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Investigación económica

versión impresa ISSN 0185-1667

Inv. Econ vol.78 no.307 Ciudad de México ene./mar. 2019

https://doi.org/10.22201/fe.01851667p.2019.307.68445 

Artículos

Progreso tecnológico, acumulación de capital y crecimiento en América Latina

Technological Progress, Capital Acumulation and Economic Growth in Latin America

Juan Alberto Vázquez Muñoza  * 

José Fernando Camacho Acevob 

aFacultad de Economía de la Benemérita Universidad Autónoma de Puebla (México).

bFacultad de Economía de la Benemérita Universidad Autónoma de Puebla (México).


Resumen

En el presente artículo analizamos el comportamiento de las tasas de crecimiento de Argentina, Brasil, Chile y México para el periodo 1961-2017 y contrastamos las explicaciones relacionadas con la productividad total de los factores y con la acumulación de capital en el contexto de la restricción externa al crecimiento. Se concluye que el progreso tecnológico es una variable endógena que responde a las variaciones de la demanda necesarias para mantener el equilibrio dinámico de la balanza comercial y que el crecimiento de las economías está intrínsecamente ligado al comportamiento del crecimiento de la capacidad económica, el cual a su vez depende de la acumulación de capital. La evidencia empírica indica que los procesos de crecimiento acelerado de las economías analizadas se correspondieron con ritmos de acumulación de capital elevados.

Palabras clave: América Latina; productividad total de los factores; acumulación de capital; restricción externa al crecimiento

Clasificación JEL: F43; O40; O54

Abstract

This paper displays an analysis of the economic growth rates of Argentina, Brazil, Chile and Mexico during the period 1961-2017. Explanations related to total factor productivity and to capital accumulation are here contrasted in a context of growth external constraint. The following conclusiones are reached on empirical grounds: Technological progress is an endogenous variable reacting to variations in aggregate demand necessary to fulfill the dynamic equilibrium of the trade balance; growth rates in those countries are closely linked to the growth rate of their economic capacity; the process of growth acceleration in these economies corresponded to high rates of capital accumulation.

Key words: Latin America; total factor productivity; capital accumulation; growth external constraint

JEL Classification: F43; O40; O54

1. INTRODUCCIÓN

A mediados de la década de 1970 e inicios de 1980, las economías latinoamericanas entraron en una fase de lento crecimiento, de lo cual se señaló al proteccionismo como la causa del fenómeno y se postuló un cambio de paradigma en cuanto a la estrategia de crecimiento económico. Lo anterior representó la sustitución de un modelo de industrialización vía el Estado, centrado en la inversión pública y privada, por un modelo basado en la liberalización de los mercados y la integración internacional (véase Ocampo y Ros, 2011). A través del nuevo modelo se buscaba, entre otras cosas, eliminar las ineficiencias en el uso de los factores productivos y con ello generar un aumento de la tasa de crecimiento de la productividad total de los factores o del progreso tecnológico.

El objetivo del presente trabajo es analizar el comportamiento del crecimiento económico de Argentina, Brasil, Chile y México1 con base en dos explicaciones fundamentales: el progreso tecnológico y la acumulación de capital. Entre los antecedentes de la primera explicación están Fajnzylber y Lederman (1999), Ferreira, Pessoa y Veloso (2013) y Araujo, Feitosa y Silva (2014). Por otro lado, para Perrotini y Vázquez-Muñoz (2018), la acumulación de capital fue el principal determinante de la tasa de crecimiento de Argentina, Brasil, Chile, Colombia, México y Venezuela durante el periodo 1951-2015. Asimismo, Palma (2011) plantea que la caída de la productividad total de los factores exhibida en algunos países de América Latina a partir de inicios de los ochenta del siglo pasado se debió a la reducción del ritmo de acumulación de capital.

La contribución del presente artículo no sólo consiste en una mera aplicación de las dos explicaciones del crecimiento, sino que, por un lado, sostenemos que el progreso tecnológico responde a la restricción externa al crecimiento planteada por Thirlwall (1979) y que, por consiguiente, es una variable impulsada por la demanda, por lo que, más que explicar el crecimiento, es explicada por el crecimiento (León-Ledesma y Thirlwall, 2000 y Perrotini y Vázquez-Muñoz, 2017). Por otro lado, el crecimiento de largo plazo no sólo depende de la acumulación de capital, sino del tipo de acumulación, el cual puede estar influido por la estrategia de crecimiento seguida por los países.

El artículo se compone de cuatro partes, incluida esta introducción. En la segunda parte presentamos una breve revisión de la importancia del progreso tecnológico y de la acumulación de capital en la explicación del crecimiento; le sigue un análisis empírico y, finalmente, presentamos nuestras conclusiones.

2. PRODUCTIVIDAD TOTAL DE LOS FACTORES, ACUMULACIÓN DE CAPITAL Y CRECIMIENTO ECONÓMICO

El cambio tecnológico ha sido estudiado por diversos autores, desde los economistas políticos clásicos hasta los actuales. No obstante, los clásicos (Smith, 1776 [1997]; Ricardo, 1817 [1993]; Marx, 1867 [1990]) identificaron el progreso tecnológico como un proceso aunado al desarrollo del capitalismo y a la consecuente acumulación de capital. En los autores clásicos, la acumulación de capital ocupa un lugar de importancia fundamental. En Smith (1776 [1997]) la división del trabajo conduce a un incremento en la capacidad productiva del trabajo y a técnicas de producción de mayor eficiencia. El progreso técnico es endógeno y está relacionado de forma estrecha con la acumulación de capital, la cual impulsa el proceso innovador de los trabajadores. La división del trabajo surge, según Smith, de la tendencia al cambio y se encuentra limitada por las dimensiones del mercado.

Ricardo (1817 [1993]) analizó la relación entre la acumulación de capital y la distribución del ingreso. La acumulación produce una mayor demanda de trabajo, lo que a su vez estimula el crecimiento de la población y el uso de tierras de menor fertilidad. El resultado es el empleo de un mayor número de trabajadores sin el consecuente incremento proporcional del producto por estar ocupados en tierras menos fértiles, lo cual conlleva una elevación de los costos laborales y de la renta de la tierra, a la vez que a una reducción de los beneficios. Así, el sistema capitalista transita hacia un estado estacionario que implica la anulación de los beneficios y de la acumulación de capital. Sin embargo, Ricardo (1817 [1993]) también consideró que la acumulación de capital traía consigo un efecto positivo en la tecnología, el cual podía revertir la tendencia al estancamiento del sistema capitalista (véanse Sraffa, 1951; Perrotini, 2003). Marx (1867 [1990]), a su vez, analizó la influencia del progreso tecnológico sobre la productividad del trabajo como uno de los mecanismos que resultaba de la acumulación de capital y que contrarrestaba la ley de la tendencia decreciente de la tasa de ganancia (véase Roth, 2010).

Sin embargo, después de los clásicos, el tema del progreso tecnológico casi desapareció del análisis económico hasta que Harrod (1939) lo reincorporó como parte de una variable exógena completamente desligada de la acumulación de capital, la tasa natural de crecimiento, a la que definió como la suma de la tasa de progreso tecnológico más la tasa de crecimiento de la población.2 A partir de dicho postulado, Solow (1956) colocó al progreso tecnológico como el motor del crecimiento que, no obstante, en línea con Harrod (1939), aparece como una variable puramente exógena.

Por otro lado, de acuerdo con Kaldor (1957), el crecimiento económico es un producto de la innovación y de la inversión de los empresarios, lo cual tiene repercusiones en el incremento de la productividad laboral. En ese sentido, Kaldor (1957) planteó que, en el corto plazo, el progreso tecnológico es un proceso endógeno a la acumulación de capital, aunque en el largo plazo es exógeno.

Finalmente, en forma similar a Kaldor, pero en lo fundamental siguiendo a los clásicos, Shaikh y Moudud (2004) postulan que en el largo plazo el producto tiende a igualar a la capacidad económica, la cual se define como el nivel de producción deseado dada la acumulación de capital; la capacidad económica, a su vez, exhibe una relación de largo plazo con el stock de capital, relación que incorpora dos componentes de la productividad del capital, uno exógeno y otro endógeno, es decir, depende de la acumulación de capital.

En este artículo consideramos que el progreso tecnológico está ligado a la acumulación de capital y lo contrastamos con el postulado neoclásico de una tasa de progreso tecnológico puramente exógena. Suponemos que el equilibrio dinámico de la balanza comercial es la principal restricción al crecimiento (cf.Thirlwall, 1979) y que la tasa natural de crecimiento no es exógena, sino endógena a la demanda (cf.León-Ledesma y Thirlwall, 2000; Perrotini y Vázquez-Muñoz, 2017). Asimismo, argumentamos que, aunque el progreso tecnológico exhibe una estrecha relación con la tasa de crecimiento de las economías de los países estudiados, su comportamiento se relaciona con la necesidad que tienen estas economías de mantener un equilibrio dinámico de la balanza comercial, mientras que, por otro lado, asumiendo que la acumulación de capital es crucial para relajar la limitación antes mencionada (Vázquez-Muñoz, 2018), mostramos la existencia de una estrecha relación entre el crecimiento y la acumulación de capital.

A continuación analizamos el crecimiento económico de cuatro países latinoamericanos a través del comportamiento de la productividad total de los factores y de la acumulación de capital.

3. EVIDENCIA EMPÍRICA

Los países latinoamericanos experimentaron un periodo de alto crecimiento durante la posguerra que se prolongó hasta inicios de la década de 1970, el cual estuvo asociado a la implementación del modelo de industrialización impulsado por el Estado (cf.Ocampo y Ros, 2011). No obstante, a partir de la crisis de la deuda de inicios de la década de 1980 el modelo de crecimiento cambió de forma radical,3 pasó a centrarse en la eficiencia de los mercados y en la integración económica internacional.

Sin embargo, los resultados de dicho cambio de paradigma fueron mixtos: Brasil y México presentaron una disminución importante en su dinámica de crecimiento, mientras que Argentina inició un proceso de agudos ciclos económicos y Chile exhibió un aumento de su tendencia de crecimiento, que se moderó a principios del presente siglo (véase el Cuadro 1).

Cuadro 1 Promedio de la tasa de crecimiento anual del PIB (porcentajes) 

País 1961-1970 1971-1980 1981-1990 1991-2000 2001-2010 2011-2017
Argentina 4.00 3.04 -1.38 4.68 3.67 1.23
Brasil 6.19 8.51 1.77 2.60 3.71 0.49
Chile 4.28 3.12 3.10 6.30 4.25 3.19
México 6.81 6.71 1.88 3.70 1.50 2.82

Fuente: elaboración propia con datos de los Indicadores del Desarrollo Mundial del Banco Mundial.

¿Cuál es la explicación de la caída en el ritmo de crecimiento de Argentina, Brasil y México a partir de la década de los ochenta del siglo pasado? ¿Cómo es que Chile logró mantener su tendencia de crecimiento? Dadas las dos explicaciones relevantes que hemos considerado antes, enseguida estimamos la tasa de crecimiento de la productividad total de los factores (a) para cada una de las economías analizadas como:

a = g - αk - (1 - α)l[1]

donde g es la tasa de crecimiento del PIB, ( es la participación de los beneficios en el producto, k es la tasa de crecimiento del stock neto de capital4 y l es la tasa de crecimiento del empleo. En la Gráfica 1 presentamos la relación entre g y a y entre g y αk + (1 - α)l para los casos de Argentina, Brasil, Chile y México. Como se puede observar, existe una mayor correlación entre a y g que entre el crecimiento ponderado de los insumos productivos y g. De hecho, usando datos de panel no balanceados para los cuatro países, encontramos que el coeficiente de correlación entre a y g es igual a 0.85, el cual además es estadísticamente significativo al 1% de confiabilidad y, aunque el coeficiente de correlación entre el crecimiento ponderado de los insumos productivos y g también es estadísticamente significativo al 1% de confiabilidad, su valor únicamente es igual a 0.33.

Nota: Lineal indica la relación lineal estimada por mínimos cuadrados ordinarios (MCO) de las relaciones g y a, g y αk + (1 - α)l. Los periodos considerados fueron: Argentina, 1983-2017; Brasil, 1973-2017; Chile, 1976-2017; México, 1989-2017. Fuente: elaboración propia con datos de los Indicadores del Desarrollo Mundial del Banco Mundial, de la World Penn Table versión 9.0 y de la Organización Internacional del Trabajo.

Gráfica 1 Tasas de crecimiento anual del PIB y de la productividad total de los factores y tasa de crecimiento anual ponderado de los insumos productivos capital y empleo. 

Ahora bien, no obstante que a parece ser un determinante relevante de g, como postula Shaikh (1974), a representa el crecimiento ponderado del salario medio y la tasa de rentabilidad media. Podemos derivar lo anterior de la siguiente forma: la producción agregada (Y) se divide entre la masa salarial (W) y la masa de beneficios (Π):

Y = W + Π [2]

de lo cual se sigue que el producto por trabajador (y) se puede expresar como:

y = (W/L) + (Π/K)(K/L) [3]

es decir, y es igual al salario medio por trabajador (W/L) más la tasa de rentabilidad media del capital (Π/K) por el capital por trabajador (K/L). Si definimos a (W/L) como w, a (Π/K) como r y a (K/L) como KL, podemos expresar la tasa de crecimiento de y como:

gl = (w/y)wl + (rKL/y)gr + (rKL/y)kl[4]

donde gl es la tasa de crecimiento de y, wl es la tasa de crecimiento de w, gr es la tasa de crecimiento de r, kl es la tasa de crecimiento de KL, (rKL/y) es ( y w/y es 1 - α. Por lo que, si sumamos l a ambos lados de la ecuación, obtenemos:

g = [αgr + (1 - α)wl] + αk + (1 - α)l[5]

con lo cual, de [1] y [5] obtenemos que:

a = [αgr + (1 - α)wl] [6]

es decir, a es igual al promedio ponderado de las tasas de crecimiento del salario medio por trabajador y de la rentabilidad media del capital. En ese sentido, mientras que la cantidad de factores productivos no está sujeta a variaciones de la demanda,5 la productividad total de los factores sí lo está, dado que se esperaría que las expansiones (depresiones) implicaran incrementos (decrementos) del salario medio y de la rentabilidad media del capital.6 Así entonces, mientras que algunos economistas se han enfocado en analizar el comportamiento de la productividad total de los factores a través del efecto de las reformas estructurales en el grado de eficiencia del uso de los factores productivos, nosotros nos enfocamos en su relación con la demanda efectiva. A fin de realizar dicho análisis, retomamos la idea de la restricción externa al crecimiento planteada por Thirlwall (1979), según la cual el equilibrio dinámico de la balanza comercial es la condición necesaria para la determinación del crecimiento de largo plazo, cuando una economía está exhibiendo un aumento (reducción) del saldo de la balanza comercial como proporción del PIB, el gobierno responde aumentando (reduciendo) la tasa de crecimiento de la demanda efectiva, con lo cual se observaría una variación positiva (negativa) de a.

Antes de presentar el análisis del comportamiento de a es importante decir que las cuatro economías latinoamericanas parecen haber estado restringidas por el equilibrio dinámico de la balanza comercial, lo cual se puede observar en el hecho de que, con base en datos de los Indicadores del Desarrollo Mundial del Banco Mundial, entre 1961 y 2017 el promedio de la variación anual del saldo de la balanza comercial como porcentaje del PIB fue igual a 0.14 puntos porcentuales para el caso de Argentina, 0.04 puntos porcentuales para Brasil,7 0.01 puntos porcentuales para Chile y 0.09 puntos porcentuales para México.

Ahora bien, en la Gráfica 2 se puede observar que cuando las economías exhibieron un aumento (disminución) del saldo de la balanza comercial como proporción del PIB, en el siguiente periodo se generó un incremento (reducción) de la demanda efectiva que se vio reflejado en una variación positiva (negativa) de a. Es decir, podemos corroborar que cuando las economías exhibieron una mejoría (empeoramiento) del saldo de la balanza comercial como proporción del PIB (Δxm(-1)), la implementación, en el siguiente periodo, de políticas económicas expansivas (restrictivas) implicó la aceleración (desaceleración) de a, la cual en consecuencia resulta ser una variable endógena al crecimiento mismo. Es importante mencionar aquí que, aunque la idea de la endogeneidad del progreso tecnológico respecto al crecimiento mismo ya había sido planteada con anterioridad (véanse León-Ledesma y Thirlwall, 2000; Perrotini y Tlatelpa, 2003; Perrotini y Vázquez-Muñoz, 2017), hasta ahora no se ha analizado su relación con el comportamiento del saldo de la balanza comercial.

Nota: Lineal indica la relación lineal estimada por MCO de la relación entre Δxm(-1) y Δa. Los periodos considerados fueron: Argentina, 1984-2017; Brasil, 1974-2017; Chile, 1977-2017; México, 1990-2017. Fuente: elaboración propia con datos de los Indicadores del Desarrollo Mundial del Banco Mundial, de la World Penn Table versión 9.0 y de la Organización Internacional del Trabajo.

Gráfica 2 Variaciones anuales del saldo de la balanza comercial rezagada un periodo y de la tasa de crecimiento anual de la productividad total de los factores. 

Por otro lado, Perrotini y Vázquez-Muñoz (2017) postulan que el principal determinante del ritmo de crecimiento de Argentina, Brasil, Chile, Colombia, México y Venezuela durante el periodo de 1951 al 2015 fue la acumulación de capital. Una idea central de su análisis es que cuando las economías están restringidas por el equilibrio dinámico de la balanza comercial, una forma de relajar esa astringencia es a través de la generación de capacidad económica (CE) mediante la acumulación de capital (véase también Vázquez-Muñoz, 2018). La creación de CE permite producir bienes y con ello es posible sustituir importaciones. Esta idea ha sido corroborada para el caso de México durante el periodo 1951-2014 (véase Perrotini, Vázquez-Muñoz y Angoa, 2019).

Ahora bien, a decir de Shaikh y Moudud (2004), por un lado el pib tiende a fluctuar alrededor de un valor que representa el promedio de utilización de CE (agap), mientras que, por otro, CE exhibe una relación de largo plazo con el stock neto de capital (K), lo cual implica que g tiende a igualarse con la tasa de crecimiento de CE (ce) y que, por tanto, g está determinada por la acumulación de capital. En el apéndice mostramos las estimaciones de K, CE y el grado de utilización de la capacidad económica (gap). De acuerdo con nuestras estimaciones, podemos corroborar que, para el caso de las economías analizadas, el gap tiende a fluctuar alrededor de agap y que g tiende a igualarse a ce (véanse el Cuadro 2 y la Gráfica 3).

Cuadro 2 Promedios de las tasas de crecimiento anual del PIB (g), de la capacidad económica (ce) y del stock de capital (ks) (porcentajes) 

Argentina g ce ks Brasil g ce ks
1961-1974 3.98 4.08 5.32 1971-1976 10.23 9.51 9.60
1975-1991 0.80 -0.26 2.93 1977-2005 2.82 2.85 4.96
1992-2005 3.25 3.68 2.07 2006-2017 2.16 2.95 2.29
2006-2017 2.83 3.31 0.81
Chile g ce ks México g ce ks
1961-1972 4.27 4.02 2.09 1961-1982 6.51 6.05 10.90
1973-1982 1.83 1.92 2.54 1983-1996 2.00 2.56 4.98
1983-1994 5.51 6.30 2.36 1997-2017 2.59 1.89 3.32
1995-2017 4.23 4.42 4.09 1997-2017 2.59 1.89 3.32

Fuente: elaboración propia con datos de los Indicadores del Desarrollo Mundial del Banco Mundial y de la World Penn Table versión 9.0.

Fuente: elaboración propia con datos de los Indicadores del Desarrollo Mundial del Banco Mundial y de la World Penn Table versión 9.0.

Gráfica 3 Coeficiente de utilización de la capacidad económica 

Enseguida, retomando los rompimientos estructurales identificados en la relación de largo plazo entre CE y K multiplicado por el índice de precios implícitos de la formación bruta de capital fijo entre el índice de precios implícito del pib (KS)8 para cada una de las cuatro economías estudiadas (véase el Cuadro A3 del apéndice), en el Cuadro 2 presentamos los promedios anuales de g, ce y de la tasa de crecimiento anual de KS (ks) para cada uno de los subperiodos que se derivan de esa tipificación. Como se puede observar, los periodos de alto crecimiento están relacionados con promedios anuales elevados de ce y ks. Es así como Brasil y México experimentaron sus mayores tasas de crecimiento durante periodos en los que registraron sus más elevadas tasas de generación de CE y de acumulación de capital, mientras que sus periodos de lento crecimiento coinciden con una merma significativa de la acumulación de capital y de la creación de CE. Por otro lado, Argentina registró una disminución de ks a partir de 1975 y en adelante ha experimentado pronunciados ciclos en torno a un promedio bajo de g. Finalmente, luego de una disminución de g entre 1973 y 1982, la economía chilena ha mantenido una g elevada en torno a un ritmo constante de acumulación que se aceleró a partir de 1995.

En particular, la elasticidad de CE respecto a KS en Argentina fue igual a 0.78 entre 1961 y 19749, subperiodo que coincidió con la política desarrollista implementada en 1958 por el presidente Frondizi; durante esa época se estimuló la industrialización vía la acumulación de capital. Sin embargo, la crisis petrolera de 1973 provocó que se replanteara la estrategia de crecimiento económico. Posteriormente, con el arribo de la dictadura cívico-militar, el Ministro de Economía, José Martínez de Hoz, puso en marcha los lineamientos económicos de la escuela de Chicago, con lo que entre, otras cosas, se eliminó la estrategia de sustitución de importaciones y se redujo tanto la inversión pública como la privada. No obstante que los magros resultados en materia de crecimiento económico provocaron un cambio de modelo económico a partir del inicio de la gestión del presidente Alfonsin (1983-1989), las modificaciones implementadas no fueron suficientes para revertir el mal desempeño de la economía. De hecho, en este subperiodo la elasticidad de CE respecto a KS se volvió un poco menor a cero (-0.11). Ante los malos resultados, el presidente Menen inició un proceso de Liberalización Económica en 1991, el cual si bien hizo que la tasa de crecimiento se acelerara y que la elasticidad de CE respecto a KS volviera a ser positiva (0.11), no generó un repunte de la acumulación de capital, con lo que g exhibió una tendencia decreciente que culminó con el Cacerolazo de 2001 durante el mandato del presidente de la Rúa, cuya política económica no revirtió el comportamiento a la baja de g. Finalmente, si bien el presidente Duhalde logró reactivar la economía durante su interinato (2002 a 2003), fue en el periodo Kirchnerista (2003-2014) que se volvieron a incentivar la acumulación de capital10 y la industrialización, con lo que la elasticidad de CE respecto a KS vuelve a aumentar a 0.78. Empero, el aumento en el ritmo de acumulación de capital no es notorio y la crisis financiera mundial de 2009 provocó una crisis que, si bien se revirtió en 2010, también dio origen a una tendencia decreciente de g.

En el caso de Brasil, entre 1971 y 1976, la elasticidad de CE respecto a KS fue igual a 0.75 y mientras que el promedio anual de g fue igual a 10.23%, el de ks fue igual a 9.60%, lo cual fue resultado de la política de industrialización y promoción de la acumulación de capital impulsada por el presidente Médici (entre 1969 y 1974). No obstante, la crisis petrolera de 1973 inició un proceso de desmantelamiento de la política desarrollista, y aunque el presidente Figueiredo intentó continuar con esa política, a partir de su mandato se inició un proceso de reformas que culminaron con la liberalización comercial de 1991. Desde entonces se siguió una política económica centrada en el funcionamiento de los mercados y la integración internacional sin que se estimulara la acumulación de capital (el promedio anual de ks entre 1977 y 2005 fue igual a 4.96%, apenas un poco más de la mitad de su valor registrado entre 1971 y 1976); la CE se volvió prácticamente inelástica respecto a KS. Entre 2006 y 2017, la elasticidad de CE respecto a KS disminuyó a -0.10, lo cual, aunado a una disminución de la acumulación de capital, se reflejó en una ligera reducción del promedio anual de g en comparación con su valor registrado entre 1977 y 2005. Finalmente, en el caso de Brasil nuestras estimaciones indican un incremento exógeno de la productividad del capital de 2% anual, lo cual es relevante porque el promedio anual del valor de g de 1977 a 2017 fue de 2.63%, es decir, apenas poco más de medio punto porcentual del crecimiento exógeno antes mencionado, situación que está relacionada con la abrupta caída del ritmo de acumulación de capital.

El caso de Chile exhibe la peculiaridad de que su ritmo de acumulación de capital fue bajo entre 1961 y 1994 (el promedio anual de ks fue igual a 2.32%). No obstante, la tasa de crecimiento exógena de la productividad del capital de 1961 a 2014 fue de 4% anual, valor igual al promedio anual de g (4%). Asimismo, a partir del inicio del régimen militar de Pinochet la elasticidad de CE respecto a KS pasa de 0 a -1.94, lo cual además coincide con una disminución de la tasa de crecimiento y, aunque con la implementación de la liberalización comercial en 1976 g volvió a aumentar, la economía experimentó una profunda recesión en 1982, provocando un cambio de la política económica que significó el alejamiento de las políticas de libre mercado y que contribuyeron a que la elasticidad de CE respecto a KS aumentara a 1.44 entre 1983 y 1994. Sin embargo, a pesar de que de 1995 a 2017 casi se duplicó el ritmo de acumulación de capital, la elasticidad de CE respecto a KS volvió a disminuir a 0, y otra vez encontramos que el promedio anual de g (4.61%) es muy cercano a la tasa de crecimiento exógena de la productividad del capital.

En el caso de México, la elasticidad de CE respecto a KS fue igual a 0.30 entre 1961 y 1982, lo cual coincide con la implementación de un modelo pro-desarrollo en el que se estimulaba la acumulación de capital y la industrialización, que culminó con la crisis de deuda externa de 1982, a partir de lo cual se implementó una serie de reformas estructurales con la finalidad de liberalizar la economía. Así, de 1983 a 1996 la elasticidad de CE respecto a KS disminuyó a 0.04, lo cual además ocurrió a la par de una merma considerable de la acumulación de capital, que pasó de un promedio anual de 10.9% entre 1961 y 1982 a otro de 4.98% entre 1983 y 1996. Y precisamente, a partir de 1996, dos años después del inicio del Tratado de Libre Comercio entre Canadá, Estados Unidos y México, la elasticidad de CE respecto a KS se volvió negativa (-0.19), mientras que la acumulación de capital disminuyó aún más (el promedio anual de ks entre 1997 y 2017 fue igual a 3.32%). Asimismo, el crecimiento exógeno de la productividad del capital de 1961 a 2017 fue igual a 3% anual y, mientras que de 1961 a 1982 el promedio anual de g fue igual a 6.51% (tres y medio puntos porcentuales más alto), entre 1983 y 2017 fue igual a 2.35% (menos que el incremento exógeno de la productividad del capital).

4. CONCLUSIONES

Existen diversas explicaciones acerca de la caída que experimentó la tasa de crecimiento de América Latina a partir de inicios de la década de 1980. Entre esas explicaciones se encuentran aquellas que se centran en el comportamiento de la productividad total de los factores y las que le dan énfasis a la acumulación de capital.

Respecto a la productividad total de los factores, la explicación tiene que ver con el hecho de que las reformas económicas implementadas a partir de la liberalización económica no han sido suficientes o no han tenido un impacto significativo para incrementar su tasa de crecimiento. Retomando la idea de la restricción externa al crecimiento y la demostración de Shaikh (1974) de que el concepto del progreso tecnológico desarrollado por Solow (1957) es igual a la tasa de crecimiento ponderada del salario medio y la tasa de rentabilidad media, observamos que existe una relación positiva entre la variación anual del crecimiento de la productividad total de los factores y la variación anual del saldo de la balanza comercial como proporción del PIB rezagada un periodo. Es decir, cuando las economías registran una variación negativa (positiva) de su saldo de la balanza comercial como proporción del PIB se observa una caída (aumento) de su tasa de crecimiento de la productividad total de los factores en el siguiente periodo, lo que muestra que este último indicador no determina a la tasa de crecimiento, sino que es endógeno a la tasa de crecimiento.

Asimismo, de acuerdo con la tesis que sostiene que el principal determinante del crecimiento de varios países de América Latina es la acumulación de capital (cf.Perrotini y Vázquez-Muñoz, 2018) y dada la restricción externa al crecimiento, estimamos la CE (Shaikh y Moudud, 2004) -la generación de capacidad productiva, la cual permite la sustitución de importaciones- de Argentina, Brasil, Chile y México. Mostramos que los promedios anuales de g de estas economías durante ciertos subperiodos son muy parecidos a los promedios anuales de ce. Dada la relación de largo plazo entre CE y la acumulación de capital, es posible verificar que los procesos de alto crecimiento experimentados por estas economías han coincidido con ritmos elevados de acumulación de capital, y viceversa. Asimismo, de acuerdo con nuestras estimaciones, la relación entre CE y K fue más estrecha durante los periodos en los que los gobiernos intervinieron como parte fundamental de la estrategia de crecimiento y, por el contrario, fue más débil durante los procesos de liberalización económica (véase el Cuadro A3).

Por lo tanto, consideramos que la superación del lento crecimiento, especialmente registrado por Argentina, Brasil y México durante los últimos años, aunque no ha de soslayarse Chile, debe centrarse en el incremento del ritmo de acumulación de capital tanto público como privado y en el fomento a la industrialización. Esto permitirá que aumente el potencial exportador de las economías y que se fomente el mercado interno a través de la sustitución de importaciones.

Referencias

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1Los países elegidos son aquellos para los cuales encontramos información suficiente para la realización de nuestro análisis y que, además, en su conjunto representaron el 85% del producto interno bruto (PIB) de América Latina en 2017: Argentina, 9%; Brasil, 45%; Chile, 5%, y México, 25% (con base en información obtenida de los Indicadores del Desarrollo Mundial del Banco Mundial, considerando mediciones del PIB a dólares constantes de 2008 y excluyendo a los países de altos ingresos).

2A diferencia de otras interpretaciones (Solow, 1956 y 1970; Swan, 1956), Perrotini y Vázquez-Muñoz (2017) sostienen que Harrod (1939) sí consideró que la tasa natural de crecimiento dependía de la acumulación de capital.

3La excepción fue Chile, en cuyo caso el proceso de liberalización comercial se llevó a cabo en 1976 (véase Moreno-Brid y Pérez, 2010).

4En el apéndice se muestra la forma en la que se construyeron las series del stock neto de capital para cada una de las economías de nuestra muestra de estudio.

5En el corto plazo, la utilización de los insumos productivos está sujeta a variaciones de la demanda, no así la cantidad registrada de los mismos. En ese sentido, a es una variable de corto plazo.

6De hecho, (1- α) ha sido muy estable para cada uno de los países analizados, excepto en los periodos de ajuste que comenzaron a mediados de la década de 1990 y que, a excepción de Brasil, terminaron con una reducción de su valor en comparación con sus valores previos.

7El periodo considerado es 1971-2017.

8La derivación de la relación de largo plazo entre CE y K se realiza ajustando K a fin de eliminar cualquier término espurio de precios relativos en esa relación.

9Las elasticidades estimadas de CE respecto a KS para cada uno de los países considerados se pueden consultar en el cuadro A3.

10El promedio de ks de 2006 a 2017 fue menor que el exhibido de 1992 a 2005. No obstante, el precio de los bienes de capital con relación a los del pib disminuyó sustancialmente, con lo cual la merma de la acumulación se refirió a una caída de su valor relativo al del PIB.

11La idea es que GAP tiende a uno. Sin embargo, dada su construcción, en realidad tiende a un valor fijo que puede ser distinto de uno. El punto concreto es que los empresarios tienden a utilizar un porcentaje fijo de la capacidad productiva instalada.

APÉNDICE

En este apéndice calculamos la CE de las economías analizadas en nuestro estudio. Como primer paso, siguiendo a Berlemann y Wesselhöft (2014), estimamos K a través del método de inventarios perpetuos:

K t = K t-1 + I t - (δ t K t-1 ) [A1]

donde los subíndices representan el tiempo, I es la formación bruta de capital fijo y δ es la tasa de depreciación del capital. A fin de obtener el valor del stock neto de capital inicial (K 0), se supone que la tasa tendencial de crecimiento de la inversión bruta del capital fijo (i) es igual a la tasa de crecimiento de K, con lo cual K 0 se puede calcular de la siguiente forma:

K 0 = I 1/(i + δ1) [A2]

En el Cuadro A1 se presentan las estimaciones de i y de los valores correspondientes de K 0 para cada una de las economías de nuestra muestra de países.

Cuadro A1 Estimación de la tasa tendencial de crecimiento de la formación bruta de capital fijo y del stock neto de capital inicial 

Variable dependiente: formación bruta de capital fijo (logaritmo natural)
Variable independiente Argentina 1960-2017 Brasil 1970-2017 Chile 1960-2017 México 1960-2017
Constante 24.24* (0.06) 24.40* (0.26) 28.64* (0.10) 26.26* (0.05)
t 0.04* (0.004) 0.08* (0.02) 0.15* (0.02)
D8191 1.38* (0.21)
D0108 -5.66* (0.88)
D8191t -0.08* (0.01)
D9200t -0.02* (0.003)
D0108t 0.10* (0.02)
D0917t -0.02* (0.003)
D8109 0.91** (0.37)
D1017 2.67** (1.22)
D8109t -0.06* (0.02)
D1017t -0.09* (0.03)
AR(1) 0.66* (0.16) 0.82* (0.10) 0.40** (0.18)
MA(1) 0.43** (0.18)
D82 -0.16* (0.05)
D8817 -2.10* (0.38)
D8817t 0.08* (0.01)
σ2 0.02* (0.004) 0.01* (0.001)
D95 -0.31* (0.07)
D6882 0.58* (0.21)
D8317 1.21* (0.14)
D6882t -0.08* (0.02)
D8317t -0.13* (0.02)
R2 0.93 0.96 0.98 0.99
Prueba Jarque-Bera 0.16 0.87 3.73 0.07
Prueba del multiplicador de Lagrange (lm) [estadístico F] 0.11 0.54
Prueba White (estadístico F) 9.64 a/ 0.77
K 0 (logaritmo natural) 26.43 27.18 31.80 27.92

Nota: * denota significancia estadística al 1% de confiabilidad; ** denota significancia estadística al 5% de confiabilidad. Las estimaciones se realizaron utilizando el software EViews 10. Errores estándar entre paréntesis. Las variables DXXYY representan variables dummies con valor igual a uno de 19XX(20XX) a 19YY(20YY). La utilización de las variables dummies simples y compuestas se basó en la identificación de rompimientos estructurales, mediante el método Bai-Perron, en las regresiones originales, las cuales sólo incluían intercepto y tendencia. a/ Se rechaza la hipótesis de homocedasticidad de los errores al 1% de confiabilidad; por lo tanto, los errores estándar se ajustaron por el método de Newey-West. AR es un término autorregresivo de los errores, MA es un término de media móvil de los errores y σ2 es la varianza estimada de los errores. En los casos de Chile y México no se detectó autocorrelación ni heterocedasticidad por medio del correlalograma de los residuos y por el correlalograma de los residuos al cuadrado de forma respectiva.

Fuente: elaboración propia con datos de los Indicadores del Desarrollo Mundial del Banco Mundial y de la World Penn Table versión 9.0.

Enseguida, a partir de las estimaciones presentadas en el Cuadro A1, obtenemos las series del stock neto de capital para cada uno de los países estudiados por medio de la ecuación [A1]. Siguiendo a Shaikh y Moudud (2004), planteamos la relación entre CE y K de esta forma:

Y ≡ (Y/CE)(CE/K)K [A3]

donde Y es el PIB, (Y/CE) es una medida del coeficiente de utilización de CE, la cual tiende a 1, y (CE/K) es una medida de la productividad del capital. Aplicando logaritmos naturales a la ecuación [A3], obtenemos:

lnY = ln(Y/CE) + ln(CE/K) + ln(K) [A4]

Asimismo, la productividad del capital es en parte exógena y en parte endógena respecto a K:

ln(CE/K) = β0 + β1lnK + β2 t [A5]

donde β0 es una constante, β1 es la elasticidad de la productividad del capital respecto a K y β2 es la tasa tendencial exógena de crecimiento de la productividad del capital. Sustituyendo la ecuación [A5] en la ecuación [A4] obtenemos la relación de largo plazo entre Y y K como:

lnY = β0 + β1 + β1)lnK + β2 t + u [A6]

donde u es un término de error con las características de un ruido blanco y del que se deriva el comportamiento de (Y/CE), al cual llamamos gap.11 Antes de proseguir con la estimación de la ecuación [A6] por el método de cointegración Bound Test Approach (Pesaran, Shin y Smith, 2001), siguiendo a Shaikh (2016), ajustamos K multiplicándolo por el índice de precios implícitos de la formación bruta de capital fijo (IPK) entre el índice de precios implícitos del PIB (IPI) a fin de eliminar cualquier término espurio de precios relativos en la relación de cointegración entre Y y K:

KS t = (IPK t /IPI t )K t [A7]

Enseguida, en el Cuadro A2 presentamos las pruebas de raíces unitarias Dickey-Fuller aumentada (ADF) y Phillips-Perron (PP) para el PIB y KS para cada uno de los países de la muestra. Como puede observarse, todas las series utilizadas para nuestro análisis son integradas de orden uno.

Cuadro A2 Pruebas de raíces unitarias 

Prueba ADF Valor crítico al 1% (ADF) Prueba PP Valor crítico al 1% (PP)
Argentina 1960-2017
lnPIB -2.39 -4.13 -2.39 -4.13
d(lnPIB) -6.53 -3.55 -6.47 -3.55
lnKS -1.54 -4.13 -1.30 -4.13
d(lnKS) -7.06 -3.55 -7.07 -3.55
Brasil 1970-2017
lnPIB -3.45 -4.16 -3.63 -4.16
d(lnPIB) -3.94 -3.57 -3.94 -3.57
lnKS -2.12 -4.17 -2.99 -4.17
d(lnKS) -5.41 -3.58 -5.37 -3.58
Chile 1960-2017
lnPIB -2.06 -4.13 -1.86 -4.13
d(lnPIB) -5.62 -3.55 -5.61 -3.55
lnKS -1.79 -4.13 -2.03 -4.13
d(lnKS) -6.77 -3.56 -6.12 -3.55
México 1960-2017
lnPIB -1.99 -4.13 -1.98 -4.13
d(lnPIB) -5.16 -3.55 -5.14 -3.55
lnKS -1.32 -4.13 -1.32 -4.13
d(lnKS) -4.20 -3.56 -6.22 -3.55

Nota: las estimaciones se realizaron utilizando el software EViews 10. ln es el operador logaritmo natural. d(∙) indica el operador primera diferencia. Todas las pruebas en niveles se realizaron suponiendo la existencia de intercepto y tendencia, mientras que las pruebas en primeras diferencias se realizaron suponiendo únicamente la existencia de intercepto. Los rezagos incluidos se determinaron mediante el criterio de información Schwarz (ADF) y mediante el criterio de información Newey-West (PP).

Fuente: elaboración propia con datos de los Indicadores del Desarrollo Mundial del Banco Mundial y de la World Penn Table versión 9.0.

El Cuadro A3 muestra las estimaciones de la ecuación [A6] para cada uno de los países analizados. En aras de la brevedad, no mostramos los coeficientes estimados correspondientes al modelo autorregresivo. No obstante, la información está disponible previa solicitud a los autores.

Cuadro A3 Estimación de la relación de largo plazo entre el stock neto de capital y la capacidad económica 

Variable dependiente: ln Y Argentina 1960-2017 Brasil 1970-2017 Chile 1960-2017 México 1960-2017
Constante 5.20* (1.56)
D7591 24.21* (3.45)
D9205 18.68* (4.29)
D0617 0.13** (0.07) 23.92* (6.98)
lnKS 0.78* (0.06) 0.75* (0.10) 0.30* (0.06)
D7591lnKS -0.89* (0.13)
D9205lnKS -0.67* (0.15)
D7705 17.88* (2.61)
D7705lnKS -0.65* (0.09)
D0617lnKS -0.85* (0.24)
T 0.02* (0.003) 0.04* (0.0003) 0.03* (0.01)
D7382 62.50* (9.53)
D8394 -47* (5.59)
D7382lnKS -1.94* (0.29)
D8394lnKS 1.44* (0.17)
D8396 -0.26* (0.05)
D9717 15.03* (3.89)
D9717lnKS -0.49* (0.13)
Coeficiente de ajuste -1.01* (0.09) -0.61* (0.10) -0.70* (0.06) -0.58* (0.06)
Prueba F-Bound (estadístico F) 11.95* 4.97* 20.41* 14.45*
Prueba Jarque-Bera 2.00 0.85 1.03 3.64
Prueba lm (estadístico F) 0.06 0.62 0.10 1.00
Prueba White (estadístico F) 0.96 1.17 0.52 1.27
Prueba Ramsey (estadístico F) 0.44 0.52 0.07 0.84

Nota: * denota significancia estadística al 1% de confiabilidad; ** denota significancia estadística al 10% de confiabilidad. ln denota el operador logaritmo natural. Las estimaciones se realizaron utilizando el software EViews 10. Errores estándar entre paréntesis. Las variables DXXYY representan variables dummies con valor a uno de 19XX(20XX) a 19YY(20YY); la utilización de las variables dummies simples y compuestas se basó en la identificación de rompimientos estructurales, mediante el método Bai-Perron, en las regresiones originales, las cuales sólo incluían intercepto, KS y tendencia, y fueron estimadas por el método de MCO. Los rezagos incluidos se determinaron mediante el criterio de información Akaike.

Fuente: elaboración propia con datos de los Indicadores del Desarrollo Mundial del Banco Mundial y de la World Penn Table versión 9.0.

Finalmente, a partir del conjunto de estimaciones realizadas, procedimos a derivar los valores de CE, ce, gap y agap utilizados en la segunda parte del presente artículo.

Recibido: 10 de Agosto de 2018; Aprobado: 14 de Octubre de 2018

*Autor para correspondencia: juan.vazquez@correo.buap.mx.

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