente en la regresión su coeficiente en general resultaba ser positivo, pero no significativo. De hecho, la evidencia disponible en la literatura no es totalmente clara a este respecto, e incluye tanto efectos negativos y significativos de los costes laborales relativos (del país receptor con respecto al país de origen de la inversión) sobre las entradas de IED (véanse, por ejemplo, Goldsbrough (1979), Cushman (1987) o Barrell y Pain (1991)), como resultados no concluyentes (Culem (1988) o Cushman (1988)). Respecto a los costes de uso del capital, si bien el signo de su coeficiente era el teóricamente correcto (negativo), no resultaron nunca significativos ni separada ni conjuntamente.

Finalmente, no se obtuvo tampoco una relación significativa de largo plazo entre los ingresos totales por IED y nuestra variable de integración   —123→   en la CEE, a pesar de que su coeficiente presentaba el signo teóricamente esperado.

Pasando ahora a los componentes de la IED, las relaciones de largo plazo estimadas, para la IED manufacturera y la no manufacturera, respectivamente, son las siguientes:

y

Como puede verse en las ecuaciones (12) y (13), los resultados para la IED manufacturera y no manufacturera son similares a los obtenidos para la IED total con respecto a las variables PIB real e inflación. Por el contrario, ahora aparecen como significativos, ambos con signo negativo, el coste de uso del capital en la IED manufacturera, y los costes laborales unitarios en la IED no manufacturera.

Finalmente, la relación de largo plazo obtenida para los ingresos por IED procedentes de la CEE es la siguiente:

donde el efecto más sobresaliente es, de nuevo, el del PIB real, siendo también significativos los coeficientes de la tasa de inflación y de la variable   —124→   ficticia representativa de la integración española en la CEE. Este último resultado es comparable al obtenido por Schmitz y Bieri (1972), quienes hallaron un crecimiento notable de la IED procedente de los EE. UU. en la CEE al constituirse ésta. No se hallaron, por el contrario, relaciones significativas con los costes laborales unitarios y los costes de uso del capital (y lo mismo ocurría cuando se introducían conjuntamente los costes españoles y los de la CEE), ni con las barreras comerciales o el tipo de cambio efectivo real.

Señalaremos por último que los contrastes de cointegración que se muestran en la última línea de las ecuaciones (11) a (14) nos permiten rechazar la hipótesis nula de no cointegración, por lo que dichas ecuaciones pueden considerarse, de manera provisional, como relaciones de equilibrio a largo plazo.

La segunda etapa del procedimiento de Engle y Granger consiste en la especificación dinámica mediante la estimación de los denominados «modelos de corrección del error» (MCE). De acuerdo con el Teorema de Representación de Granger (véanse Granger (1986) y Engle y Granger (1987)), si un conjunto de variables están cointegradas, entonces existe una representación de dichas variables en forma de MCE, y viceversa. Esta correspondencia entre cointegración y MCE puede utilizarse como una contrastación más robusta de la validez de las regresiones de cointegración como relaciones a largo plazo (véase Dolado, Ericsson y Kremers (1991)),

El MCE permite capturar la dinámica del corto plazo hacia un equilibrio de largo plazo, en forma de ajuste gradual e incorporando la información proporcionada por los desequilibrios pasados. El MCE vendría dado, pues, por:

(15)

donde LIEDt, representa de nuevo el logaritmo de las diferentes variables de IED, Wt-1 sería igual a ût-1 (esto es, el error de equilibrio desfasado de las regresiones de cointegración (11) a (14)), X sería el vector de variables explicativas que aparecen en la ecuación (10), y indica el operador de primeras diferencias (es decir, para una variable cualquiera . Bajo la hipótesis nula de que no existe corrección del error, el coeficiente debería ser igual a cero.

Siguiendo la metodología de modelización «de lo general a lo específico» (véase, por ejemplo, Hendry y Mizon (1978)), comenzamos el análisis del corto plazo con un modelo sobreparametrizado con dos desfases

  —125→  

  —126→  

en todas las variables (tanto la de pendiente como las explicativas), que se fue simplificando (eliminando aquellas variables que no resultaban significativas) hasta obtener una representación escueta del PGD⁵⁴.

Los resultados de aplicar esta metodología se presentan en el Cuadro 5 para LINV, LINVM, LINVN, y LINVE⁵⁵. En dicho cuadro mostramos también algunos contrastes estadísticos de validación: N es un contraste de la normalidad de los residuos del modelo, que se distribuye como una 2 (2); ARCH es un contraste de la heteroscedasticidad condicional autorregresiva de los residuos, que se distribuye como una F(2,11), F(2,12), F(3,14) y F(3,17), respectivamente; y LM es un contraste de la autocorrelación de los residuos, que se distribuye como una F(2,13), F(2,14), F(3,17) y F(3,20), respectivamente.

Como señalan Dolado, Ericsson y Kremers (1991), a partir de la significatividad del término de corrección del error en el modelo dinámico (es decir, ), podemos disponer de un test adicional y de mayor potencia para contrastar la hipótesis nula de no cointegración. De los resultados que se muestran en el Cuadro 5 se desprende que se rechaza dicha hipótesis nula, confirmándose pues la existencia de relaciones de largo plazo. Los resultados son similares a los presentados en las ecuaciones (11) a (14), con la salvedad de que se detectan efectos adicionales en el corto plazo por parte del coste de uso del capital sobre la IED total, y de la variable impulso de integración en la CEE sobre la IED manufacturera. Finalmente, los contrastes de validación no muestran ninguna señal de mala especificación en las ecuaciones estimadas.

Hemos examinado a lo largo de este trabajo la validez empírica de una serie de hipótesis propuestas en la literatura con objeto de explicar la evolución de los ingresos agregados brutos por IED recibidos por la economía española durante el período 1961-89. Para ello, tras haber estructurado algunas de dichas hipótesis en un modelo teórico simple del comportamiento de una EMN que asigna sus factores productivos entre diferentes localizaciones geográficas, hemos utilizado una serie de técnicas econométricas recientemente desarrolladas, basadas en el análisis   —127→   de cointegración, que nos permiten obtener estimadores robustos de los diferentes parámetros en las correspondientes relaciones empíricas. Una vez determinado el orden de integrabilidad de las variables, hallamos una relación de largo plazo entre los ingresos brutos totales por IED y una serie de variables macroeconómicas: el nivel de PIB real, la tasa de inflación, el nivel de las barreras comerciales y el tipo de cambio efectivo real.

Al separar los ingresos totales por IED en sus dos componentes de IED manufacturera y no manufacturera, encontramos que sus determinantes eran en líneas generales los mismos, con las excepciones de las barreras comerciales y el tipo de cambio efectivo real, que no resultaban significativos, y del coste de uso del capital y los costes laborales unitarios reales, que resultaban significativos en los casos de la IED en actividades manufactureras y no manufactureras, respectivamente. Por otra parte, se obtuvo que los flujos de IED procedentes de la CEE estaban relacionados de nuevo con el nivel de PIB real y la tasa de inflación, así como con las expectativas asociadas con la integración española en la CEE.

Finalmente, se obtuvo también evidencia de que los datos pueden identificar un Mecanismo de Corrección del Error apropiado para la dinámica de corto plazo, proporcionando así un respaldo adicional a las ecuaciones de cointegración como relaciones de equilibrio a largo plazo.

Los resultados obtenidos en este trabajo confirman en general los anteriores de Bajo (1991b) y Bajo y Sosvilla (1991), y están también en la línea de los de Egea y López Pueyo (1991b) para la distribución por comunidades autónomas de la IED total, quienes concluían que aquellas comunidades que han recibido un mayor volumen de IED (fundamentalmente Madrid y Cataluña) venían caracterizadas por unos mayores niveles de renta «per capita» y por trabajador, una fuerza de trabajo altamente cualificada, y una estructura productiva basada predominantemente en actividades industriales y de servicios.

A partir de los resultados anteriores podemos extraer algunas implicaciones de política económica, así como hacer algunas reflexiones de cara a las posibilidades futuras de atracción de IED por parte de la economía española. En primer lugar, se confirma que la combinación de una economía estable y en crecimiento constituye el marco imprescindible para sostener un elevado nivel de ingresos por IED en los próximos años. Asimismo, las expectativas generadas por la creación de un mercado único europeo en 1993, con la consiguiente adopción de   —128→   posiciones estratégicas por parte de las EMN, desempeñarán un papel fundamental a la hora de atraer hacia nuestra economía una porción creciente de los flujos de inversión internacionales, y muy en particular para los procedentes de la CEE. A este respecto es interesante señalar que Fernández y Sebastián (1989), en su estudio sobre los determinantes de exportaciones e importaciones, obtuvieron también un efecto significativo de la integración española en la CEE solamente para el comercio con dicha área geográfica pero no para el total. Ello podría interpretarse como una indicación de que la integración española en la CEE habría afectado de manera muy intensa tanto a los flujos comerciales como a los de inversión realizados con nuestros socios comunitarios.

No obstante, ello no nos debe hacer olvidar que, dada la necesidad de una creciente FBC en la economía española para hacer frente a los retos de 1993, y teniendo en cuenta las nuevas oportunidades para los inversores extranjeros surgidas en los países del Este de Europa, el fomento del ahorro nacional debería ser un objetivo fundamental para las autoridades económicas (Lasheras y Monés (1990)).

De todas formas, pensamos que la posibilidad de que determinados flujos de IED pudieran desviarse desde España hacia los países del Este de Europa debería ser matizada considerablemente. En efecto, la situación actual de dichos países, caracterizada por un descenso en los niveles de producción y una fuerte inestabilidad política, junto a una todavía insuficiente adaptación a los mecanismos de una economía de mercado, hacen difícil, en nuestra opinión, que este bloque de países sea un serio competidor con respecto al tipo de IED que tiene como destino nuestra economía. En todo caso, estos países serían más capaces de atraer un cierto tipo de inversiones dirigidas a sectores más tradicionales que utilizan una mano de obra relativamente barata, que no parecen ser los que constituyen el grueso de la IED que recibe España.

Por otra parte, de nuestro análisis empírico se deduce que los costes laborales relativos no parecen haber constituido un factor particularmente relevante para los inversores extranjeros en España, excepto en el caso de la IED no manufacturera⁵⁶. Este resultado estaría de acuerdo con el argumento frecuentemente citado (véase, por ejemplo, Porter (1986)) sobre la tendencia de las EMNs, a la hora de escoger un país en el que localizar sus inversiones, a asignar un menor valor a la   —129→   disponibilidad de recursos naturales y mano de obra barata sin cualificar, dando por tanto un mayor peso a otros factores como personal cualificado científico y técnico, infraestructura avanzada, etc⁵⁷. Todo ello, por otra parte, no debería extrañar si se tiene en cuenta que la mayor parte de la IED se lleva a cabo en los mismos países de los que procede, esto es, los países industrializados (véase Hood y Young (1979)), una tendencia que se ha reforzado aún más en los últimos años: entre 1985 y 1989, estos países recibieron el 81 por ciento de los flujos mundiales de IED (véase Graham (1991))⁵⁸.

Un apoyo adicional a estas hipótesis vendría dado por la experiencia de Portugal, un país, en comparación con España, caracterizado por poseer un mercado de menor tamaño y una mano de obra menos cualificada, junto a unos costes laborales más bajos, y que, desde su incorporación a la CEE, no ha experimentado un crecimiento tan espectacular en sus ingresos por IED, que además se han dirigido preferentemente a sectores tradicionales (Corado y Leite (1991)). Más aún, una preocupación excesiva por la reducción de los costes laborales unitarios podría empeorar el clima sociopolítico, lo que podría afectar a las expectativas de las EMNs, disuadiéndolas de invertir en España.

Para finalizar, haremos referencia a algunas posibles ampliaciones del presente trabajo. En primer lugar (y esto es algo que entra en los planes inmediatos de los autores), se dispone de datos trimestrales de balanza de pagos (si bien únicamente a partir de 1980) con los que se podría llevar a cabo un análisis similar al aquí presentado. Asimismo, cabría la posibilidad de incorporar en la estimación variables que recogiesen destinos alternativos a España para el capital extranjero, en particular, los costes relativos españoles respecto a los de otros países competidores a la hora de atraer los flujos de inversión extranjera. Por último, una ampliación de gran interés consistiría en el análisis de los efectos de la política impositiva sobre la IED, en la línea de algunos estudios realizados para los Estados Unidos (véanse, por ejemplo, Hartman (1984), Boskin y Gale (1987) o Slemrod (1990)), algo que queda fuera de los objetivos de este trabajo.

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Variables dependientes:

INV, INVM, INVN, INVE e INVUS son los ingresos brutos por IED recibidos por la economía española, totales, dirigidos a actividades manufactureras, dirigidos a actividades no manufactureras, procedentes de la CEE, y procedentes de los EE. UU., respectivamente. Todas las cifras vienen expresadas en términos reales, a partir del deflactor del PIB. Fuentes: Balanza de Pagos de España y Corrales y Taguas (1989).

Variables explicativas:

PIB =	Producto Interior Bruto, a precios de mercado, en miles de millones de pesetas de 1980. Fuente: Corrales y Taguas (1989).
INF =	Tasa de variación del deflactor del PIB, a precios de mercado. Fuente: Corrales y Taguas (1989).
CLU =	Índice de los costes laborales unitarios reales españoles. Fuente: Eurostat.
CUC =	Coste de uso del capital español en términos reales. Fuente: Andrés, Escribano, Molinas y Taguas (1990).
PROT =	Media anual de derechos arancelarios más compensación en frontera por impuestos indirectos (el impuesto de compensación de gravámenes interiores o ICGI hasta 1985, y el impuesto sobre el valor añadido o IVA desde 1986), ponderada por el valor de las importaciones. Fuente: Gámir (1990).
TCER =	Índice del tipo de cambio efectivo real de la peseta frente a los países industrializados. Fuente: base de datos del MOISEES.
DCEE =	Variable ficticia que toma el valor uno para los años 1986 a 1989, y cero en los demás casos. Variable ficticia que toma el valor uno para los años 1986 a 1989, y cero en los demás casos.

Para contrastar el orden de integrabilidad de las series utilizaremos los tests no paramétricos propuestos por Phillips y Perron (1988), que son robustos a la presencia de heteroscedasticidad, no normalidad y correlación serial.

Estos autores consideran tres PGD alternativos:

(A2.1)

  —131→  

(A2.2)

y

(A2.3)

donde T es el tamaño muestral.

A partir de la estimación mínimo-cuadrática de las ecuaciones anteriores, se construyen los estadísticos corregidos no paramétricamente con los que se contrastan las hipótesis nulas en la ecuación (A2.1); los estadísticos con los que se contrastan las hipótesis nulas en la ecuación (A2.2); y el estadístico con el que se contrasta la hipótesis nula en la ecuación (A2.3) (véase Perron (1988) para la definición de estos estadísticos).

Siguiendo a Ngama y Sosvilla-Rivero (1991), empezamos a contrastar el número de raíces unitarias (es decir, el orden de integrabilidad) por el caso I(3) frente a I(2) sobre la segunda diferencia de las series, pasando luego al caso I(2) frente a I(1) sobre la primera diferencia de las series, y, por último, el caso I(1) frente a I(0) sobre el nivel de las series.

Los resultados de estos contrastes, obtenidos siguiendo la secuencia de inferencia propuesta por Perron (1988), permiten rechazar las hipótesis nulas de integrabilidad de orden 3 y 2 al 1 %. En cambio, como se puede apreciar en el Cuadro A2.1, no se rechaza que las series sean I(1), excepto para el caso de LINVUS, en el que no se rechaza que sea I(0).

Dado que los tests de Phillips y Perron ofrecían una cierta ambigüedad acerca del orden de integrabilidad de la variable LPIB, el Cuadro A2.2 muestra adicionalmente los estadísticos R1 y R2 propuestos por Bhargava (1986), de gran poder en muestras pequeñas. Como puede observarse, si bien los tests de Phillips-Perron señalan que la serie es I(1) a un nivel de significatividad del 10 %, los tests de Bhargava confirman este resultado a un nivel de significatividad del 5 %.

  —132→  

  —133→  

NOTA: Véase nota al cuadro A2.1.

Dado el distinto orden de integrabilidad de los ingresos por IED procedentes de los Estados Unidos y sus posibles determinantes según la ecuación (10), hemos realizado un análisis de regresión convencional entre aquella variable y las primeras diferencias de las últimas, de manera que todas las variables que aparecían en la ecuación fueran estacionarias.

Tras llevar a cabo un proceso de especificación «de lo general a lo específico» similar al de la Sección 3, la ecuación final obtenida fue la siguiente:

donde, de nuevo, el efecto más significativo es el de la variable representativa del crecimiento del mercado español, y se han encontrado también efectos significativos de los segundos desfases de la tasa de crecimiento del coste de uso del capital y de la tasa de apreciación del tipo de cambio efectivo real.

  —134→  

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We test in this paper several hypotheses put forward in the literature on the determinants of foreign direct investment (FDI), in an attempt to explain the aggregate FDI inflows received by the Spanish economy during the 1961-1989 period, Some recently developed econometric techniques, based on cointegration analysis, are used in the empirical application. Our results tend to support the view that foreign investors in Spain are concerned with a growing domestic market, in addition to the favourable prospects of macroeconomic stability associated with the Spanish integration into the EEC, rather than with Spanish lower relative labour costs.

ESADE e Instituto de Análisis Económico, CSIC

Este trabajo analiza los determinantes macroeconómicos de la inversión extranjera directa (IED) en España a nivel agregado. El análisis   —137→   empírico se lleva a cabo con mucho cuidado, usando la teoría reciente de cointegración. De los resultados del análisis se puede destacar la ausencia de impacto de los costes laborales sobre la IED en el sector manufacturero.

El análisis estrictamente econométrico es irreprochable. Por ejemplo, los autores aplican un método de estimación que permite reducir el sesgo en muestras pequeñas que se produce con el método de mínimos cuadrados ordinarios típicamente utilizado en el enfoque de cointegración. Sin embargo, no creo que el enfoque de cointegración sea adecuado para examinar la IED en España y tengo ciertas reservas en cuanto al valor informativo de los resultados.

El trabajo de Óscar Bajo y de Simón Sosvilla representa básicamente una aplicación de las técnicas de cointegración. Dichas técnicas permiten contrastar relaciones de largo plazo establecidas en la teoría⁵⁹. Sin embargo, no existe un modelo macroeconómico coherente de la IED a nivel agregado. Como lo demuestran otras ponencias en este Simposio, las teorías sobre IED sólo existen al nivel de la empresa, pero no al nivel de la economía en su conjunto. Para el caso concreto de este trabajo, las dos variables que entran significativamente en todas las ecuaciones estimadas son el PIB real y el nivel de inflación. Aunque los autores tienen su interpretación en cuanto al efecto de estas variables, no existe ninguna teoría que relacione la IED durante un año determinado con el PIB y la inflación en este mismo año, sea a corto o a largo plazo. Si no existe teoría, las técnicas de cointegración, y por tanto las ecuaciones (11) a (14), son de poca utilidad. Por ejemplo, no hay indicación en cuanto a la causalidad entre las variables. Como sugieren los autores en la introducción, la IED puede ser un elemento importante para el crecimiento de una economía y, por lo tanto, del PIB. Es decir, que la causalidad entre la IED y el PIB puede ir en ambas direcciones.

Por otro lado, la falta de teoría nos impide interpretar las ecuaciones (11) a (14). ¿Qué significa una elasticidad de 1,81 de la IED real con respecto al PIB real (en la ecuación (11))? Dado que el PIB real puede crecer indefinidamente y que la elasticidad es superior a uno, ¿tenemos que concluir que la proporción IED/PIB crecerá sin límite y que la IED será superior a la inversión total de la economía? Por otra parte, ¿qué significa una elasticidad de 0,31 con respecto al nivel de inflación?   —138→   Si la inflación se estabiliza (por ejemplo al 3 %), seguirá teniendo un efecto negativo sobre la IED. ¿Por qué? Cómo lo ilustran estos ejemplos, las ecuaciones (11) a (14) son de difícil interpretación y no permiten explicar las verdaderas causas de la IED.

Un elemento adicional que pone en duda la validez de las técnicas de cointegración en este contexto proviene de la naturaleza de los datos. Una característica de la IED en España es su aumento sustancial al final de los ochenta, como lo ilustra el Cuadro 2 del artículo. En el período hasta 1986, sin embargo, se puede comprobar que la IED en términos reales es relativamente estable y parece estacionaria, quizás con una tendencia.

Usando datos del Fondo Monetario Internacional (Estadísticas Financieras Internacionales) y siguiendo exactamente la metodología descrita en Dolado et al. (1990) para aplicar el contraste de Dickey-Fuller aumentado, examiné el orden de integración de la variable LINV. Para el período 1961-1989, LINV es efectivamente I(1) como demuestran los autores. Para 1961-1988, sin embargo, se rechaza que LINV sea I(1) al 5 % de significatividad; para 1961-1987, se rechaza esta hipótesis al 1 %.

Por tanto, según el contraste de Dickey-Fuller, la variable dependiente LINV es estacionaria cuando se elimina el año 1989 y no se justifica la aplicación del análisis de cointegración para esta variable. Aunque los autores usan los contrastes de Phillips-Perron para examinar el nivel de integración, siempre lo hacen incluyendo el año 1989 y no demuestran que el resultado sea robusto a pequeños cambios en la muestra. Además, la cointegración de LINV con las demás variables resulta ambigua para el período 1964-88. Examinando los resultados del modelo de corrección del error en el Cuadro 5 para LINV, el término de corrección del error no es significativo al 5 %.

En conclusión, la aplicación de la metodología de cointegración no parece ser adecuada en el caso de la inversión extranjera directa en España porque no existe una teoría relevante y porque los resultados en cuanto al nivel de integración y de cointegración de las variables no parecen robustos.

Por tanto, creo que para conocer y evaluar los factores que influyen sobre la IED en España, es necesario un enfoque diferente. En su conclusión, los autores mencionan algunas extensiones posibles que merecen atención. Además, me parece muy importante considerar datos de IED a un nivel más desagregado: por sector y por país de origen. Esto permitirá una estimación conjunta con técnicas de datos de panel   —139→   que debería ser mucho más informativa en cuanto a los determinantes macroeconómicos de la IED en España⁶⁰.

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Universidad Carlos III de Madrid

El artículo de Bajo y Sosvilla es un trabajo de economía aplicada que constituye un intento serio de abordar el problema de la inversión extranjera directa (IED). El tema escogido es difícil, como puede apreciar el lector desde el principio con sólo observar que si bien la IED, en porcentaje sobre el producto interior bruto (PIB) o la formación bruta de capital (FBC), ha crecido sistemáticamente, excepto en el período de incertidumbre política de los años 1974 a 1977; existen limitaciones a ese crecimiento como se deriva del hecho de que el porcentaje de la IED en actividades manufactureras sobre el PIB en el período 1978-85 (0,41) todavía fuese inferior al del período 1971-73 (0,50) y que en los años 1986 a 1989 haya subido solamente al 0,67. Además, se ha producido un desplome en la IED procedente de EE. UU., que de un porcentaje del 0,22 de 1971 a 1973 ha pasado a un porcentaje del 0,08 de 1986 a 1989.

Dada pues la enorme dificultad del tema, es precisamente el hecho de encontrarnos ante un trabajo desarrollado de forma responsable, lo   —140→   que hace posible que con la lectura del mismo surjan comentarios y sugerencias para ulteriores proyectos. Algunos de los que a mí se me ocurren los expreso a continuación separándolos en dos grupos; uno, referente al modelo teórico y al modelo empírico y, otro, sobre los resultados y conclusiones.

La sección 2, dedicada a la derivación de un modelo teórico sobre la determinación del IED, debe verse como una discusión orientativa sobre el tipo de variables que influyen al realizar una inversión directa en un país extranjero, pero no como un desarrollo riguroso de un modelo teórico susceptible de explicar la evolución temporal de la inversión directa extranjera agregada en España. En efecto, la derivación se realiza para el caso de una empresa, obviando el problema de agregación existente, que necesariamente será muy complejo, e ignorando también el contexto dinámico en el que el proceso de toma de decisiones se lleva a cabo. Este procedimiento de derivación de modelos teóricos es muy habitual y no creo que el trabajo de los autores deba ser cuestionado por ello, más que otros, pero conviene advertir al lector que las ecuaciones (8*), (9*) y (10*)⁶¹, han de verse como una proposición, posiblemente sensata, para analizar el problema de IED en la economía española, pero no como un modelo teórico que ha sido obtenido tras la formulación adecuada de los procesos de optimización que deben estar realizando los agentes inversores.

Independientemente de la observación anterior, existen ciertos aspectos y omisiones del modelo teórico propuesto por los autores que merecen comentarse.

Así, desde el punto de vista de España, como posible país receptor de IED, conviene considerar que el problema de una empresa inversora consiste en decidir si invierte o no en el extranjero, y, en caso afirmativo, si lo hace en España. Por lo tanto, la función de costes a minimizar debe incluir los costes de producción nacional (subíndice d), los costes de producción en España (subíndice s) y los costes de producción en otros países (subíndice r). Es decir,

(1)

C = cd (Qd)Qd + cs (Qs)Qs + cr (Qr)Qr

  —141→  

La solución de este problema de minimización conduce a que el nivel de producción en la planta española depende de la demanda total y de los costes unitarios con respecto a los del país de origen y con respecto a los de otros países posibles receptores de la inversión⁶².

En cuanto a las barreras arancelarias (T), el supuesto de que éstas implican un mero término aditivo

t (Q1 - Dd)

en la función de costes (1*), puede ser excesivamente simplista, pues no es irreal considerar que la propia función de costes en el país extranjero depende de las barreras arancelarias, de modo que

cf (Qf, Tf)

Con ello se obtendría que los coeficientes de la demanda total y de los costes relativos en la ecuación (7*) sobre el volumen de capital deseado en la planta española no son estables, sino que varían en función de Tf.

En lo que concierne a los costes unitarios, éstos deberían expresarse en términos relativos y, en cualquier caso, en una moneda común, es decir, deben corregirse por el efecto de tipo de cambio. Si siguiendo a Padilla (1987) y Espasa et al. (1990) y (1991) se utilizan índices encadenados, es fácil ver, tal como se explica en Espasa et al. (1991), que el índice de costes relativos corregidos de tipo de cambio (CRC) es el producto de un índice de costes relativos sin corregir y un índice de tipo de cambio nominal.

En efecto

  —142→  

donde CS y CFi; son los costes unitarios en España y el país i, respectivamente, y CR y TC son índices construidos de acuerdo con (2) y (3) pero recogiendo sólo costes o sólo tipo de cambio.

La variable CRC se puede denominar, tal como hemos dicho, índice de costes relativos corregidos por el tipo de cambio, o si se prefiere, índice de tipo de cambio efectivo real, en el que la conversión del índice de tipo de cambio nominal a términos reales se ha hecho a partir de los costes unitarios de los diferentes países.

Los autores utilizan en su modelo variables de costes unitarios absolutos españoles y un índice de tipo de cambio efectivo real, TCER, en su terminología, sobre el que no se especifica qué variable se utiliza para convertir el índice en términos reales. La razón de este proceder no queda aclarada con los comentarios que a tal respecto hacen los autores en el texto y notas de pie de página. En consecuencia, si los precios relativos utilizados en la construcción del TCER tienen una multicolinealidad elevada con los costes unitarios, se tiene que siempre que la variable TCER aparezca como significativa en un modelo, tal resultado estadístico podrá interpretarse como que los costes unitarios relativos corregidos por el efecto de tipo de cambio influyen en la determinación de la IED. Por contra, cuando los costes unitarios absolutos españoles aparezcan como significativos no se sabrá cómo interpretar tal resultado, ya que la variable económicamente relevante debe ser un coste relativo.

Variables como la inflación y variables artificiales que recogen determinados hechos, como la entrada en la CEE, que afectan a las expectativas de los inversores, se incluyen aditivamente al final del proceso de derivación del modelo. Sin embargo, cambios fuertes en las expectativas, como quizás haya ocurrido raíz de la entrada en 1986 de España en la CEE, pueden suponer cambios en los parámetros, por ejemplo, en el de los costes relativos si, a partir de 1986, hay una mayor sustitución entre capital y trabajo.

En cuanto a la variable de nivel el lector se encuentra con que primero se habla de demanda agregada, mientras que después se utiliza simplemente la parte correspondiente al mercado español, aproximada por el producto interior bruto, PIB. Obviamente una no excluye a la otra y sería aconsejable utilizar ambas como variables explicativas: el PIB español y el nivel de comercio mundial. Si entre ellas se da una multicolinealidad alta, de forma que sólo una puede estar presente en el modelo estimado, sería una indicación de que con el modelo utilizado   —143→   no se puede dilucidar qué importancia tiene el mercado español y lo mundial en las decisiones de inversión extranjera directa. Como conclusión de todo lo anterior tenemos que los desarrollos teóricos sencillos son útiles y orientan sobre los principales variables que entran en la relación económica y sobre sus posibles efectos, por lo que es aconsejable realizarlos. Sin embargo, el investigador debe de ser consciente de las limitaciones introducidas en el razonamiento seguido para derivar el modelo teórico y no debe tomar a éste como un esquema definitivamente firme que sólo necesita pequeños añadidos para poder explicar la generación de unos datos concretos.

Un uso menos equívoco de tales modelos teóricos es considerarlos como un esquema de partida en el que puede haber omisiones importantes, con lo que la labor econométrica tiene un amplio campo de acción para ayudar a explicitar qué variables económicas, que no han sido introducidas en el desarrollo teórico, requieren los datos -en este caso los costes relativos respecto a los países competidores es probablemente un a variable omitida importante- y para ayudar a detectar si las omisiones del modelo teórico llevan a que determinados parámetros deban estimarse con valores diferentes para posibles regímenes distintos en el período muestral utilizado. En el caso de la IED, la entrada de España en la CEE ha podido suponer un régimen nuevo en la formación de expectativas de los inversores.

La metodología econométrica empleada es la que en la literatura se conoce como metodología de la London School of Economics, implementada con el procedimiento de dos etapas de Engle y Granger (1987) y utilizando aportaciones recientes de Phillips y sus asociados en el contraste de raíces unitarias. Por tanto, los autores realizan una aplicación econométrica con los mayores niveles de refinamiento practicados actualmente en la profesión.

No obstante, hay algunas puntualizaciones que hacer respecto la aplicación de este procedimiento, que a veces se realiza con excesivo entusiasmo académico.

El procedimiento comienza contrastando la naturaleza no estacionaria de las variables que entran en los modelos y esto se lleva a cabo mediante unos contrastes de validez asintótica, respecto a hipótesis alternativas concretas, y de poca potencia. En consecuencia, los resultados   —144→   de esta primera etapa en sí mismos deben tomarse con precaución. En realidad, tampoco importan mucho, pues son meramente indicativos para formular el modelo econométrico, que es el importante y definitivo. No obstante, cuando los autores nos dicen que todas las variables utilizadas excepto LINVUS son integradas de primer orden, no nos están informando suficientemente para poder entender sus correspondientes evoluciones de largo plazo. En efecto, que el tipo de cambio efectivo real y el producto interior bruto tengan ambos una única raíz unitaria no quiere decir que sus sendas de largo plazo sean similares. De hecho a priori se considera que son distintas y, así, se espera encontrar una senda de crecimiento en el PIB y un nivel oscilante, sin crecimiento permanentemente sostenido, en el tipo de cambio. Esto será así si en las transformaciones estacionarias de ambas variables el PIB tiene un nivel medio determinístico, y distinto de cero, y en el tipo de cambio dicho nivel es nulo. Por ello, en Espasa y Peña (1990) se introduce una terminología para expresar la no estacionariedad de las variables económicas que incluye dos parámetros, uno referido al número de diferenciaciones y otro correspondiente a la presencia de un componente determinístico en el nivel de la serie diferenciada. En cualquier caso, la naturaleza no estacionaria del PIB, que es una variable que se ha visto fuertemente afectada por dos crisis energéticas, puede ser más compleja que la que corresponde a una serie integrada de primer orden con media constante no nula en su formulación en primeras diferencias. En Espasa (1989) se presenta evidencia de que esa media no es constante en el tiempo y Perron (1990) demuestra que los contrastes habituales de integración son inválidos si el crecimiento de la serie no se caracteriza por una media constante.

Respecto a los resultados referidos a los modelos de largo plazo, se encuentran explicaciones diferentes según se analice el agregado IED directamente o se haga como suma de la inversión en actividades manufactureras y en el resto de actividades. Tal divergencia de resultados no es aceptable y hubiese sido recomendable que los autores hubieran contrastado qué explicación del agregado es más adecuada, la obtenida directamente o la que ofrecen la suma de los componentes.

La conclusión de los autores referente a que «los costes laborales relativos no parecen haber constituido un factor particularmente relevante para los inversores extranjeros en España», no creo que se pueda deducir de los resultados presentados en este artículo.

Como se ha dicho en la sección anterior hay dos costes laborales relativos importantes: respecto a los países de origen y respecto a los   —145→   países competidores. En otros trabajos ya citados sobre comercio exterior, concretamente sobre el turismo, esta distinción se revela importante cuando los precios relativos (tipos de cambio efectivos reales) son distintos respecto cada uno de esos bloques de países. En el caso de la inversión extranjera los costes relativos respecto a los países competidores pueden ser distintos a los de los países de origen y, por tanto, sin incluir aquéllos no es posible extraer conclusiones sobre el efecto de los costes unitarios españoles en la inversión extranjera. Obsérvese además que el conjunto de países competidores puede cambiar a lo largo del período muestral.

Además, como apuntan los autores, el problema de los costes laborales es más complejo y no parece posible tampoco obtener conclusiones orientativas sobre el efecto de tales costes en la inversión sin distinguir entre mano de obra cualificada y sin cualificar. Parece, por tanto, que la construcción de los cuatro índices de costes relativos que se derivan de considerar dos tipos de países y dos tipos de mano de obra, debe ser la tarea principal si se quieren extraer conclusiones relativamente fiables. En cualquier caso, el procedimiento seguido en este artículo de incluir un tipo de cambio efectivo real y una variable de costes unitarios absolutos españoles parece, desde el principio, una mala especificación para analizar el efecto de los costes relativos en la IED.

Respecto al efecto de la entrada de España en la CEE los autores se han conformado en contrastar si tal hecho cambiaba el valor de la constante de la ecuación. Se debiera haber contrastado si alguno de los coeficientes de las variables principales, PIB y costes relativos en la relación de largo plazo, habían cambiado con tal motivo. Ciertamente el modelo se estima con muy pocos grados de libertad y esto es preocupante, recuérdese que los modelos se están validando utilizando estadísticos que sólo son apropiados para muestras muy grandes. La sugerencia anterior supone realizar las regresiones de largo plazo ampliando todavía la ecuación en un parámetro. Sin embargo, esto es, probablemente, más importante que la especificación dinámica, por lo que el aumento de parámetros en la regresión inicial puede compensarse con simplificaciones en la parte dinámica.

Bajo y Sosvilla dan una gran batería de estadísticos para juzgar la validez de los modelos que presentan, pero dado que tales estadísticos sólo son adecuados para modelos estimados con un gran número de observaciones, tal información no debe llevar a excluir la presentación de los gráficos de los residuos de los modelos. En pequeñas muestras tales gráficos constituyen un elemento decisivo para confiar en los modelos   —146→   propuestos. Finalmente, dado que hay lagunas sobre cómo se han construido las variables utilizadas, los autores deberían haber incluido un apéndice estadístico listando todas las series temporales que se contemplan en el trabajo.

Espasa, A. (1989), «The estimation of trends with breaking points in their rate of growth: the case of the Spanish GDP», en Statistical Methods for Cyclical and Seasonal Analyses, en Mentz, R. P. et al. (eds), Interamerican Statistical Institute.

Espasa, A., R. Gómez-Churruca y J. Jareño (1990), «Los ingresos por turismo en la economía española: evolución reciente y análisis causal», Banco de España Boletín Económico, enero.

Espasa, A., R. Gómez-Churruca y E. Morales (1990), «Un análisis econométrico del turismo en España: implicaciones para el estudio sectorial de las exportaciones y algunas consideraciones de política económica, capítulo X en Métodos Cuantitativos para el análisis de la coyuntura económica, en Espasa, A. y R. Cancelo (eds.) de próxima publicación por Alianza Editorial.

Espasa, A. y D. Peña (1990), «Los modelos ARIMA, es estado de equilibrio en variables económicas y su estimación», Investigaciones Económicas. 14

Padilla. R. (1987), «La demanda de servicios turísticos en España, tesis doctoral, facultad de CCEE, Universidad Complutense, Madrid.

Perron, P. (1990), «Testing for a Unit Root in a Time Series with a Changing Mean», Journal of Business and Economic. Statistics, 8.

Charles Bean señala que hasta cierto punto las técnicas de cointegración están siendo mal utilizadas pues, en cuanto se trata de varias variables no hay razón para pensar que la relación que se ha identificado es aquélla en la que el investigador está interesado. Afirma Bean que, por una parte, pueden existir varios vectores de cointegración y que, como mínimo, debe contrastarse esta posibilidad. Por otra parte, incluso si existe un vector único, no es posible saber si éste corresponde a la relación teórica que se postula, lo único que sabemos es que las variables tienen una relación a largo plazo. Finalmente, Bean señala que el procedimiento de dos etapas de Engle y Granger es muy poco potente para muestras pequeñas.

Edward Graham defiende, desde un punto de vista teórico, la introducción del tipo de cambio, pues sus variaciones reflejan cambios en los precios relativos entre los bienes comerciables y los no comerciables. Graham señala que según la empresa extranjera posea ventajas específicas en unos u otros, el signo del tipo de cambio será positivo o negativo.

  —147→  

Samuel Bentolila apunta que habría sido interesante haber presentado la contribución porcentual de cada variable a la evolución de la inversión extranjera directa y, en particular, de la variable artificial que capta la entrada en la Comunidad Europea, durante su período de vigencia.

Óscar Bajo y Simón Sosvilla inician su turno respondiendo a los comentarios de Charles Bean. Sobre la escasa potencia de los contrastes con pocos datos, señalan que la segunda generación de contrastes, debida a varios trabajos de Phillips y sus colaboradores, tiene una mayor potencia. Por otra parte, no se pudo contrastar la existencia de varios vectores de cointegración por la imposibilidad de extender la metodología de Johansen al caso en que una de las variables es una dummy.

En respuesta a Phillippe Bacchetta afirman estar, en primer lugar, de acuerdo con que se trata de la aplicación de una metodología sofisticada a un conjunto de datos reducido, pero este problema es insalvable porque la fiabilidad de los datos es nula antes de 1961. En segundo lugar, aceptan que el modelo teórico podría ser enriquecido, pero esto no se ha realizado porque en la literatura internacional no existen aún modelos teóricos agregados solventes.

En cuanto a la parte empírica, los autores señalan que efectivamente hay un salto del modelo teórico, que se especifica en variables fondo (el stock de capital), al modelo empírico, que se estima para flujos de inversión extranjera directa, salto que es inevitable porque no existen datos sobre los stocks de capital extranjero en España. Con respecto a la variable de entrada en la CEE, no puede saberse si dicha entrada generó expectativas de carácter transitorio o permanente, y menos con un período tan corto, por lo que la introducción de una dummy es una solución de compromiso aceptable que capta el cambio en la media de la serie, pues los contrastes de cambios de coeficientes que realizaron no fueron significativos.

Acerca de la realización de un estudio desagregado por países y sectores, los autores están de acuerdo en su conveniencia, pero indican que no pueden realizar este estudio, pues no existen datos desagregados para un período suficientemente dilatado.

En cuanto al uso de variables alternativas de rendimientos del capital, Bajo y Sosvilla opinan que el tipo de interés por sí solo no sería una variable adecuada y sus pruebas con medidas del coste de uso del capital relativo no fueron significativas. Con respecto a la fiscalidad, los autores afirman que sería un aspecto muy importante si pudiera realizar   —148→   el estudio desagregado, pero que a nivel agregado la presión fiscal tendría un interés escaso. Finalmente, sus pruebas con una variable de comercio mundial como factor explicativo de la IED resultaron infructuosas.

En contestación a lo señalado por Antoni Espasa, señalan, en primer lugar, que coinciden en el gran interés, de la desagregación de los costes laborales por nivel de cualificación, pero no cuentan con datos para realizarla.

Sobre la inclusión de los costes de países competidores, afirman que es muy relevante a la vista de las implicaciones del modelo, pero también existen problemas, pues probablemente los países que compiten con España son los de la CEE, cuyos costes ya están en las ecuaciones respectivas. Si se piensa que los países competidores son aquellos en vías de desarrollo, entonces el problema está en la insuficiencia de datos.