¿Cómo influye la apertura comercial en los déficits presupuestarios de los países en desarrollo?

Jean-Louis Combes y Tahsin Saadi-Sedik

Fue escrito, en parte, cuando Tahsin Saadi-Sedik se encontraba en la Universidad CERDI de Auvernia, donde es profesor Jean-Louis Combes. Los autores desearían agradecer a Gerd Schwartz, Marijn Verhoeven, Jha Raghbendra, y dos referentes anónimos del Journal of Development Studies sus útiles comentarios; también a los participantes del 58° Congreso del Instituto Internacional de Finanzas Públicas (IIPF) en Helsinki, agosto 2002; y al 51° Congreso de la Asociación Francesa de Ciencias Económicas (AFSE) en París, septiembre 2002

¿Cómo influye la apertura comercial en los déficits

presupuestarios de los países en desarrollo?

Preparado por Jean-Louis Combes y Tahsin Saadi-Sedik[1]

Este informe analiza los efectos de la apertura comercial sobre los equilibrios presupuestarios distinguiendo los efectos de la apertura natural de los correspondientes a la apertura inducida por la política comercial. Utilizando el estimador del sistema MGM, el análisis econométrico se centra en 66 países en desarrollo durante el período 1974-98. Los resultados muestran que la apertura comercial aumenta la exposición de un país a los shocks externos independientemente de sus causas implícitas. Esto incrementa los efectos adversos de la inestabilidad de los términos de intercambio en los equilibrios presupuestarios. No obstante, la apertura comercial también influye en los equilibrios presupuestarios a través de varios otros canales: la corrupción, las desigualdades en el ingreso, etc. El presente informe demuestra que estos efectos adicionales de la apertura natural y la apertura inducida por la política comercial sobre los equilibrios presupuestarios van en direcciones opuestas: la primera deteriora los equilibrios presupuestarios mientras que la segunda los mejora.

Números de clasificación JEL: H62, F02, F13

Palabras claves: Apertura comercial, política comercial, apertura natural, equilibrios presupuestarios, inestabilidad de los términos de intercambio, países en desarrollo, sistema MGM

Introducción

Existe una gran polémica respecto de las consecuencias macroeconómicas de la apertura comercial para los países en desarrollo. Este debate se ha centrado sobre todo en los efectos de la apertura comercial en el crecimiento económico, siendo el mensaje dominante que la apertura comercial es buena para el crecimiento (Edwards, 1998 y Rodrik, 1999). Existe, asimismo, una amplia bibliografía sobre los canales de transmisión de la apertura comercial al crecimiento económico (Guillaumont, 1994 y Combres y otros, 2000). Sin embargo, hay pocas investigaciones que aborden la influencia de la apertura comercial sobre el crecimiento económico a través de los equilibrios presupuestarios. Es algo sorprendentemente pasado por alto en la bibliografía, sobre todo teniendo en cuenta que los estudios teóricos y empíricos ofrecen una fuerte y positiva relación entre los equilibrios presupuestarios y el crecimiento económico (por ejemplo, Fischer, 1993 y Easterly, Rodríguez y Schmidt-Hebbel, 1994).

Algunos autores han presentado la apertura comercial como una variable de control para los equilibrios presupuestarios. En estos trabajos, el efecto de la apertura comercial sobre los equilibrios presupuestarios en algunos casos resulta contradictorio. Por ejemplo, Edwards y Tabellini (1991) estudiaron los efectos de la inestabilidad política sobre las políticas fiscales y la inflación en los países en desarrollo; llegaron a la conclusión de que la variable tiene en algunas regresiones un signo positivo y en otras un signo negativo. Schuknecht (1999) analizó ciclos de políticas fiscales y regímenes de tipo de cambio en tiempos de elecciones en 25 países en desarrollo; descubrió que la variable de la apertura comercial, la suma de las importaciones y exportaciones sobre el PBI, tiene el efecto positivo previsto en los equilibrios presupuestarios globales, pero no es significativo en niveles convencionales. Alesina y otros (1999), en un informe sobre el impacto de las instituciones presupuestarias sobre el resultado fiscal en América Latina, multiplicaron el tipo de cambio en los términos de intercambio por el grado de apertura; vieron que esta variable – tomada como sustitutiva de la apertura comercial – no siempre es significativa.

Estos resultados pueden no ser sorprendentes ya que los autores no distinguen la apertura natural de la apertura inducida por la política comercial o política hacia afuera. La apertura natural se basa en los determinantes estructurales de la apertura comercial (por ejemplo, el tamaño del país y sus características geográficas). La apertura inducida por la política comercial es determinada por los responsables de las decisiones. Por lo tanto, los dos componentes de la apertura comercial pueden tener efectos opuestos en los equilibrios presupuestarios y deben distinguirse uno del otro.

Este informe intenta abordar esta cuestión. Nosotros analizamos el impacto de la apertura comercial sobre los equilibrios presupuestarios distinguiendo los efectos de la apertura natural de la apertura inducida por la política comercial. Primero, descomponemos la evaluación convencional de la apertura comercial (exportaciones más importaciones de bienes y servicios en porcentaje del PBI) en apertura natural y apertura inducida por la política comercial. Calculamos la apertura natural estimando el nivel de apertura comercial que debería tener un país en base a sus factores estructurales, y calculamos la apertura inducida por la política comercial como la diferencia entre la apertura real y la natural. Segundo, analizamos econométricamente los efectos de estos dos componentes de la apertura comercial sobre los equilibrios presupuestarios.

El análisis econométrico se centra en 66 países en desarrollo durante el período 1974-98. Utilizamos el estimador del sistema MGM para superar potenciales problemas de endogeneidad entre equilibrios presupuestarios y apertura comercial. Primero, analizamos el efecto de la apertura comercial en los equilibrios presupuestarios a través de su efecto en la inestabilidad del ingreso público. Luego, examinamos el efecto adicional de la apertura comercial en los equilibrios presupuestarios (es decir, sobre todo por la corrupción y la desigualdad). Los resultados muestran que la apertura comercial aumenta la exposición de un país a los shocks externos más allá de que la apertura comercial se deba a una apertura natural o a una apertura inducida por la política comercial. Esto refuerza el efecto negativo de la inestabilidad de los términos de intercambio sobre los equilibrios presupuestarios. Los efectos adicionales de la apertura natural y la apertura inducida por la política comercial tienen signos opuestos: la primera deteriora los equilibrios presupuestarios mientras que la segunda los mejora.

Este documento está organizado de la siguiente forma. La Parte II aborda los efectos teóricos de la apertura comercial sobre los equilibrios presupuestarios. La Parte III presenta nuestros cálculos de la inestabilidad de los términos de intercambio. La Parte IV calcula los indicadores de la apertura natural y la apertura inducida por la política comercial. La Parte V presenta los datos y el análisis econométrico. La última parte presenta las observaciones finales.

II. EFECTOS TEÓRICOS DE LA APERTURA COMERCIAL EN LOS DÉFICITS PRESUPUESTARIOS

A. Apertura comercial e inestabilidad del ingreso público

En primer lugar presentamos dos enfoques normativos – la teoría de suavización fiscal y la Hipótesis del Ingreso Permanente – según los cuales, en promedio y por un período suficientemente largo, la inestabilidad del ingreso público no tiene ningún efecto en los equilibrios presupuestarios. Por lo tanto, la apertura comercial no puede tener ningún efecto en los equilibrios presupuestarios a través de su efecto sobre la inestabilidad del ingreso público. A continuación presentamos dos argumentos – la hipótesis del mal holandés y el argumento de la presión política – que ayudan a explicar por qué la inestabilidad del ingreso público puede influir en los equilibrios presupuestarios.

Enfoques normativos

Los enfoques normativos existentes, como la teoría de suavización fiscal y la Hipótesis del Ingreso Permanente, no explican el efecto de la apertura comercial en los equilibrios presupuestarios a través de su efecto sobre la inestabilidad del ingreso público. Según la teoría de suavización fiscal de Barro (1979, 1995, y 1999), Lucas y Stockey (1983) y Bohn (1990), los gobiernos usan los déficits y los superávits para suavizar los impuestos. Del mismo modo, la Hipótesis del Ingreso Permanente da a entender que los gobiernos pueden usar los superávits y los déficits para suavizar su gasto. Por eso, según estas dos teorías, la política fiscal óptima implica que los déficits presupuestarios deben ser contra-cíclicos y, en promedio y por un período suficientemente largo, los presupuestos deberían equilibrarse. Si bien tanto la teoría de la suavización fiscal como la Hipótesis de Ingreso Permanente son valiosas como teorías normativas,[2] como teorías positivas no explican ningún efecto de la apertura comercial en los equilibrios presupuestarios a través de su efecto en la inestabilidad del ingreso público. Por otra parte, no pueden explicar los altos déficits presupuestarios experimentados desde comienzos de la década de 1970.

La hipótesis del mal holandés y el argumento de la presión política

Una de las explicaciones para las desviaciones de las predicciones de las dos teorías fiscales óptimas es que los shocks externos positivos y negativos tienen efectos asimétricos en las finanzas públicas creando un efecto “ratchet” en el gasto público. Esto podría explicarse mediante la hipótesis del mal holandés (Collier y Gunning, 1999) y/o mediante el argumento de la presión política (Alesina y Perotti, 1994).

Según la hipótesis del mal holandés, los gobiernos no aumentan los ahorros públicos en respuesta a los shocks externos positivos porque se considera que los shocks temporales son permanentes y en razón de la incertidumbre en cuanto a la duración de los shocks combinada con los costos asimétricos de los errores.[3] En los países en desarrollo, la inestabilidad de los términos de intercambio es un determinante clave del desempeño macroeconómico de un país (Cashin y Pattillo, 2000). Muchos países son proclives a los shocks temporarios de los términos de intercambio. Estos shocks pueden arrastrar a los gobiernos a enormes errores fiscales. De hecho, algunos shocks sobre los precios son claramente temporarios, como los booms del café inducidos por las heladas brasileñas de 1975 (Deaton, 1999). Si los gobiernos ahorraran todos los beneficios inesperados de un shock externo positivo, la hipótesis del mal holandés estaría equivocada. Sin embargo, los gobiernos muchas veces no saben cuánto durarán los shocks de precios. Dado el alto grado de incertidumbre sobre la persistencia de los shocks de precios, el efecto de los shocks comerciales sobre los equilibrios presupuestarios depende en parte de si hay asimetrías entre las consecuencias de los errores de optimismo y pesimismo [4] (Collier y Gunning, 1999). Si el costo de los errores de optimismo supera los del pesimismo, entonces los shocks comerciales podrían deteriorar los equilibrios presupuestarios.

En cambio, los modelos de la economía política muestran que el gasto público podría aumentar en respuesta a un shock positivo, incluso habiendo certeza en cuanto a la duración de los shocks. Las fluctuaciones de la base impositiva son generalmente grandes en los países en desarrollo. Por eso, la suavización fiscal total o la suavización del consumo total significaría tener grandes superávits presupuestarios en los buenos tiempos y grandes déficits fiscales en los tiempos difíciles. No obstante, la capacidad de los gobiernos para tener superávits fiscales grandes en los buenos tiempos se ve obstaculizada por las presiones políticas que, si bien siempre están presentes, en tiempos de abundancia se exacerban (Alesina y Perotti, 1994). De hecho, supongamos que un país enfrenta un shock temporal externo positivo que significa un ingreso público temporal más alto. Si el gobierno quiere guardar todo el beneficio inesperado, debería resistir a las presiones para gastar ejercidas por el pueblo y los ministerios del gasto.[5] Cada ministerio de gasto puede enfrentar su propio problema de aprovechamiento: su decisión de diferir el gasto podría verse frustrada por el mayor gasto de otros ministerios (Collier y Gunning, 1999). Por eso, durante un shock externo positivo, cada ministerio tiene fuertes incentivos para aumentar su propio gasto. En líneas más generales, Talvi y Végh (2000) sugieren que las presiones políticas durante los shocks positivos implican disminuir el esfuerzo fiscal y a la vez aumentar el gasto público.[6] De todos modos, no tienen en cuenta las asimetrías entre el impacto de los shocks negativos y positivos. Con un shock positivo, los gobiernos aumentan tanto los gastos corrientes como los de capital. Sin embargo, durante un shock negativo, los gobiernos apenas podrían reducir los gastos corrientes. Esto implica una reducción de la inversión pública y/o un aumento de los déficits presupuestarios.

Por eso, las economías que son más abiertas enfrentan una mayor exposición a los shocks externos, lo cual refuerza la relación negativa entre la inestabilidad de los términos de intercambio y los equilibrios presupuestarios. Si las fluctuaciones de la base impositiva son pequeñas, las presiones tendentes a gastar no desempeñan un papel mayor y la suavización fiscal total o la suavización del consumo total se mantendrán como aproximaciones. En cambio, cuando las fluctuaciones de la base impositiva son grandes, como ocurre con frecuencia en los países en desarrollo, las presiones políticas se tornan más difíciles de resistir y tienen un impacto considerable en la política fiscal. Por consiguiente, los países con una base impositiva volátil presentan esquemas de gasto público más volátiles y en consecuencia, por el efecto “ratchet”, déficits presupuestarios más altos.

En estas circunstancias, el tema clave es la exposición de una economía a los shocks externos, se deban o no a la apertura natural o a la apertura inducida por la política comercial, y distinguir entre apertura natural o apertura inducida por la política comercial puede no resultar útil. No obstante, puede sostenerse que los países que han implementado políticas hacia afuera también tienen mejor capacidad para enfrentar los shocks, o sea, tienen una resiliencia mayor (Combes y Guillaumont, 2002) y por lo tanto presupuestos más disciplinados.

B. Otros canales a través de los cuales la apertura comercial influye sobre los déficits presupuestarios

Además del efecto de la apertura comercial a través de su efecto en la inestabilidad del ingreso público, la apertura comercial influye en el gasto público y en el ingreso público, y por ende en los equilibrios presupuestarios a través de otros cuatro canales principales. Primero, la apertura comercial podría tener un efecto en los equilibrios presupuestarios a través de su efecto en la corrupción. Aquí, la apertura natural y la política comercial podrían tener efectos diferentes sobre la corrupción y por ende sobre los equilibrios presupuestarios. Los países productores de petróleo y minerales, que son por naturaleza más abiertos, también son más corruptos en razón de la disponibilidad de rentas. No obstante, los países con una estrategia hacia afuera tienen niveles más altos de competencia, son menos corruptos (Ades y Di Tella, 1999) y tienen equilibrios presupuestarios mayores. Segundo, la apertura comercial aumenta las desigualdades en el ingreso (Savvides, 1998), lo cual incrementa la demanda de bienes públicos (Alesina y Perotti, 1996) y, al mismo tiempo, reduce la capacidad de los estados para recaudar impuestos. Tercero, la política económica podría reducir el ingreso público a corto plazo (Bevan, 1999), lo cual podría ocurrir cuando los aumentos de la apertura derivan de una reducción de las tarifas.[7] De todos modos, para un nivel dado de tarifas, el ingreso público por los impuestos comerciales es una función creciente de la apertura del comercio. Por eso, a la larga, la política comercial puede aumentar el ingreso público. Por último, se supone que la apertura comercial está relacionada positivamente con los equilibrios presupuestarios ya que la filtración de la demanda afuera y los costos derivados de los problemas de pago externos hacen que los altos déficits presupuestarios sean menos atractivos que en los países menos orientados al comercio (Lindbeck, 1976).

III. EVALUACIÓN DE LA INESTABILIDAD DE LA RELACIÓN REAL DE INTERCAMBIO

En el presente estudio, utilizamos un enfoque parecido al utilizado por Lensink, Bo y Sterken (1999). En los estudios empíricos hay dos enfoques amplios disponibles para medir la inestabilidad: enfoques a posteriori y a priori.

Calculamos la inestabilidad de los términos de intercambio porque nos interesa el impacto de los shocks comerciales externos sobre los equilibrios presupuestarios.[8] Esto nos permite evitar el problema de la endogeneidad de las variables que reflejan la inestabilidad de cantidades como la inestabilidad del valor real de las exportaciones. Para calcular la inestabilidad de los términos de intercambio, estimamos una función mixta, que combina una tendencia no lineal determinista y una tendencia estocástica:

tot1 = α + βtott-1 + δt + λt2 + εt

donde

tot = términos de intercambio,

t = tiempo,

εt = el componente aleatorio, y

α, β, δ y λ = parámetros a calcular.

Calculamos la inestabilidad de los términos de intercambio, definida como el cuadrado de los residuales de la ecuación (1) de tres maneras posibles:

(a) Primero, calculamos la ecuación en toda la muestra para cada país (1965’98). El problema con este procedimiento es que los agentes no tienen información sobre la totalidad del período. Por ejemplo, en 1974, no saben qué pasará en 1979.

(b) Segundo, calculamos la ecuación para un período de diez años renovable y mantenemos el cuadrado del residual del último año como medida de la inestabilidad de los términos de intercambio. Por ejemplo, hacemos la regresión para 1965-74, y mantenemos el residual para 1974: luego hacemos la regresión para 1966-75 y mantenemos el residual para 1975, y así sucesivamente. Un problema con este enfoque es que uno supone que los agentes no tienen memoria.

(c) Tercero, calculamos la ecuación suponiendo que los agentes tienen memoria (nuestro enfoque preferido). Por ejemplo, llevamos a cabo la regresión para 1965-74, manteniendo el residual para 1974, después introducimos la regresión para 1965-75, manteniendo el residual para el período 1975, y así sucesivamente. El comienzo del período es siempre 1965.

Los tres indicadores de inestabilidad se promedian en los siguientes sub-períodos: 1975-78, 1979-82, 1983-86, 1987-90, 1991-94, y 1995-98. Los diferentes cálculos de la inestabilidad están muy correlacionados (Tabla 1):

Tabla 1. Correlación entre las tres evaluaciones de la inestabilidad de los términos de intercambio

_________________________________________________________________________

(a) (b) (c)

_________________________________________________________________________

(a) 1

(b) 0,66 1

_________________________________________________________________________

Nota: Calculamos la inestabilidad de los términos de intercambio sólo para los países en desarrollo (véase la muestra en el Anexo).

A partir de aquí calculamos (c) la inestabilidad de los términos de intercambio. No obstante, para llevar a cabo una prueba de solidez, calculamos también una medición de inestabilidad sintética, utilizando el Análisis de Componentes Principales, sobre la base de las tres evaluaciones originales.[9]

IV. EVALUACIÓN DE LA POLÍTICA COMERCIAL REVELADA

En este estudio, usamos la evaluación de la política comercial revelada como en Chenery y Syrquin (1975), Guillaumont y Guillaumont Jeanneney (1988), y Combes y Guillaumont (2002). La apertura del comercio (las importaciones más las exportaciones de bienes y servicios como porcentaje del PBI) se descompone en apertura natural y apertura inducida por la política comercial. La apertura natural se calcula estimando qué nivel de apertura comercial debería tener un país sobre la base de sus factores estructurales. La apertura inducida por la política comercial es la diferencia entre la apertura comercial y la apertura natural.

Nuestro indicador de la política comercial evita utilizar ponderaciones subjetivas para combinar varios instrumentos políticos. No hay una medición de la política comercial perfecta para comparar países en un determinado momento e incluso para comparar la política comercial de un país dado en diferentes momentos (Rose, 2002). Según Baldwin (1989), las mediciones existentes del grado en que los gobiernos restringen el comercio generalmente encajan en dos tipos: mediciones de la incidencia de las restricciones al comercio y mediciones de sus efectos en el resultado. Las primeras se basan en la observación directa de instrumentos de política comercial. Las últimas evalúan las políticas comerciales por medio de cuánto se desvía el resultado real del resultado que se habría alcanzado sin barreras comerciales.

En la bibliografía existe un gran conjunto de indicadores basados en la incidencia, entre otros el nivel medio de las tarifas, el nivel de los impuestos a la exportación y el porcentaje de importaciones sujeto a restricciones no tarifarias. Cada una de esas evaluaciones es parcial, ya que una política comercial deriva de la forma en que se utilizan todos los instrumentos políticos (Combes y Guillaumont, 2002). Por eso algunos autores, como Sachs y Warner (1995) clasifican a los países en países abiertos y cerrados combinando algunos de estos instrumentos de política comercial parciales. No obstante, Rodríguez y Rodrik (1999) hacen hincapié en las limitaciones del indicador de Sachs y Warner. Sostienen, sobre todo, que las ponderaciones utilizadas para combinar los instrumentos políticos son subjetivas.

Por lo tanto, algunos autores utilizan los indicadores de resultados en términos de precios (Dollar, 1992) y cantidades. Un indicador de cantidades puede ser la relación de las exportaciones más las importaciones de bienes y servicios en porcentaje del PBI. Este indicador tiene la ventaja de ser fácilmente calculable a partir de datos disponibles para una amplia gama de países sobre períodos prolongados. Sin embargo, no es determinado solamente por la política comercial sino también por factores estructurales.

En este informe, calculamos la apertura natural como el valor ajustado derivado de una regresión de la apertura comercial sobre las variables estructurales. Luego, el residual de esta regresión es calificado de apertura inducida por la política comercial (Tabla 2). Esta medición es un indicador de la apertura inducida por la política comercial ya que la media de los residuales equivale a cero. Por ende, depende de la selección de la muestra.[10] Además, seguimos la práctica convencional y calculamos la media de cuatro años como para suavizar algunos de los aspectos cíclicos de los datos. Las siguientes son las variables estructurales. Los países más grandes son menos especializados y menos abiertos, calculándose el tamaño de un país mediante el logaritmo de su población. Los países desarrollados son probablemente más competitivos en una amplia gama de productos. Por lo tanto, usando el PBI per capita como indicador de desarrollo, se supone que los países con un PBI per capita alto tienen niveles más altos de apertura comercial. La tercera es una variable ficticia: “cerrado”, que refleja aproximadamente el costo del transporte; siendo todas las demás cosas iguales, si un país está aislado por fronteras naturales, es menos abierto.

Tabla 2. Medición de la apertura natural y la Política comercial

______________________________________________________________________________

La variable dependiente es

la apertura comercial 1 2 3 4 5 6 7

______________________________________________________________________________

intersección 256,68 294,77 270,54 267,95 233,51 272,34 289,49

(13,65)***(11,45)*** (10,73)***(10,85)***(9,40)***(9,07)***(10,78)***

Retraso del PBI per capita 4,54 2,55 4,35 3,76 1,11 3,44 2,54

(2,63)*** (1,38) (2,50)*** (1,69)* (0,57) (1,67)* (1,37)

Población en logaritmo -14,01 -14,99 -14,5 -14,29 -11,14 -14,50 -15,00

(-19,90)***(-16,88)***(-16,14)***(-16,20) (-11,47)***(-13,94)***(-16,90)***

Variable ficticia -4,04 -7,51 -5,21 -11,22 -5,76 -7,51

cerrada (-1,06) (-2,26)*** (-1,31) (-2,77)*** (-1,50) (-2,26)***

Minas 0,45

(2,93)***

Variable Ficticia para -9,79 -7,79 -9,61 -9,80

Países Tropicales (-2,58)*** (-2,03)*** (-2,36)*** (-2,58)***

Latitud en logaritmo -3,60

(-1,48)

Latitud cuadrada en logaritmo 1.138

(1,31)

Tipo de cambio de los términos

de intercambio 11,40

(1,11)

Crecimiento medio de los

países de la OCDE 3,02 2,10

(1,13) (1,13)

Número de 376 376 376 370 261 335 376

observaciones

R2 ajustado 0,49 0,50 0,50 0,49 0,41 0,45 0,50

__________________________________________________________________________________

Nota: Las estadísticas-t están entre paréntesis. Los errores estándar se corrigen por heteroskedasticidad, ***: coeficiente significativo a nivel 1%,**: coeficiente significativo a nivel 5%, *: coeficiente significativo a nivel 10%. Todas las variables son promedios de cuatro años, siendo los sub-períodos 1975-78, 1979-82, 1983-86, 1987-90, 1991-94 y 1995-98.

Primero calculamos la apertura natural regresando la apertura comercial observada en las tres variables tratadas anteriormente (columna 1). Dos de las variables (el tamaño del país y el indicador de desarrollo) tienen el signo esperado y son significativas a nivel de 1%, mientras que la variable ficticia para los países cerrados es insignificante. R2 ajustada es cercana al 50%.

Luego sumamos a las regresiones otras variables independientes que en la bibliografía se supone que son importantes para explicar la apertura natural (columnas 2-7). No obstante, agregar estas variables no mejora la R2 ajustada. Cuando agregamos las exportaciones de minerales y combustibles en porcentaje del PBI (Minas), perdemos muchas observaciones debido a la disponibilidad de datos (columna 5). La tasa de cambio de los términos de intercambio y la variable que refleja la situación mundial actual (calculada como la tasa media de crecimiento en los países miembros de la OCDE –Organización de Cooperación y Desarrollo) no son significativas en los niveles convencionales (columnas 6 y 7). Asimismo, la latitud y la latitud al cuadrado, introducidas para captar los factores climáticos, no mejoran significativamente la R2 ajustada.

Luego reemplazamos la variable ficticia “cerrado” por una ficticia cero-uno para los “países tropicales” (columna 3).[11] En esta regresión, todas las variables tienen el signo esperado y son significativas en el nivel de 1%. Por ende, en los tests siguientes, usaremos la columna 3.

V. LA ESTRATEGIA ECONOMÉTRICA

Para estimar la influencia de la apertura comercial en los superávits presupuestarios, usamos un análisis de datos de panel. Cada país presenta seis observaciones: 1975-78, 1979-82, 1983-86, 1987-90, 1991-94, y 1995-98. La muestra incluye todos los países en desarrollo para los cuales requerimos datos (véase Apéndice).[12] Nuestro modelo puede resumirse de la siguiente manera:

sit = Σ θ j xj it + u it

donde

uit = αi + eit ‘

α = efecto específico de cada país,

e = el término de error,

i = 1, …, N (índice de país)

t = 1,…, T (índice de tiempo)

Sit = superávits presupuestarios,

xjit = j° variable independiente, j = 1,…, K, y

θj = parámetros a calcular.

La información

Los datos sobre los superávits del presupuesto público están tomados de IFS (Estadísticas Financieras Internacionales), GFS (Estadísticas de Finanzas Públicas) y WDI (Indicadores del Desarrollo Mundial). La variable dependiente es los superávits presupuestarios generales excluyendo los subsidios externos en porcentaje del PBI. Esta medición es más adecuada para los países en desarrollo que los superávits presupuestarios globales convencionales que incluyen los subsidios externos. Si bien los subsidios representan una elevada proporción del ingreso público en los países en desarrollo, pueden variar considerablemente de un año a otro según el apoyo de los donantes. Su inclusión daría una señal inapropiada de su permanencia. No obstante, para probar su solidez, también incluimos superávits presupuestarios convencionales que incluyen subsidios externos.

Como se dijo anteriormente, tenemos tres variables que reflejan la apertura comercial: la apertura comercial observada en porcentaje del PBI, la apertura natural y la apertura inducida por la política comercial (sobre la base de la columna 3, Tabla 2). También tenemos tres variables ponderadas: cada una de estas tres evaluaciones de la apertura comercial por la inestabilidad de los términos de intercambio.

Las otras variables de control son las siguientes. Se supone que la variable dependiente desfasada tiene un coeficiente positivo, ya que los gobiernos se ven limitados por el presupuesto corriente que ayuda a determinar la posición del presupuesto del período siguiente. Esta inercia proporciona estabilidad y predetermina el esquema de déficit fiscal (Schuknecht, 1999). Se prevé que el grado de urbanización tenga un efecto positivo en el superávit fiscal, ya que es relativamente más fácil gravar a una población urbana que rural (Edwards y Tabellini, 1991). Se supone que el signo del PBI per capita es positivo. De hecho, más países desarrollados tienen probablemente más capacidad para diseñar sistemas tributarios eficientes. La tasa de inflación podría tener muchos efectos en las finanzas públicas y por ende en los equilibrios presupuestarios. Como algunos de estos efectos claramente se compensan entre sí, a menudo es difícil predecir el efecto neto de la inflación sobre el déficit presupuestario (Catăo y Terrones, 2001). De todas maneras, se incluye la inflación porque en muchos estudios se supone que es un determinante importante de los déficits presupuestarios.

Las cuestiones econométricas

Calcular las ecuaciones del superávit presupuestario nos obliga a enfrentar dos cuestiones econométricas importantes. Primero, es probable que algunas variables independientes sean endógenas a los superávits presupuestarios, al menos a corto plazo. Segundo, introducimos la variable dependiente desfasada como una variable lateral a la derecha. Con un estimador de efectos fijos esta variable está, por construcción, relacionada con el término de error y por lo tanto es endógena. Abordamos estos problemas de dos maneras: (I) trabajamos con promedios de los datos de cuatro años, lo cual elimina parte de la simultaneidad cíclica de corto plazo entre los superávits fiscales y algunas variables independientes, y (II) usamos los estimadores del Método Generalizado de Momentos (MGM).

El método habitual para tratar los efectos específicos por país, en el contexto de los datos de lista, ha sido trabajar con diferencias de primer orden (Anderson y Hsiao, 1981). Los estimadores MGM permiten controlar tanto los efectos específicos por país no observados como la endogeneidad potencial de las variables justificativas. Arellano y Bond (1991) presentan un estimador MGM de primeras diferencias. No obstante, este estimador tiene deficiencias estadísticas y conceptuales.[13] Por eso, usamos un estimador de un sistema alternativo que reduce las potenciales desviaciones y la imprecisión asociadas con los estimadores de diferencias habituales (Arellano y Bover, 1995 y Blundell y Bond, 1998). El estimador alternativo combina en un solo sistema las regresiones en diferencia y las regresiones en nivel.

Controlamos la endogeneidad usando “instrumentos internos,” vale decir, instrumentos basados en los valores desfasados de las variables justificativas como Loayza, Schmidt-Hebbel, y Servén (2002). Adoptamos la suposición de una exogeneidad débil de las variables justificativas, en el sentido de que se suponen no relacionadas con futuras realizaciones de los términos de error.[14] Por ende, los niveles desfasados de las variables pueden utilizarse como instrumentos en las regresiones de diferencia y las diferencias desfasadas de las variables podrían usarse como instrumentos en las regresiones de nivel. Entonces, el efecto de una variable dada sobre los superávits presupuestarios es derivado a la asociación entre el componente exógeno de esa variable y los superávits presupuestarios. No imponemos ninguna restricción sobre el número máximo de retrasos de las variables. Considerando que T (índice de tiempo) es pequeño, esto no constituye un problema.

Los resultados

La compatibilidad del estimador depende de si los valores desfasados de las variables justificativas son instrumentos válidos. Los criterios para la selección de los instrumentos son dos tests de especificación (Arellano y Bond, 1991). Con el test de Sargan, no rechazamos la hipótesis nula de la validez global de las condiciones de ortogonalidad de los instrumentos (identificando excesivamente restricciones). El segundo test tiene que ver con la relación serial de los residuales. Primeramente, rechazamos la hipótesis nula de ninguna relación serial de primer orden de los residuales diferenciados (test AR(1)) y en segundo lugar, no rechazamos la hipótesis nula de ninguna relación serial de segundo orden de los residuales diferenciados (test AR(2)). Por ende, los residuales no están relacionados en forma serial e inferimos que las condiciones de ortogonalidad son correctas.

Los resultados se indican en la Tabla 3. La variable apertura comercial no es significativa (columna 1); este resultado indica que los dos componentes de la apertura comercial observada pueden tener efectos opuestos. La variable ponderada (inestabilidad de la apertura* comercial), definida como la apertura comercial observada por la inestabilidad de los términos de intercambio tiene el signo esperado y es significativa, indicando que los países más abiertos tienden a tener una mayor exposición a los shocks externos y tienen superávits presupuestarios más bajos. Para determinado nivel de inestabilidad de los términos de intercambio, las economías que son más abiertas tienden a tener déficits presupuestarios más altos. La variable que refleja la inestabilidad no es significativa, lo cual indica que la inestabilidad de los términos de intercambio afecta el equilibrio presupuestario a través de la apertura comercial.

Tabla 3. Explicación de los superávits presupuestarios

______________________________________________________________________________

La variable dependiente es

superávits presupuestarios (1) (2) (3) (4) (5) (6)

______________________________________________________________________________

intersección -23.20 -25.88 -29.51 -31.00 -35.90 -7.56

(-2.88)*** (-3.46)*** (-3.83)*** (-3.96)***(-4.66)*** (-2.32)***

Desfase de superávits 0.55 0.53 0.59 0.28 0.30 0.18

(5.75)*** (3.73)*** (7.31)*** (1.71)*** (2.52)*** (2.25)***

Logaritmo de pob.urbana 2.54 2.82 0.22 3.85 4.18 1.85

(0.55) (2.20)** (0.19) (1.82)* (2.22)** (1.80)*

Log de PBI per capita 2.08 1.64 3.68 1.28 1.98 -0.20

(0.66) (1.61)* (2.71)*** (0.60) (1.60) (-0.33)

Log. de la inflación -0.35 -0.29 0.48 -0.76 -0.31 -0.48

(-0.87) (0.94) (-1.44) (-1.46) (-0.67) (-1.45)

Inestabilidad de la

apertura* comercial -0.00005

(-1.90)**

Inestabilidad 0.001 -0.003 0.001 -0.003 -0.10 -0.0006

(1-08) (-1.48) (0.958) (-0.785) (-0.294) (-0.528)

Apertura comercial -0.004

(0.99)

Apertura inducida por la

política comercial 0.08 0.06 0.11 0.09

(2.12)** (1.90)* (2.04)** (3.20)***

Apertura natural -0.03 -0.03

(-2.12)** (-1.76)*

Inestabilidad de la apertura*

inducida por la política comercial -0.0002 -0.0003 -0.04 -0.00009

(-1.92)** (-1.82)* (-2.18)** (-1.72)*

Inestabilidad de la

apertura* natural -0-00004 -0.0001

(-1.66)* (-2.05)**

Número de observaciones 261 261 261 260 258 264

Test de Sargan: valor p [0.37] [0.27] [0.77] [0.99] [0.38] [0.18]

Test AR(1): valor p [0.03] [0.02] [0.01] [0.12] [0.02] [0.02]

Test AR(2): valor p [0.91] [0.67] [0.74] [0.52] [0.29] [0.20]

Pseudo R2 0,61 0,65 0.68 0.56 0.40 0.11

____________________________________________________________________________________

Nota: Las estadísticas-t están entre paréntesis. Los tiempos ficticios se introducen pero no se muestran en la Tabla t-estadísticas entre paréntesis. Los errores convencionales se corrigen por heteroskedasticidad, ***: coeficiente significativo a nivel 1%,**: coeficiente significativo a nivel 5%, *: coeficiente significativo a nivel 10%. Todas las variables son promedios de cuatro años, siendo los sub-períodos 1975-78, 1979-82, 1983-86, 1987-90, 1991-94 y 1995-98.

Cuando introducimos la variable política comercial junto a la variable ponderada de apertura y la inestabilidad, su signo es positivo y es significativo (columna 2), lo cual indica que la política comercial tiene otros efectos sobre los equilibrios presupuestarios además de los que tiene a través de sus efectos sobre la inestabilidad del ingreso público. Una estrategia hacia afuera ejerce un efecto disciplinante en los presupuestos públicos, mientras que la apertura natural tiene un efecto negativo sobre los superávits presupuestarios (columna 3).

Los efectos adicionales de la apertura natural y la política comercial sobre los equilibrios presupuestarios son contrarios. El efecto negativo de la apertura natural podría explicarse por su efecto sobre la corrupción o por el hecho de que un país abierto más naturalmente podría tener menores restricciones de endeudamiento, es decir, un acceso mayor al capital extranjero. Tanto la apertura natural por la inestabilidad como la política comercial por la inestabilidad tienen un efecto adverso sobre los equilibrios presupuestarios. Por ende, lo importante es una exposición de la economía a los shocks externos, ya sea que la exposición se deba a la apertura natural o a la apertura inducida por la política comercial. Resultados similares se obtienen cuando se introducen en la misma regresión las variables apertura inducida por la política comercial, apertura natural, sus respectivos términos de interacción y la inestabilidad (columna 4).

Como tests de solidez, hacemos dos cosas: (I) usamos un indicador de la inestabilidad de los términos de intercambio en base al Análisis de Componentes Principales, cuyos resultados se muestran en la columna 5; las dos variables que reflejan la apertura comercial mantienen su signo y son significativas y (II) usamos otra definición de superávits presupuestarios, a saber, superávits presupuestarios convencionales con subsidios externos; y en líneas generales, los resultados no cambian (columna 6).

IV. CONCLUSIONES

Si bien en teoría, el efecto neto de la apertura comercial sobre los equilibrios presupuestarios es ambiguo, empíricamente, es muy claro. La apertura comercial aumenta la exposición de un país a los shocks externos más allá de que esto se deba a la apertura natural o a la apertura inducida por la política comercial. Esto a su vez tiende a reforzar el impacto adverso de la inestabilidad de los términos de intercambio. Además, la apertura comercial afecta los equilibrios presupuestarios directamente, y aquí los efectos de la apertura natural y de la apertura inducida por la política comercial van en direcciones opuestas: al contrario de la apertura natural, la apertura inducida por la política comercial mejora los equilibrios presupuestarios.

Los gobiernos, aun en los países en desarrollo, pueden en muchos casos resistirse a liberalizar sus regímenes comerciales, sosteniendo que su situación presupuestaria ya es difícil y reducir las tarifas generará mayores déficits presupuestarios. Este estudio ha demostrado que, aunque la apertura comercial aumente la exposición de un país a los shocks externos y afecte por lo mismo adversamente sus equilibrios presupuestarios, una estrategia política hacia afuera debería llevar a un fortalecimiento general de sus equilibrios presupuestarios.

Para reducir los efectos adversos de la apertura comercial sobre los equilibrios presupuestarios, un país debe diseñar instituciones presupuestarias sólidas y administraciones fiscales eficientes. Estas últimas podrían ayudar a reducir los efectos del mal holandés y podrían aislar el gasto público de las presiones políticas. Asimismo, la estrategia hacia afuera puede ejercer una influencia disciplinante en los responsables de las decisiones políticas para que mejoren sus políticas macroeconómicas.

Por último, una estrategia hacia afuera también sería una fuente de mayor competitividad, especialmente aislando a los responsables de las decisiones de la presión de los grupos de interés particulares. Además, una estrategia hacia afuera, al reducir la corrupción, podría llevar potencialmente a diseñar un sistema presupuestario más sólido y administraciones fiscales eficientes.

Lista de los países de la muestra

Argentina	Ghana	Pakistán
Bolivia	Guatemala	Panamá
Botswana	Haití	Papua Nueva Guinea
Brasil	Hungría	Paraguay
Bulgaria	India	Perú
Burkina Faso	Indonesia	Filipinas
Burundi	Irán, República Islámica de	Senegal
Camerún	Jamaica	Seychelles
Chad	Jordania	Sierra Leone
Chile	Kenya	Sri Lanka
China	Corea, República de	Santa Lucía
Colombia	Lesotho	St. Vincent y las Grenadines
Congo, Rep. Dem. del	Madagascar	Suacilandia
Costa de Marfil	Malasia	Tailandia
Costa Rica	Mauritius	Togo
Ecuador	Marruecos	Túnez
Egipto, República Árabe de	Namibia	Turquía
Etiopía	Nepal	Uruguay
Fiji	Nicaragua	Venezuela
República Dominicana	México	Trinidad y Tobago

REFERENCIAS

Ades, Alberto, y Rafael Di Tella, 1999, “Rent, Competition, and Corruption,” American Economic Review, Vol. 89, No. 4, pp. 983-93.

Alesina, Alberto, Richardo Hausmann, Rudolf Hommes, y Ernesto Stein, 1999, “Budget Institutions and Fiscal Performance in Latin America,” Journal of Development Economics, Vol. 59, No. 2, pp. 253-73.

Alesina, Alberto, y Roberto Perotti, 1994, “The Political Economy of Budgets Deficits,” Informe del FMI No. 94/85 (Washington: Fondo Monetario Internacional).

_____, 1996, “Income Distribution, Political Instability, and Investment,” European Economic Review, Vol. 40, No. 6, pp. 1203-28.

Anderson, Todd W., y Cheng Hsiao, 1981, “Estimation of Dynamic Models with Error Components,” Journal of the American Statistical Association, Vol. 76, pp. 598-606.

Arellano, Manuel, y Stephen R. Bond, (1991), “Some Tests of Specification for Panel Data: Monte Carlo Evidence and an Application to Employment Equations,” Review of Economic Studies, Vol. 58, No. 2, pp. 277-97.

Arellano, Manuel y Olympia Bover, 1995, “Another Look at the Instrumental-Variable Estimation of Error-Components Models,” Journal of Econometrics, Vol. 68, No. 1, pp. 29-51.

Baldwin, Robert E., 1989, “Measuring Nontariff Trade Policies,” Informe NBER No. 2978 (Cambridge, Massachusetts: Oficina Nacional de Investigaciones Económicas).

Barro, Robert J., 1979, “On the Determination of the Public Debt,” Journal of Political Economy, Vol. 87, No. 5, pp. 940-71.

_____, 1985, “Government Spending, Interest Rates, Prices, and Budget Deficits in the United Kingdom, 1730-1918,” Informe de la Universidad de Rochester.

_____, 1986, “U.S. Deficits Since World War I,” Scandinavian Journal of Economics, Vol. 88, No. 1, pp. 195-222.

_____, 1995, “Optimal Debt Management,” Informe NBER No. 5327 (Cambridge, Massachusetts: Oficina Nacional de Investigaciones Económicas)

_____, 1999, “Notes on Optimal Debt Management,” Journal of Applied Economics, Vol. 2, No. 2, pp. 281-89.

Bevan, David, 1999, “Trade Liberalization and the Budget Deficit,” Journal of Policy Modeling, Vol. 21, No. 6, pp. 653-94.

Blundell, Richard, y Stephen R. Bond, 1998, “Initial Conditions and Moment Restrictions in Dynamic Panel Data Models,”Journal of Econometrics, Vol. 87, No. 1.

Bohn, Henning, 1990, “Tax Smoothing with Financial Instruments,” American Economic Review, Vol. 80, No. 5, pp. 1217-30.

Cashin, Paul, y Catherine Pattillo, 2000, “Terms of Trade Shocks in Africa: Are They Short-Lived or Long-Lived?” Informe del FMI No. 00/72 (Washington: Fondo Monetario Internacional).

Catão, Luis, y Marco Terrones, 2001, “Fiscal Deficits and Inflation: A New Look at the Emerging Market Evidence,” Informe del FMI No. 01/74 (Washington: Fondo Monetario Internacional).

Chenery, Hollis B., y Moshe Syrquin, 1975, Patterns of Development 1950-1970 (Oxford y Nueva York: Oxford University Press).

Collier, Paul, y Jan W. Gunning, 1999, Trade Shocks in Developing Countries, Vol. 1 y 2 (Oxford y Nueva York: Oxford University Press).

Combes, Jean-Louis, y Patrick Guillaumont, 2002, “Commodity Price Volatility, Vulnerability, and Development,” Development Policy Review, Vol. 20, pp. 25-39.

______, Sylviane Guillaumont Jeanneney, y Pascale Motel Combes, 2000, “Ouverture sur l’Extérieur e Instabilité des taux de Croissance,” Revue Française d’Économie, Vol. 15, No. 1, pp. 3-33.

Dollar, David, 1992, “Outword-Oriented Developing Economies Really Do Grow More Rapidly: Evidence from 95 LDCs, 1976-85,” Economic Development and Cultural Change, Vol. 40, No. 3, pp. 523-40.

Deaton, Angus, 1999, “Commodity Prices and Growth in Africa,” Journal of Economic Perspectives, Vol. 13, No. 3, pp. 23-40.

Easterly,William, Carlos A. Rodríguez, y Klaus Schmidt-Hebbel, 1994, Public Sector Deficits and Macroeconomic Peformance(Washington: Banco Mundial).

Edwards, Sebastian, 1998, “Openness, Productivity and Growth: What Do We Really Know?” Economic Journal, Vol. 108, pp. 383-98.

_____, y Guido Tabellini, 1992, “Explaining Fiscal Policies and Inflation in Developing Countries,” Journal of International Money and Finance, Vol. 10, número especial, pp. S16-S48.

Fischer, Stanley, 1993, “The Role of Macroeconomic Factors in Growth,” Journal of Monetary Economics, Vol. 32, No. 3, pp. 485-512.

Griliches, Zvi, y Jerry A. Hausman, 1985, “Errors in Variables in Panel Data,” Journal of Econometrics, Vol. 31, pp. 93-118.

Guillaumont, Patrick, 1994, “Politique d’Ouverture et Croissance Economique: les effets de la croissance et de l’instabilité des exportations,” Revue d’Economie du Développement, No. 1, pp. 91.114.

_____ y Sylviane Guillaumont Jeanneney, 1988, Stratégies de développement comparées zone franc et hors zone franc(eds., París, Economica).

Loayza, Norman, Klaus Schmidt-Hebbel, y Luis Servén, 2000, “What Drives Private Saving Across the World?” The Review of Economics and Statistics, Vol. 82, No. 2, pp. 165-81.

Lindbeck, Assar, 1976, “Stabilization Policies in Open Economies with Endogenous Politicians,” American Economic Review,Vol. 66, No. 2, pp. 1-19.

Lensink, Robert, Hong Bo, y Elmer Sterken, 1999, “Does Uncertainty Affect Economic Growth? An Empirical Analysis,” 1999,Welwirtschaftliches Archiv, Vol. 135, pp. 379-96.

Lucas, Robert E, y Nancy L. Stockey, 1983, “Optimal Fiscal and Money Policy in an Economy Without Capital,” Journal of Monetary Economics, Vol. 12, pp. 55-93.

Rodriguez, Francisco, y Dani Rodrik, 1999, “Trade Policy and Economic Growth: a Skeptic’s Guide to Cross-National Evidence,” Informe NBER No. 7081 (Cambridge, Massachusetts: Oficina Nacional de Investigaciones Económicas).

Rodrik, Dani, 1999, The New Global Economy and Developing Countries: Making Openness Work, Overseas Development Council.

Rose, Andrew K., 2002, “Do WTO Members have More Liberal Trade Policy?” Informe NBER No. 9347 (Cambridge, Massachusetts: Oficina Nacional de Investigaciones Económicas).

Sachs, Jeffrey D., y Andrew M. Warner, 1995, “Economic Reform and the Process of Global Integration,” Brooking Papers on Economics Activity, Vol. 1, pp. 1-118.

Savvides, Andreas, 1998, “Trade Policy and Income Inequality: New Evidence,” Economics Letters, Vol. 61, No. 3, pp. 365-72.

Schuknecht, Ludger, 1999, “Fiscal Policy Cycles and the Exchange Rate Regime in Developing Countries,” European Journal of Political Economy, Vol. 15, No. 3, pp. 569-80.

Talvi, Ernesto, y Carlos A. Végh, 2000, “Tax Base Variability and Procyclical Fiscal Policy,” Informe NBER No. 7499 (Cambridge, Massachusetts: Oficina Nacional de Investigaciones Económicas).

[1] Fue escrito, en parte, cuando Tahsin Saadi-Sedik se encontraba en la Universidad CERDI de Auvernia, donde es profesor Jean-Louis Combes. Los autores desearían agradecer a Gerd Schwartz, Marijn Verhoeven, Jha Raghbendra, y dos referentes anónimos del Journal of Development Studies sus útiles comentarios; también a los participantes del 58° Congreso del Instituto Internacional de Finanzas Públicas (IIPF) en Helsinki, agosto 2002; y al 51° Congreso de la Asociación Francesa de Ciencias Económicas (AFSE) en París, septiembre 2002.

[2] No obstante, Barro (1985 y 1986) ve la teoría de suavización fiscal también como una teoría positiva y ha puesto a prueba el modelo de suavización fiscal en 200 años de datos estadounidenses y británicos. La evidencia empírica coincide ampliamente con los principios básicos de la suavización fiscal: las relaciones entre deuda y PBI aumentan durante las guerras, disminuyen en tiempos de paz, y fluctúan con los ciclos económicos. Un problema con la teoría es que cualquier política fiscal puede racionalizarse desde un punto de vista de suavización fiscal si las expectativas son una “variable libre” (Alesina y Perotti, 1994). La suavización fiscal podría incluso explicar los altos déficits fiscales en la década de 1980 en Estados Unidos: suponiendo que a comienzos de los ’80 se hubiera sabido que, con un aumento temporal en el gasto militar, se podría haber ganado la guerra fría, en los años 1990 el gasto militar podría haberse recortado por debajo del nivel inicial de 1980. La política óptima fue bajar los impuestos y aumentar el gasto militar en la década de 1980 y manejar déficits en los años 1980 y superávits en la década de 1990.

[3] La incertidumbre sobre la duración de los shocks no tiene ningún impacto, comúnmente, sobre los déficits presupuestarios si los costos de los errores son simétricos.

[4] Dentro de este contexto, el optimismo (pesimismo) podría definirse por el hecho de que el gobierno sobrestima la duración de un shock positivo (negativo).

[5] Existe una práctica generalizada en las economías volátiles de subestimar los ingresos fiscales para evitar el gasto excesivo (Talvi y Végh, 2000).

[6] No obstante, las políticas fiscales pro-cíclicas podrían justificarse por las restricciones de endeudamiento. Potencialmente, los déficits presupuestarios debidos a shocks negativos podrían ser más bajos, en valor absoluto, que los superávits presupuestarios derivados de shocks positivos de la misma duración debido a la asimetría creada por las restricciones de endeudamiento, especialmente en los países en desarrollo. Las imperfecciones del mercado crediticio implican que durante un shock positivo, las tasas de ahorro son más bajas que las previstas por políticas óptimas y durante un shock negativo, las tasas de ahorro negativo también son más bajas. Esto podría explicar por qué durante un shock positivo (negativo) el gasto público aumenta (disminuye) a la vez que las tasas impositivas disminuyen (aumentan).

[7] No obstante, reemplazar las barreras no tarifarias por tarifas puede mitigar el impacto negativo de la liberalización del comercio.

[8] La información para los términos de intercambio de bienes y servicios (1995=100) provienen de la Red de Desarrollo Global (GDN) del Banco Mundial.

[9] Agradecemos a quien nos sugirió esta idea en forma anónima desde el Journal of Development Studies.

[10] Si cambiamos la muestra, un país relativamente más abierto en la primera muestra podría ser relativamente más cerrado en la segunda y viceversa.

[11] Los datos para la variable ficticia tropical provienen de la Red de Desarrollo Global del Banco Mundial (GDN)

[12] No hay datos disponibles para todos los países a lo largo de todo el período, de modo que usamos una lista no equilibrada. Cada país considerado en la muestra tiene por lo menos dos sub-períodos.

[13] El estimador de primera diferencia exacerba la desviación debida a errores de las variables (Griliches y Hausman, 1985)

[14] Algunas variables podían, sin embargo, ser estrictamente exógenas.

¿Cómo influye la apertura comercial en los déficits presupuestarios de los países en desarrollo?