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Ensayos sobre Política Económica 2015;33:149-67 - DOI: 10.1016/j.espe.2015.04.002
Original
El costo de oportunidad del cambio técnico, el crecimiento económico y el caso colombiano 1925-2012
The opportunity cost of technical change, economic growth and the Colombian case 1925-2012
Carlos Esteban Posada1,
Profesor, Universidad EAFIT, Medellín, Antioquia, Colombia
Recibido 21 enero 2015, Aceptado 14 abril 2015
Resumen

En este documento se presenta un modelo de equilibrio general dinámico con cambio técnico endógeno. El modelo se utiliza como guía de interpretación del caso colombiano del período 1925-2012. Las principales conclusiones son las siguientes: la tasa de cambio técnico y, por tanto, la de crecimiento económico de estado estable dependen de un equilibrio entre el beneficio individual de innovar y su costo de oportunidad; los impactos aleatorios (imprevistos) que apartan la tasa de cambio técnico de su nivel de estado estable tienen efectos permanentes sobre el nivel del producto contrarios a los predichos por el modelo estándar (Cass-Koopmans-Ramsey). En el caso colombiano, las políticas fiscal y de comercio exterior proteccionista han generado, con posterioridad a 1930, efectos permanentes negativos sobre el producto. El canal contemplado por el modelo ha sido la promoción del desvío transitorio de recursos productivos hacia la producción presente en detrimento de las actividades de innovación.

Abstract

This document presents a dynamic general equilibrium model with endogenous technical change. The model is used to guide an interpretation of the Colombian case for the period 1925-2012. The main conclusions are the following: the steady state technical change and economic growth rates depend upon a balance between the individual benefit for innovation and its opportunity cost. Random shocks causing a gap between the steady state technical change rate and its effective level have a permanent effect on the product level in the opposite direction to the prediction by the Cass-Koopmans-Ramsey model. After 1930, in Colombia, fiscal and foreign trade policies have generated permanent negative effects on output. According to the paper's model the channel has been the promotion of diversion of productive resources towards the present production at the expense of innovation activities.

Códigos JEL
030, 031, 033, 040, 041, 047
JEL classification
030, 031, 033, 040, 041, 047
1Introducción

Los economistas afirman que el principal motor de crecimiento económico en el largo plazo es el cambio técnico reflejado en el aumento persistente de la llamada productividad total de los factores o productividad multifactorial. Los modelos de «crecimiento endógeno» son aquellos que explican este aumento.

El objetivo central de este documento es presentar un modelo de cambio técnico endógeno. El modelo es sencillo: hace abstracción de bienes de producción o de métodos de producción heterogéneos y de posiciones de monopolio para los innovadores. Se modela el cambio técnico simplemente como el incremento persistente de la eficiencia laboral en el seno de una empresa representativa (una metáfora de simplificación) gracias al destino de una parte de su capacidad productiva material y humana a las tareas de innovación, lo cual implica sacrificar producción presente. El grado de uso de la capacidad material y humana en la producción presente sostiene una relación negativa con la asignación de recursos a las actividades de innovación. El empresario afronta, por tanto, un dilema entre innovar (y lograr mayores beneficios futuros) o atender la demanda por la producción presente, dilema que se «resuelve» igualando el valor presente del beneficio (marginal) de la innovación con el costo de oportunidad (marginal) de esta, que es el sacrificio de producción presente.

Con tales características el modelo logra una predicción inusual: todo aquello que consiga aumentar transitoriamente el grado de utilización de la capacidad productiva en la producción presente en detrimento de la asignación de recursos a la innovación generará en el futuro un efecto negativo permanente sobre el producto.

Si el modelo es útil, debería contribuir a nuestro entendimiento del crecimiento del producto colombiano per cápita en el largo plazo. Un intento de interpretación de este asunto es el otro objetivo de este documento1.

Este documento tiene 6 secciones. Las restantes 5 secciones son las siguientes: la que revisa la literatura y establece los nexos del presente modelo con ella y revela, en términos generales, sus alcances y limitaciones a la luz de la literatura (sección2); la que presenta el modelo (sección3); la que trata de simulaciones realizadas con el modelo (sección4); la que aborda el caso colombiano (sección5), y la que resume y concluye (sección 6). En 2 anexos se discuten 2 asuntos: a)el caso del cambio técnico en una economía que se abre (Anexo 1), y b)las características de un ejercicio econométrico cuyos resultados apoyan una predicción del modelo teórico (Anexo 2). En el Anexo 3 se presentan los datos básicos del caso colombiano utilizados en este artículo.

2Un resumen del modelo y de sus alcances y limitaciones, y su relación con la literatura sobre crecimiento económico

El modelo que se presenta en la sección3 de este documento se puede resumir así: es un modelo de equilibrio general dinámico determinístico de una economía cerrada. La tasa de crecimiento económico (la tasa de aumento del producto por trabajador y per cápita) en la situación de estado estable es igual a la tasa de cambio técnico, una propiedad común a todos los modelos de crecimiento económico. Además, este modelo pertenece a la familia de los de cambio técnico endógeno. Lo específico de este modelo (su «valor agregado») es la manera de modelar el cambio técnico: este depende del grado de utilización de la capacidad productiva en la producción presente de la empresa representativa en el siguiente sentido: el mejoramiento técnico exige «subutilizar» la capacidad productiva, es decir, requiere un grado relativamente bajo de utilización de dicha capacidad en la producción presente, y, por tanto, destinar una parte de la capacidad productiva (capital y trabajo) a innovar a fin de alcanzar un mayor nivel tecnológico en el futuro (sacrificando, entonces, producción presente a cambio de mayor producción futura).

Puesto que el empresario enfrenta, por tanto, un dilema intertemporal, las condiciones de óptimo se derivan de la maximización del valor presente de la empresa. Así, se puede afirmar que el cambio técnico responde a una escogencia óptima del grado de utilización de la capacidad productiva en la producción presente. De otra parte, los hogares eligen las trayectorias óptimas de consumo y ahorro; con ello, y con las trayectorias óptimas de capital (y, por ende, de inversión) establecidas por los empresarios al maximizar el valor de las empresas, queda definido un equilibrio macroeconómico dinámico, entendido este como el logro del conjunto de los valores de las variables endógenas en cada momento de un estado estable en el cual los agentes optimizan y los mercados se «vacían».

El modelo tiene varios antecesores sin que, hasta donde alcanza mi conocimiento, pueda decirse que alguno de ellos es igual al del presente texto en todo sentido. A continuación defenderé esta afirmación.

Kaldor (1957) y Kaldor y Mirrlees (1962), en la perspectiva keynesiana (precios inflexibles, funciones de producción de coeficientes fijos, propensiones exógenas al ahorro, etc.), y Arrow (1962) y Shell (1966), en la neoclásica, fueron los pioneros de la corriente que ha intentado, de una manera explícita y formal, hacer depender el avance técnico de una actividad económica de innovación. Tanto en Kaldor (y Kaldor y Mirrlees) como en Arrow, el ritmo de cambio técnico fue considerado dependiente de la tasa de inversión2. Arrow y Shell fueron conscientes de las externalidades y costos fijos de la actividad de innovar, y de lo que esto supone para las empresas que podrían innovar si estuviesen en condiciones de competencia.

El trabajo de Shell (1966) es parecido al presentado aquí en el siguiente sentido: la innovación requiere recursos. Shell planteó esto así: el incremento de la productividad conjunta de los factores o multifactorial exige dedicar una parte del producto a esto, así que, según Shell, dicho aumento es una cierta fracción del producto multiplicada por la fracción exitosa de la actividad inventiva, suponiendo que esta exige dedicar recursos a la innovación, y teniendo en cuenta que esta actividad es riesgosa: algunos intentos son exitosos; otros fracasan. Shell amplió el modelo macroeconómico estándar de crecimiento teniendo en cuenta esto y sus propiedades dinámicas. Pero no derivó conclusiones sobre los determinantes últimos de la innovación ni sobre política económica. Además, supuso exógena la tasa de ahorro requerida para apoyar la innovación (esto es, supuso exógena una cierta fracción del producto asignable a labores de innovación).

Dentro de la literatura sobre crecimiento endógeno una vertiente importante ha sido la de la acumulación endógena de capital humano originada en los trabajos de Arrow, Schultz, Becker, Ben-Porath, Phelps, Tamura y Uzawa3, y desarrollada de manera extraordinaria bajo una perspectiva macroeconómica por Lucas (1988, 1993, 2002). Dicha acumulación explicaría muy buena parte del crecimiento observado de la productividad conjunta del capital físico y del trabajo, si este se midiese simplemente por el número de horas o personas que trabajan4.

Otra vertiente del crecimiento endógeno, la más directamente «heredada» de Arrow (1962), fue inaugurada (o, tal vez mejor, reinaugurada) por Romer (1990), y se ha concentrado en el análisis de los procesos de cambio técnico y, por ende, de aumento de la productividad multifactorial derivados de la utilización de una fuerza laboral formalmente calificada en las actividades de «investigación y desarrollo» (R&D), y que, cuando son exitosas, conducen a la creación de nuevos medios de producción que dan la oportunidad de monopolios transitorios y ganancias extraordinarias, mientras subsisten. Una variante dentro de esta línea de investigación fue la llamada schumpeteriana, desarrollada por Aghion y Howitt (1992), quienes hicieron explícita la destrucción de valor de empresas que producen bienes que se tornan obsoletos gracias al mismo cambio técnico asociado a los procesos de R&D y que, por esa destrucción, hace posible el traslado de recursos productivos hacia nuevas actividades5.

Un trabajo de Kremer publicado en 1993 es sobresaliente en muchos sentidos. Tiene una explicación de la evolución del producto total, del producto per cápita y de la población mundiales desde el comienzo de la humanidad hasta 1990. El factor básico común a tal evolución es el cambio técnico, y este es endógeno. Si nos atenemos a ciertas características de la corriente inaugurada por Romer (1990), podría decirse que Kremer (1993) es un trabajo inscrito en ella. En efecto, Kremer (1993) hace énfasis en la tesis de que el cambio técnico es esencialmente creación de ideas y que estas son bienes no rivales (con sus implicaciones en cuanto a externalidades y costos fijos), así que el tamaño de la población, dados otros factores, tiene un efecto positivo sobre la probabilidad del surgimiento de una idea (una innovación en proyecto) y permite una mayor «amortización» de su costo entre los usuarios finales de las producciones realizadas gracias a las nuevas ideas.

Pero en 2 asuntos específicos Kremer no se matricula en la escuela inaugurada por Romer: a)el tamaño mismo de la población y su tasa de crecimiento son variables endógenas en Kremer (1993), y b)el cambio técnico, tal como se modela allí, no se deriva de una búsqueda de ganancias de monopolio utilizando un recurso humano especializado en R&D; el cambio técnico lo hacen personas en abstracto (sin distinciones; con una cierta probabilidad de éxito, que es exógena), y no hay relación entre cambio técnico y ganancias de monopolio, una relación hipotética presente en Romer (1990) y enfatizada aún más por Aghion y Howitt (1992) recurriendo a conjeturas y tesis de Schumpeter. En lo referente a estructuras de mercado, el modelo implícito de Kremer (1993) es de competencia, incluso para las épocas ya avanzadas de consolidación del capitalismo industrial.

Pero esto es justificable. En efecto, Arrow mostró (tanto en 1962 como en 2012) que puede existir el caso de la empresa en competencia que es innovadora en cuanto a reducción de costos6. Gilbert (2006) y Shapiro (2012) respaldaron a Arrow en cuanto a rechazar la idea de que el monopolio genera innovación y la competencia la frena. Algunos trabajos empíricos, como los de Geroski, Nickell, y Blundell, Griffith y Van Reenen (citados en Aghion y Howitt, 2009) y Holmes, Levine y Schmitz (2008) han encontrado efectos positivos del grado de competencia sobre la innovación. Esto, sin duda, llevó a revisar los trabajos teóricos de corte schumpeteriano como el de Aghion y Howitt de 1992. En Aghion y Howitt (2009, cap. 12) se muestra (gracias a una ampliación de su modelo schumpeteriano de 1992) la relación teórica compleja (no lineal) que habría entre el grado de competencia y la innovación, pues operan efectos contrarios asociados al grado de competencia y a las características de cada sector productivo. Así, según su modelo, si un sector está conformado por empresas que compiten entre sí, si su distancia con respecto a la frontera tecnológica no es demasiado grande, si la distancia tecnológica entre unas y otras empresas no es, tampoco, excesiva y si hacen innovaciones de manera gradual (esto es, si no hay grandes saltos que permitan a un innovador pequeño desplazar al líder y convertirse él mismo en la empresa dominante), un sector denominado por ellos (neck-and-neck firms sector), entonces un creciente grado de competencia conduce a mayor innovación7,8.

Después del anterior recorrido por el campo de la literatura, se podría decir que el modelo que se presenta en la siguiente sección es, en un cierto sentido, «lucasiano»: pertenecería, por su preocupación básica y por la manera de expresar la hipótesis central (el cambio técnico exige quitar recursos a la producción presente), a la corriente inspirada en el famoso trabajo de Lucas (1988)(Mechanics…), reconociendo, no obstante, que tiene algunos elementos comunes con el de Kremer (1993).

En efecto, en el modelo de las páginas siguientes hay algo que «pertenece» a Kremer (1993): el cambio técnico no depende de expectativas de ganancias de monopolio derivadas de emplear personal especializado en R&D (o comprar sus inventos); el cambio técnico lo podría hacer «cualquiera» y en situación de competencia. Pero de otra parte, este modelo tiene elementos ausentes en Kremer (1993): a)se origina en una discusión de las implicaciones del costo de oportunidad del cambio técnico (para los propósitos de Kremer esta ausencia es justificada), y b)el cambio técnico requiere la utilización previa de capital (físico), además de trabajo. Por último, el modelo, a diferencia del de Kremer, tiene una limitación: la tasa de crecimiento de la fuerza laboral es exógena.

Este modelo supera, en algunas otras dimensiones, los campos lucasiano y de Kremer. En efecto, se aborda de una manera explícita el tema del cambio técnico a través de la hipótesis de maximización del valor de una empresa representativa. Y puesto que se requiere, según el presente modelo, no solo trabajo sino también capital físico para generar cambio técnico, entonces la explicación del ritmo de este resulta más rica en cuanto al número de sus factores determinantes que lo que se encuentra en los trabajos referidos de Lucas y Kremer9.

3El modelo3.1La empresa representativa y la producción

En lo que sigue se supondrá que el producto de la sociedad se genera en empresas y que existe una empresa representativa. Esta empresa produce «unidades de PIB» utilizando capital y trabajo bajo rendimientos constantes de escala y marginales decrecientes. La empresa se encuentra en situación de competencia perfecta. Puesto que sus rendimientos son constantes con respecto a la escala, el número de empresas es irrelevante para la determinación de las variables endógenas importantes (el producto y el capital por trabajador; la relación capital/producto; la productividad marginal del capital; la tasa de ahorro, etc.).

Por ello, si adicionamos el supuesto de que en la economía solo hay una empresa, que esta tiene las propiedades anteriores y que utiliza todo el capital y toda la fuerza de trabajo disponibles, entonces la empresa también representa el lado de la producción de la sociedad en su totalidad, y las variables endógenas importantes tales como el producto por trabajador o el capital por trabajador de toda la economía serán iguales a los de la empresa representativa.

Sea, entonces:

siendo Y, K, A, L y α el producto, el capital, el factor de eficiencia de la fuerza laboral, la fuerza laboral y la elasticidad del producto al capital, respectivamente. En cuanto al factor λ, quedará más claro su significado en los siguientes párrafos; por ahora bastará con aclarar que es el grado de utilización de la capacidad productiva material y humana [medida esta por la combinación KαAtLt1−α ] en la producción presente.

Por tanto:

En lo que sigue se supondrá que el cambio técnico (en el largo plazo) consiste solo en incrementos persistentes de la eficiencia laboral (A; cambio técnico potenciador del trabajo)10, que, por tanto, el factor λ no tiene cambios persistentes o permanentes de largo plazo, y que la tasa de aumento del factor A sostiene la siguiente relación funcional con el factor λ:

;

Una defensa de la hipótesis representada por la ecuación 3.4 es la siguiente (que sirve también para aclarar más el significado de λ): el incremento futuro de la eficiencia laboral exige un sacrificio presente: abstenerse de utilizar todo el capital y todo el recurso laboral, es decir, exige dedicar una parte de la capacidad productiva de la empresa al mejoramiento del factor A. El parámetro b mide la eficiencia de esta actividad de innovación o mejoramiento técnico e incorpora una probabilidad de éxito de los intentos de innovar11.

Por tanto, la hipótesis 3.4 dice que el aumento permanente de la eficiencia laboral o, de manera equivalente (como se aclara en la nota 9 de pie de página), en la productividad multifactorial solo es posible si el grado de uso de la capacidad productiva en la producción presente es menor que 100% a fin de dedicar una parte de esa capacidad a actividades y procesos que son, hoy, «improductivos» pero que permitirán mañana una mayor productividad multifactorial.

Eso significa que se reconoce que tanto la sociedad como los propietarios de la empresa soportan un costo de oportunidad en la generación del cambio técnico: prescindir de mayor producción hoy a cambio de una mayor producción futura12.

Puesto que hay un dilema intertemporal, los propietarios de la empresa representativa no maximizan la ganancia del período t; maximizan el valor presente de la empresa, medido este por la suma en valor actual de la serie de sus flujos de caja.

De otra parte, supondremos la existencia de un gobierno cuya única función es recaudar, sin costo, un impuesto a la ganancia de la empresa y repartir el recaudo entre las familias como un subsidio13. El impuesto es proporcional a la ganancia:

Siendo Tyτ el recaudo y la tarifa del impuesto, respectivamente. Se considerará que la tarifa es una variable exógena.

Por tanto, el flujo de caja de la empresa en cada período (sus ingresos menos sus egresos corrientes y de capital y su pago de impuestos) es:

siendo π, w, δ el saldo periódico del flujo de caja, el salario real (salario en términos del producto, cuyo precio es 1) y la tasa de depreciación del capital, respectivamente. No sobra aclarar que este modelo contempla solo un bien producido que sirve como bien de consumo y como bien de capital; por tanto, el precio del bien de capital, con respecto al bien que se produce (el mismo bien), es 1, como lo implica la ecuación 3.5.

El problema del empresario (propietario o su agente) es maximizar el valor de la empresa, V:

Siendo r la tasa de interés real. Más adelante quedará claro que esta tasa tiene un nivel constante en el estado estable, así que el supuesto incorporado en la ecuación 3.6, a saber, que esta tasa es constante, no tiene consecuencias graves.

La maximización del valor de la empresa, V, se sujeta a las restricciones 3.2, 3.4 y 3.5, a valores dados de K0, A0, λ0, y a que:

Las variables de control son λt, Kt y Lt.

Es útil la siguiente re-escritura de V teniendo en cuenta las restricciones 3.2, 3.4 y 3.5:

Las condiciones de primer orden de la maximización de V se deducen fácilmente con lo anterior:

En el estado estable: kt∼α=kt+1∼α ; λt+1=λ*. Sea, además, en el estado estable:

Por tanto:

En el estado estable:

Así que un aumento (permanente) de la tarifa del impuesto a la ganancia, permaneciendo lo demás constante, reduce el monto del capital por unidad de trabajo eficiente.

Finalmente:

Así que, en el estado estable:

La ecuación 3.10 implica que en el estado estable:

3.2El hogar representativo, el consumo y el bienestar social

Los grandes supuestos que se harán a continuación son convencionales.

Existe un hogar representativo del conjunto de los hogares. El número total de personas que conforman el hogar es constante, así que el cambio poblacional se presenta a través del aumento del número de hogares. La utilidad del hogar depende del consumo per cápita del hogar. El tiempo de trabajo (asalariado) que ofrece el hogar es una cantidad exógena y, por ende, la oferta laboral de toda la sociedad es también una magnitud exógena.

El problema del hogar es maximizar su función de bienestar:

Con sujeción a la siguiente restricción presupuestal:

Siendo β, ρ, l, d, υ, a, x y c el factor de descuento, la tasa (subjetiva) de descuento de la utilidad futura, el trabajo, el monto total de dividendos, el subsidio, el activo financiero (o, de manera precisa, el activo que genera un rendimiento, cuya tasa, suponemos, es igual a la tasa de interés), el número de personas del hogar y el consumo per cápita, respectivamente.

Las variables de control del hogar son: ct, ct+1, at.

El problema se puede expresar y resolver con la técnica del lagrangeano:

Las condiciones de primer orden son:

De las 3 condiciones se deduce que:

Bajo el siguiente supuesto usual en la literatura macroeconómica: uc=c1−ε−11−ε;  ε>0, la condición 3.14 equivale a:

El consumo agregado, C, es igual al número de hogares, N, multiplicado por el consumo per cápita. Se puede suponer que el producto per cápita crece, en el estado estable, a la misma tasa a la que crece el consumo per cápita, así que el producto agregado, Y, crece a la tasa combinada de aumento del consumo per cápita (que es gA) y de la población:

Para valores de n relativamente pequeños, podemos suponer que:

La población total y el número de hogares crecen a la misma tasa (el número de personas por hogar es constante), que supondremos estable e igual a la tasa de aumento de la oferta laboral e igual, a su turno, a la tasa de aumento de la población ocupada de estado estable, n (ecuación 3.7). Puesto que, en el estado estable, k y, por ende, y se estabilizan, el producto total crecerá, en dicho estado, a la tasa: 1+n1+gA−1. A esa misma tasa crecerá, entonces, el consumo total. Por tanto, la ecuación 3.15 equivale a la siguiente:

Por tanto14:

Por último, la restricción presupuestal del gobierno, tomada como igualdad, es:

Es decir, el recaudo de impuestos (derivado del impuesto a la ganancia) es igual al subsidio recibido por los hogares. Dado el número de hogares, N, 3.17 determina el subsidio por hogar, υ.

3.3El estado estable

Con 5 ecuaciones (las ecuaciones 3.4, 3.8, 3.9, 3.10 y 3.16) se define el estado estable; re-escribámoslas para mayor comodidad:

Además, vale la pena enfatizar que, de acuerdo con las ecuaciones 3.3.a y 3.21, el producto por trabajador en el estado estable es:

Por tanto, dado un valor inicial de A (A0, perteneciente a una trayectoria de estado estable), el producto por trabajador crecerá a lo largo de tal trayectoria a la misma tasa a la que crece la variable A: gA, puesto que todo lo demás es constante.

Este modelo es de fácil solución. Tiene dos bloques. El primero (ecuaciones 3.18, 3.19 y 3.20) permite encontrar los valores de λ*, gA y r, dados unos parámetros. El segundo bloque (ecuaciones 3.21 y 3.22) se soluciona una vez conocidos los valores de λ* y r.

El valor de estado estable de λ es:

La tasa de cambio técnico (de estado estable) es:

Por tanto:

En consecuencia, para valores razonables desde el punto de vista económico, puede afirmarse que:

Así, entre los 5 parámetros que inciden en la tasa de aumento de A en el estado estable, el único que tiene efecto positivo sobre esta es el factor b.

Cabe anotar que un incremento del parámetro b significa un aumento de la eficiencia con la cual se utilizan los recursos productivos en la generación de mayor productividad multifactorial (o mayor eficiencia laboral) futura. Por tanto, el incremento de b reduce el costo de oportunidad neto (neto del beneficio) de utilizar los recursos para generar cambio técnico, es decir, reduce la desutilidad del sacrificio de producción presente. Y, por el contrario, los incrementos de los otros parámetros elevan tal costo de oportunidad (valorado subjetivamente en los casos de ρ y , u objetivamente en los casos de n y de α)15.

El otro resultado que llama la atención es el del efecto negativo de la tasa de aumento de la población laboral sobre la tasa gA. Este es un resultado contrario al de 2 modelos básicos de cambio técnico endógeno, el de Romer (1990) y el de Aghion y Howitt (1992)16, pero es equivalente al obtenido por Zuleta y Alberico (2007), aunque el de estos se enmarca en otro contexto: el del cambio técnico no neutral o sesgado17.

Los párrafos precedentes se resumen en las siguientes proposiciones:

Proposición 1. Un incremento (decremento) del parámetro b (parámetro de eficiencia en el uso de la capacidad productiva humana y material para generar cambio técnico) aumenta (disminuye) la tasa de cambio técnico de estado estable, permaneciendo lo demás constante.

Proposición 2. Un incremento (decremento) del parámetro ρ (la tasa subjetiva de descuento de las utilidades futuras) reduce (aumenta) la tasa de cambio técnico de estado estable, permaneciendo lo demás constante.

Proposición 3. Para valores razonables de los parámetros b, n, α, ρ, , todo aumento (disminución) de n (la tasa de aumento de la oferta laboral), de α (la elasticidad del producto al capital) o de (el coeficiente de aversión relativa al riesgo) disminuye (aumenta) la tasa de cambio técnico de estado estable, permaneciendo lo demás constante.

4Simulaciones

La tabla 1 presenta los valores de 7 parámetros del modelo en un escenario básico («escenario base»). En lo posible tales valores se pueden juzgar (grosso modo) verosímiles a la luz de la experiencia colombiana de los últimos 20años. Aquellos parámetros que tienen dimensión temporal (b, n, ρ, δ) hacen referencia a unidades por año.

Tabla 1.

Parámetros: escenario base

α  0,4a 
b  1,775b 
??  1,1c 
n  0,0135d 
ρ  0,03e 
δ  0,035f 
τ  0,044b 
a

Valor máximo del rango [0,38; 0,40]; fuente: GRECO, 2002, pp. 56 y ss.

b

Compatibles con las cifras de la tabla 2 (réplica de observaciones de variables endógenas para el caso colombiano). La relación entre el recaudo de impuestos a personas jurídicas y PIB fue del 4,4% aproximadamente en 1990 (gráfico 3 de Junguito y Rincón, 2007).

c

Arango et al. (2011) utilizan ε=12,4.

d

Tasa anual media de aumento de la PEA desde 2007 según cifras de población y tasas brutas de participación según DANE.

f

GRECO (2002), anexo estadístico, tabla 3.III.A, para 1950-1997.

La tabla 2 presenta los principales resultados o estimaciones de las principales variables endógenas que se hacen constantes en el estado estable. Los 4 principales resultados son los siguientes: a)una tasa de crecimiento del producto por trabajador (2% anual, similar a la colombiana de los períodos 1936-2012 y 2002-2012); b)una tasa de interés (real) igual a 6,7% anual (la mediana colombiana del período 1906-1997 fue 6,7% aproximadamente, mayor que la de Estados Unidos)18; c)una relación capital/producto (K/Y) que es similar a la colombiana del período 1989-2012, y d)una tasa de ahorro igual a 18,3%, similar a la colombiana del período 2000-2012.

Tabla 2.

Principales variables endógenas que se hacen constantes en el estado estable Escenario base

gA=gw=gy  0,021 
λ  0,989 
r  0,067 
KY  2,645 
y  1,877 
Productividad marginal del capitala  0,151 
s=AhorroY=InversiónY  0,18252 
Ψ (t=0, 1, , 59)  61,33 

gw: tasa anual de crecimiento del salario real;

gy: tasa anual de crecimiento del producto por trabajador (y).

a

bruta o antes de impuestos y depreciación; neta de impuestos y depreciación es igual a la tasa de interés real.

1

la mediana de los períodos 1926-2012 y 2002-2012 fue 0,02 (ver tabla 5).

2

las medianas de la tasas de inversión bruta y ahorro del período 2000-2012 fueron 0,226 y 0,181, respectivamente (DANE, Cuentas Nacionales).

La última fila de la tabla 2 es una medida del bienestar social en un horizonte de estado estable hipotético: 60años. El único interés que tiene la medida es servir de comparación con la que resulta de un escenario alternativo.

Para calcular el bienestar social, Ψ, según la ecuación 3.11, se requiere estimar el consumo per cápita de cada uno de los 60años del horizonte supuesto de estado estable. Para el cálculo se aplica la ley de formación del capital:

Siendo cpc el consumo per cápita y L/P la proporción de la oferta laboral en la población total (P es la población total), que se supuso constante e igual a 0,4519. El cálculo supuso que a lo largo de todo el horizonte el producto y el capital por trabajador (y, k) siguen la trayectoria de estado estable.

La tabla 3 presenta nuevos valores para las variables de la tabla 2. Los nuevos valores obedecen a que, en un nuevo escenario («escenario alternativo1»), hay un valor distinto de b: 1,8, es decir, 14% mayor que el del escenario base (los demás parámetros permanecen constantes).

Tabla 3.

Principales variables endógenas que se hacen constantes en el estado estable: escenario alternativo 1 (b=1, 8)

gA=gw=gy  0,029 
λ  0,984 
r  0,077 
KY  0,404 
y  2,475 
Productividad marginal del capital  0,161 
s=Ahorro/Y  0,1933 
Ψ (t=0, 1, , 59)  101,44 

Algunos resultados sobresalientes del nuevo escenario son estos: la tasa de crecimiento económico se multiplica en 1,45 veces y la medida de bienestar social se multiplica en 1,65 veces como resultado de un incremento aparentemente modesto del parámetro b, permaneciendo lo demás constante. Además, las tasas de interés y ahorro aumentan (en 15 y 6%, respectivamente) y se reduce la relación capital/producto (en 6,3%)20.

Un tercer escenario («escenario alternativo2») deja el parámetro b en su nivel inicial (el del «escenario base», 1,775) y mantiene también los demás parámetros en sus valores iniciales, excepto uno: la tasa de impuesto a la ganancia, τ. En el nuevo escenario la tarifa es 0,06 en vez de 0,044 (pasa a ser un 36% mayor).

Como se observa en la tabla 4, ante el aumento de la tarifa del impuesto a la ganancia no se alteran las tasas de crecimiento de la economía ni la de interés, pero se reduce la relación capital/producto en el 11% (y se reducen el capital por trabajador y el producto por trabajador, en vista de que la oferta laboral es exógena) y también disminuyen la tasa de ahorro y el bienestar social (caen 11,2 y 13,9%, respectivamente, comparados sus niveles con los del escenario base).

Tabla 4.

Principales variables endógenas que se hacen constantes en el estado estable: escenario alternativo 2 (τ=0, 06)

gA=gw=gy  0,02 
λ  0,989 
r  0,067 
KY  2,353 
y  1,734 
Productividad marginal del capital  0,17 
s=Ahorro/Y  0,1621 
Ψ (t=0, 1, , 59)  52,79 

Otro ejercicio con resultados interesantes fue el siguiente: suponer que la variable λ es perturbada de manera transitoria, así: recibe un impacto positivo (igual al 1% de su valor de estado estable) en un cierto período y luego retorna a su nivel original (choque de efecto transitorio sobre λ). Esta perturbación solo afecta transitoriamente la tasa de crecimiento de A (que en el estado estable es igual a la tasa de crecimiento del producto por trabajador), pero tiene un efecto permanente sobre el nivel del producto por trabajador. En términos concretos, la primera reacción del producto es al alza; posteriormente cae, y, al final, su nuevo nivel de estado estable es menor que el inicial, permaneciendo lo demás constante. La pérdida de producto por trabajador es del 4,4% anual (comparando los estados estables con y sin choque). La figura 1 muestra este resultado.

Figura 1.
(0.07MB).

Relación entre los productos por trabajador con choque y sin choque a la variable λ.

Pero si se supone que el retorno pleno se alcanza en el año siguiente, también se observa una pérdida permanente de producto por trabajador, aunque menor: 1,7% por año (fig. 2).

Figura 2.
(0.05MB).

Relación entre los productos por trabajador con choque y sin choque a la variable λ (suponiendo que esta retorna a su nivel de estado estable al año siguiente).

La siguiente proposición sintetiza lo anterior:

Proposición 4. Un choque positivo (negativo) transitorio a la variable λ (el grado de utilización de la capacidad productiva material y humana en la producción presente) tiene efectos transitorios sucesivamente positivos y negativos (negativos y positivos) y amortiguados sobre la tasa de crecimiento de A pero un efecto permanente negativo (positivo) sobre el nivel del producto por trabajador.

De lo anterior se puede deducir que si una economía soporta una serie de choques aleatorios (recibidos en primera instancia sobre la variable λ) pero con predominio de los impactos positivos con respecto a los negativos (es decir, si la media de la serie de los choques es mayor que 0), se observaría una caída de la tasa de crecimiento del producto (total, por trabajador y per cápita) durante la época en que se registran tales impactos (o probablemente con algún rezago) y, en consecuencia, una caída permanente del nivel del producto aun si los parámetros determinantes de la tasa de cambio técnico de estado estable permanecen constantes.

Mucho de lo anterior es común al modelo neoclásico estándar (el modelo Cass-Koopmans-Ramsey)21. La diferencia específica que caracteriza el presente modelo al respecto es la siguiente: los impactos positivos aleatorios recibidos por la variable λ, permaneciendo constantes los parámetros básicos del cambio técnico, se observarían como impactos positivos aleatorios a la «productividad multifactorial» observada (es decir, a la relación YKαL1−α). En consecuencia, si la serie de choques aleatorios a λ tuviese un sesgo positivo (la media de estos fuese mayor que 0), entonces el resultado del presente modelo parecería paradójico a la luz del modelo estándar: una época de «buena suerte», si se juzga por la dirección de los choques, sería sucedida por otra época con tendencias a la caída transitoria de la tasa de crecimiento del producto per cápita y a la caída permanente de su nivel gracias a los efectos negativos rezagados sobre las tasas de cambio técnico de los mencionados choques a λ.

De una manera más específica, supongamos que un choque positivo a la variable λ resulte de un incremento imprevisto y transitorio de un componente exógeno de la demanda agregada22. En el mundo real el ejemplo típico es un aumento (imprevisto y transitorio) del gasto público. Y supongamos que ante tal aumento se responde con mayor producción elevando el grado de utilización de la capacidad productiva, es decir, aumentando λ. Es este caso se podría afirmar que el llamado «multiplicador del gasto público» de corto plazo (la relación entre el aumento del producto presente y el aumento del gasto público presente) es, como usualmente se supone, mayor que 0, pero que el multiplicador acumulado o de largo plazo (el cociente entre la suma de los aumentos de los productos futuros y el aumento del gasto público presente) es negativo23.

5El caso colombiano de largo plazo5.1Las cifras y una primera interpretación

Colombia dispone de series de frecuencia anual de variables macroeconómicas y demográficas que se remontan, en varios casos, a 190524. Pero el mayor número de series macroeconómicas tiene como año inicial 1925 (haciendo los empates requeridos)25. Las figuras siguientes (3 a 12) cubren los 87 años corridos desde 1925 hasta 2012.

La figura 3 presenta 2 series: las tasas de aumento de la población y de la población económicamente activa (PEA)26. Las figuras 4–7 presentan estimaciones de los niveles (en logaritmos) y las tasas de crecimiento del PIB real per cápita y por trabajador (por miembro de la PEA) con base en las series de población, PEA, y PIB a precios de 2005 (empatando series del PIB a precios constantes de distintas bases). La figura 8 presentan las tasas de aumento de la productividad multifactorial teniendo en cuenta la población total y la PEA27.

Figura 3.
(0.1MB).

Tasas de crecimiento anual de la PEA y la población (series suavizadas), 1926-2012.

Figura 4.
(0.09MB).

El (log del) producto por trabajador (PIB/PEA), 1925-2012.

Figura 5.
(0.08MB).

El (log del) producto per cápita (PIB/población), 1925-2012.

Figura 6.
(0.15MB).

Tasas de crecimiento del PIB per cápita y del PIB por trabajador (miembro de la PEA), 1926-2012.

Figura 7.
(0.15MB).

Tasas de crecimiento de la productividad multifactorial (estimada con PEA y con población total), 1926-2012.

Figura 8.
(0.12MB).

Componente «permanente» de la tasa de crecimiento de la productividad multifactorial (calculado con el filtro Hodrick-Prescott).

Los cálculos de las tasas de aumento de la productividad multifactorial se basan en la ecuación 3.3.a:

De esta ecuación se deduce que la tasa de crecimiento de la productividad multifactorial (tasa de cambio técnico o de aumento de A) de largo plazo es:

Es decir, se supone (con base en el modelo) que el grado de utilización de la capacidad productiva en la producción presente es, en el estado estable, constante28.

La figura 9 muestra el conjunto de las 87 parejas anuales producto por trabajador (miembro de la PEA) frente a capital por trabajador observadas entre 1925 y 2012. La relación funcional que parece más adecuada para representar ese conjunto es cóncava, indicando una tendencia a la caída de la productividad marginal del capital. Esta tendencia parecería presentarse desde mediados de los años ochenta, aproximadamente (fig. 10).

Figura 9.
(0.06MB).

(Log del) Producto por trabajador versus (log del) capital por trabajador, 1925-2012.

Figura 10.
(0.1MB).

La productividad marginal del capital (medida con la PEA), 1925-2012.

La tendencia a la caída de la productividad marginal del capital se explica por la declinación de la tasa de aumento de la productividad multifactorial entre 1986 y 2000 y por unas tasas inusualmente altas de aumento del capital en la primera mitad de los años noventa y con posterioridad al año 2001 (figs. 11 y 12).

Figura 11.
(0.1MB).

Tasas anuales de crecimiento del capital (capital medido en miles de millones de pesos de 2005), 1926-2012.

Figura 12.
(0.09MB).

La relación capital/producto (cifras de capital y producto en miles de millones de pesos de 2005), 1925-2012.

Hechas esas aclaraciones, y basándonos en la observación de los gráficos, se puede anotar lo siguiente:

  • 1.

    Tal como lo predice el modelo teórico, en el largo plazo las tasas anuales medias de crecimiento del producto por trabajador y per cápita fueron aproximadamente iguales entre sí (fig. 6) e iguales, grosso modo, a la tasa de aumento de la productividad multifactorial (el ritmo de cambio técnico; fig. 7); esta tasa fue del 2% anual aproximadamente entre 1925 y 2012. Esto significa que el ingreso real por habitante se multiplicó por 5,5 en estos 87 años29.

  • 2.

    La tasa de crecimiento de la oferta laboral (PEA), n, subió entre 1925 (en realidad desde antes) y 1970; posteriormente ha declinado (fig. 3). Según el modelo, esta evolución de la tasa de aumento de la fuerza laboral debió inducir (permaneciendo lo demás constante) un comportamiento temporal de la tasa de cambio técnico bajo la forma de una u: caída entre 1925 y 1970; incremento después de 1970.

Para aclarar esto recordemos que, de acuerdo con la ecuación 3.23, la tasa de cambio técnico de estado estable depende de 5 parámetros:

,

pues el factor λ permanece constante en su nivel óptimo en el estado estable.

Supongamos ahora que 4 de estos parámetros han sido estables a través del tiempo, a saber: b, ρ, α, ??. Por tanto, la variación de la tasa de cambio técnico se puede expresar así:

Y ya se dedujo que: ∂gA∂n<0  .

Se puede afirmar que, permaneciendo lo demás constante, el aumento de la tasa de crecimiento de la oferta laboral entre 1925 y 1970 habría aumentado apenas 0,0002 la tasa de cambio técnico, y la caída posterior de aquella, entre 1970 y 2012, la habría disminuido en una magnitud similar30. Estos efectos habrían podido permanecer «ocultos» entre los componentes aleatorios de las series de Cuentas Nacionales requeridas para estimar la productividad multifactorial.

3. Las tasas de aumento de la productividad multifactorial (calculadas bien sea con la PEA o con la población total) mostraron una tendencia leve a caer. La tendencia no fue una declinación constante (fig. 8). La tendencia parece presentarse desde 1926 y terminar en algún momento entre los años 1995 y 1999.

El modelo teórico no incluye mecanismos o canales para describir una declinación de largo plazo de la tasa de cambio técnico. Con todo, el modelo sí es útil al respecto: permite señalar un posible factor determinante de dicha tendencia, ya descartada la posibilidad de que los cambios de la tasa de aumento de la población hubiesen sido los responsables de la caída tendencial del ritmo de cambio técnico. Ese posible factor es el parámetro de eficiencia (el factor b) del proceso de transformación de los recursos productivos (capital y trabajo) en avances técnicos posteriores, puesto que supondré, en lo que sigue, que los otros 3 factores determinantes de la tasa de cambio técnico (distintos de la tasa de aumento de la fuerza laboral y del factor b), a saber, la tasa de descuento de la utilidad (ρ), la elasticidad del producto al capital (α) y el inverso de la elasticidad de sustitución intertemporal del consumo () son parámetros no asociables a cambios de la frontera tecnológica internacional, variaciones institucionales o alteraciones de los regímenes de política económica31.

4. Las tasas de crecimiento del producto por trabajador y per cápita y las tasas de aumento de la productividad multifactorial mostraron variaciones significativas de corto y mediano plazo a lo largo del período 1925-2012. Varias razones podrían señalarse al respecto. El modelo expuesto en este documento sustenta una de tales razones: los choques imprevistos soportados por el factor λ (el grado de uso de la capacidad productiva en la producción presente) tienen efectos transitorios en sentido inverso sobre la futura tasa de cambio técnico (un aumento hoy en λ reduce la tasa de cambio técnico en los momentos siguientes; luego λ y la tasa de cambio técnico regresan a sus niveles de estado estable), pero dichos choques tienen, entonces, un efecto permanente sobre el nivel del producto: un efecto negativo si el choque soportado por λ fue positivo, y un efecto positivo si el choque fue negativo.

En las secciones siguientes veremos la posible relación entre las alteraciones de largo y corto plazo de la tasa de cambio técnico y los cambios de los regímenes de política económica32.

5.2Los efectos de las políticas de gasto público y de comercio exterior5.2.1El gasto público y la política fiscal

Entre 1925 y 1965 el tamaño del Estado colombiano fue pequeño y con modestas variaciones alrededor de una tendencia casi constante. Posteriormente se ha observado una expansión casi continua y rápida del sector público, con velocidades de ascenso cambiantes entre diferentes subperíodos (fig. 13)33.

Figura 13.
(0.11MB).

Gasto público (consumo e inversión; sin transferencias ni servicio de deuda)/PIB (precios constantes), 1925-2000.

Una implicación del ascenso del sector público ha sido el aumento de la presión fiscal. ¿Qué efectos ha tenido esto? Según el modelo, cuanto mayor es la tarifa del impuesto a la ganancia de las empresas menores serán, permaneciendo lo demás constante, la tasa de inversión y la relación capital/trabajo (el valor medio del capital por trabajador), y menor, por tanto, el producto por trabajador, cayendo proporcionalmente más el capital que el producto (en concordancia con esto, los datos muestran, como ya se mencionó, una relación aparentemente cóncava de largo plazo entre el producto por trabajador y el capital por trabajador; fig. 9). La razón de lo anterior es que este impuesto, en el modelo, recae sobre el beneficio marginal, así que modifica los incentivos: afecta la decisión de invertir por la vía de su impacto en la productividad marginal del capital, neta de impuestos.

La presión fiscal del gobierno nacional (nivel central), medida por la proporción del recaudo de impuestos en el PIB, fue del 4% en 1925 y del 17,5% en 200334. Si suponemos que el recaudo de impuestos del gobierno nacional equivalió al 50% del realizado por el conjunto del sector público (nacional y entidades regionales) en 1925 y al 80% en 200335, resultaría que el recaudo total de impuestos por el sector público fue del 8% del PIB en 1925 y del 22% del PIB en 200336.

Supongamos ahora que los componentes productivos del gasto público (infraestructura, educación, investigación y salud) y los estrictamente necesarios para mantener el orden requerido para el desenvolvimiento de la actividad productiva han montado, en promedio, al 65% del total entre 1925 y 201237. Con este supuesto, se puede deducir que la presión fiscal asociada a gasto público improductivo (el gasto contemplado por el modelo) pasó del 3% del PIB en 1925 al 8% en 2012.

De acuerdo con la calibración numérica del modelo en el escenario base, excepto por modificar la tarifa del impuesto, τ, en el rango 4-8%, las elasticidades medias de 3 variables en ese rango de tarifas, a saber, la tasa de ahorro, el capital por trabajador y el producto por trabajador, son: −0,421, −0,699 y −0,281.

Significa lo anterior que la expansión del sector público colombiano, en su componente improductivo (que podría justificarse bajo otros criterios), ha significado que la sociedad colombiana tenga, ahora, una tasa de ahorro, un nivel de capital por trabajador y un producto por trabajador un 42, un 70 y un 28% inferiores, permaneciendo lo demás constante, a los que tendría en ausencia del aumento de las áreas improductivas del sector público, y en vista de que esta expansión se ha financiado parcialmente con el impuesto a la ganancia de las empresas (el recaudo del impuesto de renta a personas jurídicas, básicamente empresas, pasó del 3 al 7% del PIB entre 1980 y 2000)38. Y según los resultados reportados en la tabla 4, referidos a simulaciones de impactos de aumentos de la tarifa de impuestos, la pérdida porcentual de bienestar social sería casi similar (ligeramente mayor) a la caída de la tasa de ahorro (que, como se dijo, fue del 42%). Esta es una pérdida de eficiencia estática, pues no implica alteraciones de la tasa de aumento de la productividad multifactorial.

Pero hay algo más: el crecimiento del sector público se hizo más intenso después de 1969 (hubo 2 grandes saltos después de 1969: 1979 y 1990; fig. 13). A mi juicio, esto tuvo un efecto similar al del proteccionismo: se estimuló en un primer momento la producción (y, quizá, las innovaciones en nuevos productos y procesos para atender la creciente demanda estatal), pero posteriormente los productores exitosos percibieron, probablemente, mayor rentabilidad en la producción presente para atender el mayor gasto público que en mantener el esfuerzo innovador.

En términos del modelo, los incrementos inesperados del gasto público tendrían la característica de choques positivos soportados por el factor λ: aumentan el grado de utilización de la capacidad productiva en la producción presente; reducen, en los momentos siguientes, pero de manera transitoria, la tasa de cambio técnico, y finalmente tienen un impacto negativo permanente sobre el producto.

Adicionalmente, los incrementos persistentes del gasto público entre 1970 y 2000 podrían haber contribuido a reducir el parámetro b de eficiencia del proceso innovador y, así, la tasa de cambio técnico en esos 30años. ¿Por qué? Es de suponer que cuanto mayor sea el peso relativo de las ventas que realizan las empresas al estado, menores son (en general, y permaneciendo lo demás constante) los incentivos de los empresarios para innovar (en nuevos procesos y productos) buscando mayor penetración en los mercados internacionales o mayor competitividad frente a los oferentes de bienes importados.

Una implicación de estos movimientos predichos por el modelo es una hipótesis que se puede poner a prueba empírica, a saber: ante un aumento del gasto público los empresarios responden aumentando la producción presente por la vía de acrecentar el grado de utilización de su capacidad productiva en esta actividad. Pero esto implica sustraer recursos de capital y trabajo del proceso conducente a la innovación y, por tanto, afectar negativamente las producciones futuras. Por tanto, debería esperarse, según todo esto, que ante un aumento de la tasa de crecimiento del gasto público tienda a reducirse, con algún rezago, la tasa de aumento de la productividad total de los factores (o, de manera equivalente, la tasa de aumento de A).

Un ejercicio econométrico arrojó resultados favorables a la hipótesis anterior en el caso colombiano y en el siguiente sentido: se encontró un efecto negativo de mediano/largo plazo (entre 5 y 39años) de un incremento (un «choque» único, equivalente a una desviación estándar) de la tasa de aumento del gasto público sobre la tasa de aumento de la productividad multifactorial, utilizando series de frecuencia anual del período 1925-200039. La figura 14 muestra estos resultados en términos de los estimadores puntuales de esta suerte de «multiplicador del gasto público» (o, más precisamente, de la relación entre el aumento de la tasa de crecimiento del factor A y la tasa de aumento del gasto público asociada al mencionado choque) y sus intervalos de confianza (al 95%)40.

Figura 14.
(0.09MB).

Los efectos de corto y largo plazo de un aumento imprevisto de la tasa de crecimiento del gasto público (equivalente a una desviación estándar) sobre la tasa de aumento de la productividad multifactorial 1925-2000.

Puesto que los datos de gasto público incluyen los rubros de gastos tanto productivos como improductivos, no es de extrañar que en el muy largo plazo (40 o más años después del choque) el efecto de un incremento del gasto público total, en Colombia, sea esencialmente nulo, a juzgar por los intervalos de confianza (al 95%). Pero, en todo caso, estos resultados ayudan a entender, a nuestro juicio, la caída del ritmo de cambio técnico y, por ende, el aumento de la relación capital/producto a lo largo del período 1970-1998, los años del rápido y notable aumento del gasto público.

5.2.2Las políticas de comercio exterior

La historia de la política de comercio exterior del período 1925-2012 se resume así: una fase corta dominada por un régimen de comercio libre (1925-1930), reemplazada por una fase larga de sustitución de importaciones (1930-1966), que fue cambiada, a su turno, por una estrategia mixta de promoción de exportaciones y sustitución de importaciones (1966-1989), con las contradicciones propias de ambas estrategias41, seguida después por una apertura al exterior (primeros pasos a fines de los ochenta, y los audaces de principios de los noventa) y, finalmente, en 1993-2012, por el retorno (tenue, difuso y disimulado) al proteccionismo (sobre todo para-arancelario) combinado con la búsqueda y la celebración de acuerdos bilaterales de libre comercio.

No tuvimos una economía completamente cerrada entre los años treinta y mediados de los ochenta ni tenemos ahora una economía completamente abierta (tabla 5)42.

Tabla 5.

Un indicador del grado de apertura en economías latinoamericanas: (Exportaciones+Importaciones)/PIB

  1980 (%)  1990 (%)  2012 (%) 
Argentina  11,5  15  35,7 
Bolivia  46,8  46,7  71,2 
Brasil  20,4  15,2  26,9 
Chile  40,8  66  66,6 
Colombia  31,8  35,4  37,8 
Costa Rica  63,3  76  79,7 
Ecuador  52  65  64,4 
El Salvador  67,4  49,8  74,8 
Guatemala  47,1  45,9  63,8 
Honduras  80,3  76,1  116,8 
México  23,7  38,3  69,6 
Nicaragua  67,5  71,3  123,7 
Panamá  186,9  165,4  154,2 
Paraguay  44  72,7  93,5 
Perú  41,8  29,6  50,2 
República Dominicana  48,1  77,5  63,2 
Uruguay  35,7  41,6  55,9 
Venezuela  50,6  59,6  43,9 

Tomado del cuadro 6.1(b) de Mankiw (2014).

Antes de 1930 la sustitución de importaciones fue un proceso «natural»: su motor fue la protección brindada por los altos costos del transporte de las mercancías, sobre todo desde los puertos hasta las ciudades del interior, y algo de esta protección natural persiste como se puede deducir al comparar los casos de Colombia y algunos otros países latinoamericanos según la tabla 5. A partir de 1930 (y especialmente a raíz de la crisis cambiaria de 1931) la sustitución de importaciones y la industrialización asociada a esta tuvieron un nuevo motor: el proteccionismo estatal, que fue relativamente alto entre 1930 y principios de los cuarenta (GRECO, 2002, p. 390, y Villar y Esguerra, 2007, p. 102).

El ritmo medio de innovación fue alto entre 1926 y 1935, como muestra la figura 7. El problema fue que sus 2 motores (los altos costos del transporte interno y el proteccionismo estatal) estaban condenados a perder potencia. Las barreras geográficas y el proteccionismo estatal generaron innovación (se innova para lograr sustituir un bien importado con un nuevo producto de origen local), pero el innovador, una vez alcanzado su propósito, y ya con un mercado protegido para su bien, sustituto del importado gracias a esas barreras y al proteccionismo, pierde el incentivo a innovar43. Su incentivo yace, ahora, en concentrar sus recursos en la producción presente. Desde el punto de vista del modelo, las caídas transitorias de la tasa de cambio técnico mostradas en la figura 7 podrían interpretarse como el resultado de lo que se ilustró mediante la figura 1: ante un impacto positivo del grado de utilización de la capacidad productiva en la producción presente (un impacto posterior al de la innovación inicial) se reducen, transitoriamente, el ritmo de cambio técnico y, permanentemente, el nivel del producto futuro. Así, muy probablemente, el cierre de la economía permitió un nivel de producción mayor y un grado de uso de los recursos en la producción presente más alto que los que se habrían registrado sin la política proteccionista pero, posteriormente, el producto efectivamente observado ha debido ser (a la luz del modelo teórico) inferior al que se habría generado en ausencia de tal política.

El grado de proteccionismo se redujo entre 1951 y 1956. Luego, entre 1956 y 1967 aumentó, y después se ha mantenido alto en medio de altibajos (tabla 5; ver también Villar y Esguerra, 2007, p. 103, y García et al., 2014). Con todo, el alto grado de proteccionismo, consolidado principalmente en los años treinta y cuarenta, y entre 1956 y 1967, probablemente redujo el factor b de eficiencia del proceso de innovación y, por ende, la tasa de cambio técnico a lo largo de los años 1930-1998 (de acuerdo con Álvarez, Buera y Lucas, 2013, un comercio más libre genera no solo una mejora estática de eficiencia sino que hace más frecuentes los intercambios de ideas y conocimientos técnicos entre quienes participan en los negocios internacionales)44.

6Resumen y conclusiones

El motor del crecimiento económico de largo plazo es la innovación técnica y, por ende, el conjunto de sus factores determinantes.

La innovación o cambio técnico tiene beneficios pero también costos, tanto para el empresario típico como para la sociedad, porque exige la utilización de recursos escasos. El beneficio es el aumento de la producción futura, y el costo es de oportunidad: sacrificar producción en el presente, así que hay un ritmo óptimo de innovaciones: el que resulta del equilibrio en el margen entre el beneficio, traído a valor presente, y el costo de oportunidad de los recursos asignados a la innovación45. En el largo plazo, la tasa de cambio técnico refleja los resultados de decisiones de optimización al respecto.

El asunto de los costos y beneficios sociales de la innovación y su nivel óptimo está en el corazón del modelo que soporta este documento. El modelo lo incorpora a través de la metáfora de la empresa representativa. Este enfoque tiene limitaciones, pero también ventajas, si se lo compara con el enfoque de empresas más o menos innovadoras en competencia imperfecta o monopolística y empresas usuarias de las innovaciones en competencia perfecta (este último enfoque también tiene, claro está, sus ventajas, entre ellas orientar la discusión sobre la política estatal con respecto a patentes, derechos de propiedad intelectual, mercados financieros e inversión en R&D, política financiera, etc.). La ventaja del presente enfoque es permitir de una manera directa y sencilla expresar y calcular los beneficios y costos para la sociedad de innovar, y derivar la tasa óptima de cambio técnico con base en la tendencia a la igualación en el margen de los beneficios y costos de la innovación cuando se requieren 2 factores: trabajo homogéneo y capital físico.

El producto por trabajador de la economía podrá mantener un crecimiento persistente a condición de que el beneficio de asignar recursos al cambio técnico supere su costo de oportunidad. En el estado estable, la tasa de aumento del producto por trabajador es igual a la tasa de cambio técnico; esta, a su vez, depende de 5 parámetros básicos de la economía, uno de estos de impacto positivo, a saber: el grado de eficiencia de la actividad de innovación, que tiene en cuenta ya una probabilidad de éxito del intento de innovar, y 4 de impacto negativo: la tasa subjetiva de descuento de las utilidades periódicas generadas por el consumo futuro, el inverso de la elasticidad de sustitución intertemporal del consumo, la elasticidad del producto al capital y la tasa de crecimiento de la oferta laboral (esta es exógena en el presente modelo). Los últimos 4 parámetros ejercen un efecto negativo sobre la tasa de cambio técnico porque inciden de manera positiva en el costo de oportunidad de asignar unos recursos a la innovación en vez de dedicarlos a la producción presente.

El modelo genera una predicción inusual (e incompatible con el modelo neoclásico estándar de crecimiento económico: el modelo Cass-Koopmans-Ramsey), a saber: un choque único positivo que aumente el producto transitoriamente por la vía de aumentar el grado de uso de los recursos en la producción presente (derivado, por ejemplo, de política fiscal o de la política de comercio exterior) tendrá un efecto negativo perdurable sobre sus niveles posteriores, si se comparan estos niveles con los que se registrarían en ausencia del choque46, al desviar recursos hacia la producción presente en detrimento de lo que se asigna a la innovación. Así, el modelo predice un multiplicador de corto plazo del gasto público (o de elevar las barreras a las importaciones o de cualquier otro factor que logre aumentar transitoriamente el grado de utilización de la capacidad productiva asignada a la producción presente) positivo pero un multiplicador del gasto público negativo en el largo plazo teniendo en cuenta solo su impacto sobre la tasa de aumento de la productividad multifactorial o ritmo de cambio técnico. La evidencia colombiana del período 1925-2000 indica que tal efecto hipotético del incremento del gasto público en el mediano/largo plazo (entre 5 y 39 años) es negativo, y en el de muy largo plazo (40 o más años) es nulo.

En Colombia, entre 1925 y 2012 las tasas de crecimiento económico (medidas bien sea por las de aumento del producto por trabajador o per cápita) y de cambio técnico (la de aumento de la productividad multifactorial) fueron, aproximadamente, del 2% anual, en medio de oscilaciones de corto y mediano plazo, y de una tendencia (aunque leve) a decrecer entre 1926 y mediados o fines de los años noventa.

¿Cómo podría explicarse la ocurrencia de las oscilaciones de corto y mediano plazo de la tasa de cambio técnico? El modelo predice que los choques transitorios positivos soportados en primera instancia por el grado de utilización de la capacidad productiva en la producción presente (como los que provienen de aumentos sorpresivos del gasto público, de los subsidios o de barreras a las importaciones) tienen un efecto inicial positivo sobre el nivel de la producción, unos efectos posteriores negativos, de mediano plazo, sobre la tasa de cambio técnico y, en el largo plazo, un efecto nulo sobre esta pero un efecto permanente negativo sobre el nivel del producto.

Por lo demás, es muy probable que las políticas de comercio exterior y de gasto público hubiesen generado, en el largo plazo, una reducción del factor b (el de eficiencia en el proceso de transformar recursos productivos en mejoramientos técnicos futuros, con su efecto negativo sobre la tasa de cambio técnico) y un nivel medio de este factor inferior al que habría tenido la economía colombiana entre 1930 y 1999, y, por ende, entre 1930 y 2012, si Colombia hubiese mantenido políticas e instituciones aperturistas con posterioridad a 1930 (y afrontado los choques externos desfavorables y las crisis de las economías desarrolladas con una tasa de cambio nominal flexible) e impedido, después de 1970, ese excesivamente rápido y pronunciado aumento del gasto público. Quedaría por averiguar si los beneficios para la sociedad de semejante aumento del gasto público (evaluables con otro modelo) compensaron su costo, medido este en términos de producción perdida en el largo plazo. Es de esperar que esta tarea sea objeto de futuras investigaciones.

Conflicto de intereses

El autor declara no tener ningún conflicto de intereses.

Anexo 1
El caso del cambio técnico en una economía que se abre

Vamos a suponer ahora el caso de una economía previamente cerrada, cuyo producto por trabajador es menor que el de las economías de frontera técnica porque los niveles de su factor de eficiencia laboral, A, son, hasta vísperas de la apertura, sustancialmente inferiores a los de aquellas, y cuya tasa de aumento de A, gA, es menor que la de dichas economías, pero que, como consecuencia de obstáculos a la movilidad de capitales, la tasa de interés de la economía atrasada es mayor que la tasa de interés de las economías de frontera4747

El modelo de la sección 3 es de economía cerrada pero no incorpora esta distorsión, es decir, considera un estado estable en el cual ρ+εn+gA= αλtkt∼α−1+1−δ1−τ−1=r.

:
siendo ra, rf, gAa y gAf las tasas de interés y de cambio técnico de las economías atrasada y de frontera, respectivamente, antes de la apertura. Y se supone que todo lo demás es igual para ambas economías.

¿Qué pasa a raíz de la apertura? Es de esperar que la apertura aumente el parámetro b de eficiencia de la economía atrasada, y que esta empiece, entonces, a incrementar su factor A a tasas más altas que antes, durante varios años, y mientras tanto logre reducir su brecha de ingresos per cápita. Podemos suponer que, durante esta transición:

Esa desigualdad expresa que la productividad marginal del capital, neta de depreciación y de impuestos (el lado izquierdo de la igualdad en la expresión anterior), se hará superior a la tasa de interés, con lo cual se acelerarán, transitoriamente, la inversión y la tasa de crecimiento económico.

La economía cerrada y atrasada (antes de la apertura) tiene, supuestamente, no solo un nivel menor de A sino también unas menores tasas de crecimiento de esta variable y, por ende, del producto por trabajador. El resultado de la apertura es no solo reducir la brecha de ingresos per cápita con respecto a las economías de frontera sino también aumentar la tasa de crecimiento económico (con sobrerreacción transitoria)4848

Acá se está suponiendo que no se reducirá hasta llegar a cero la brecha en el nuevo estado estable porque la economía atrasada soporta un costo de desatraso cuya magnitud media es menor cuanto mayor sea la brecha pero es creciente con respecto a cada reducción adicional de la brecha (un modelo con estas implicaciones se encuentra en el cap. 6 de Jones y Vollrath, 2013). Pero en todo caso, este modelo sí implica que se observaría un flujo neto de capital hacia la economía atrasada durante la fase de transición con apertura. Un sumario breve en términos formales de esta discusión se encuentra en Acemoglu (2009, pp. 648 y ss.).

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Así, este modelo (o esta clase de modelos) lleva implícita una conclusión: la apertura de una economía atrasada previamente cerrada tiene 3 grandes efectos de largo plazo sobre esta: a)reduce la tasa de interés doméstica si antes de la apertura era superior a la internacional; b)aumenta la tasa de crecimiento del producto por trabajador (la aumenta transitoriamente con más intensidad en el corto que en el largo plazo), gracias al efecto de la apertura sobre el parámetro de eficiencia b, y c)reduce la brecha del ingreso por trabajador y per cápita de la economía atrasada con respecto a los correspondientes de las economías de frontera.

En condiciones de estado estable cada sociedad puede tener una tasa (óptima) de cambio técnico distinta a la de otros países, aunque los flujos internacionales de información y el intercambio de conocimientos influyen en el factor de eficiencia b, pues otros 4 parámetros, además de b, determinan esta tasa (ecuación 3.23). Pero se esperaría que los demás factores no difieran excesivamente entre economías abiertas, tendiendo entonces las tasas de cambio técnico a ubicarse en un rango no excesivamente amplio en el largo plazo4949

Juzgado este rango por el de las tasas de crecimiento del producto por trabajador entre 1960 y 2008 de países de nivel alto y medio de ingreso per cápita según Jones y Vollrath (2013, tabla C.2).

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Anexo 2
La estimación de los efectos del aumento del gasto público sobre la tasa de cambio técnico

A continuación describiremos la estrategia empírica utilizada para encontrar los efectos que tienen los cambios de la tasa de crecimiento del gasto público sobre los cambios de la tasa de cambio técnico.

En primer lugar se pusieron a prueba las hipótesis de existencia de raíz unitaria para las series de los logaritmos de la productividad multifactorial (A) y del gasto público real (G), y de existencia de estacionariedad para las primeras diferencias de estas series (tablas A-1 y A-2).

Tabla A-1.

Prueba de raíz unitaria para D(LNA)

    t-Statistic  Prob.a 
Augmented Dickey-Fuller test statistic−6,145076  0,0000 
Test critical values  1% level  −3,521579   
  5% level  −2,901217   
  10% level  −2,587981   

Null Hypothesis: D(LNA) has a unit root.

Exogenous: Constant.

Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=3).

a

MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Tabla A-2.

Prueba de raíz unitaria para D(LNG)

    t-Statistic  Prob.a 
Augmented Dickey-Fuller test statistic−7,585973  0,0000 
Test critical values:  1% level  −3,521579   
  5% level  −2,901217   
  10% level  −2,587981   

Null Hypothesis: D(LNG) has a unit root.

Exogenous: Constant-

Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=3)-

a

MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Como se puede ver en la tabla A-1, no hay evidencia de que la primera diferencia del logaritmo natural de la productividad multifactorial tenga raíz unitaria, teniendo en cuenta que no hay tendencia (pero sí intercepto) y con 3 rezagos.

Según la tabla A-2 tampoco hay evidencia de que la primera diferencia del logaritmo natural del gasto público tenga raíz unitaria, teniendo en cuenta que no hay tendencia (pero sí intercepto) y con 3 rezagos.

A continuación se tomó el camino de verificar la cointegración entre la variable A y el gasto público, G, y desarrollar un modelo VEC entre estas 2 variables para estimar los efectos que tienen los cambios de la última variable sobre la primera tanto en el corto como en el largo plazo.

Se corrió la prueba de cointegración de Johansen para los logaritmos naturales de las variables mencionadas, con 3 rezagos, intercepto y sin tendencia determinística5050

El número de rezagos es 3 debido a que así lo sugiere el criterio de información de Akaike.

; se encontró, con un 95% de confianza, que efectivamente: a)no hay evidencia de que haya cero relaciones de cointegración, y b)que no hay evidencia de que no haya como máximo una relación de este tipo. Lo anterior se puede ver en la tabla A-3 con los criterios de traza y de valor propio máximo5151

Véase Montenegro (2010) para más detalles sobre la prueba.

.

Tabla A-3.

Resultados de prueba de cointegración de Johansen 2

a. Criterio de traza
Hypothesized    Max-Eigen  0,05   
No. of CE(s)  Eigenvalue  Statistic  Critical Value  Prob.b 
Nonea  0,273010  22,95662  15,89210  0,0033 
At most 1  0,118681  9,096200  9,164546  0,0515 
2. b Criterio de máximo valor propio
Hypothesized    Max-Eigen  0,05   
No. of CE(s)  Eigenvalue  Statistic  Critical Value  Prob.b 
Nonea  0,273010  22,95662  15,89210  0,0033 
At most 1  0,118681  9,096200  9,164546  0,0515 

Fuente: cálculos propios usando el software Eviews 8.

a

Denota rechazo de la hipótesis nula sobre el número de relaciones de cointegración cointegración al 5% de significancia.

b

Son los valores p de MacKinnon-Haug-Michelis.

Tabla A-4.

Coeficientes estimados para el modelo VEC propuesto

Cointegrating Eq  CointEq1   
LNA(−1)  1,000000   
LNG(−1)  −0,428233   
  (0,06408)   
  [−6,68321]   
2,554856   
  (0,59086)   
  [4,32399]   
Error Correction  D(LNA)  D(LNG) 
CointEq1  0,044747  0,129262 
  (0,01273)  (0,03797) 
  [3,51429]  [3,40472] 
D(LNA(−1))  0,185661  −0,339585 
  (0,12469)  (0,37178) 
  [1,48899]  [−0,91340] 
D(LNA(−2))  0,067196  0,614333 
  (0,12391)  (0,36947) 
  [0,54228]  [1,66274] 
D(LNA(−3))  −0,206979  −0,601864 
  (0,11772)  (0,35100) 
  [−1,75822]  [−1,71469] 
D(LNG(−1))  0,070187  0,145103 
  (0,03795)  (0,11315) 
  [1,84952]  [1,28239] 
D(LNG(−2))  −0,092960  −0,045098 
  (0,03744)  (0,11164) 
  [−2,48271]  [−0,40395] 
D(LNG(−3))  −0,022927  −0,062475 
  (0,03888)  (0,11594) 
  [−0,58964]  [−0,53886] 

Fuente: cálculos propios utilizando el software Eviews 8.

Comprobado que hay como máximo una relación de cointegración entre los logaritmos del gasto (G) y de la productividad multifactorial (A), procedimos (luego de validar que las primeras diferencias de las series, es decir, las tasas de crecimiento de las variables, no poseen raíz unitaria) a estimar un modelo VEC que establece las relaciones entre las tasas de crecimiento de la A y las del gasto público. El modelo VEC, según el criterio de Akaike, tiene un número óptimo de rezagos igual a 3; basados en la prueba de Johansen, no se tuvo en cuenta tendencia determinística pero sí el intercepto.

Así, las ecuaciones estimadas son las siguientes5252

Los coeficientes fueron estimados usando el software Eviews 8. Para un mayor detalle sobre la metodología de estimación, véase Montenegro (2010).

:
Siendo ΔlnAt y ΔlnGt las tasas de crecimiento de A y del gasto público, respectivamente, entre el periodo t y el periodo t−1; zt representa el error de la ecuación de cointegración.

Así, con base en la especificación anterior, la tabla A-4 muestra tanto la ecuación de cointegración estimada como los coeficientes del modelo de corrección de error, a partir de los cuales es posible realizar un análisis de impulso-respuesta.

Dada la estimación, se realizó un análisis de impulso-respuesta que permite conocer cuánto se desvía de la media la tasa de crecimiento de A cuando la tasa de crecimiento del gasto del gobierno se incrementa, de manera ortogonal, en una desviación estándar (estos resultados se presentaron en la figura 14 del cuerpo principal). De esta forma es posible identificar los efectos de corto, mediano y largo plazo que tienen los cambios en el incremento del gasto público sobre nuestro indicador de cambio técnico en el caso colombiano. Para los intervalos de confianza utilizamos la metodología de bootstraping, con una confianza del 95%5353

Los cálculos de los intervalos se hicieron utilizando el software JMulTi.

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Anexo 3
Los datos básicos

  PIB real anual  Capital real  Poblaciónc  PEA  Gasto público 
Año  (miles de millones de pesos de 2005)a  (miles de millones de pesos de 2005)b    (personas)d  (con PEA)e  (con población)f  (miles de millones de pesos de 2005)g 
1925  4.427  48.299  6.968.167  2.675.776  1,954878  0,750673  1093,345093 
1926  4.552  49.834  7.109.003  2.719.194  2,193172  0,838888  1197,734826 
1927  4.853  51.662  7.252.685  2.763.273  2,432704  0,926860  1404,324725 
1928  5.125  54.444  7.399.271  2.808.023  2,601541  0,987285  1969,733785 
1929  5.395  56.650  7.548.819  2.853.454  2,644574  0,999649  2102,957194 
1930  5.701  57.579  7.701.391  2.899.574  2,537627  0,955417  1777,161377 
1931  5.983  58.180  7.857.045  2.946.392  2,414459  0,905422  1864,049013 
1932  6.277  59.353  8.015.846  2.993.919  2,609476  0,974639  2046,96924 
1933  6.551  60.600  8.177.857  3.042.163  2,774449  1,032095  2103,722913 
1934  6.800  61.393  8.343.142  3.091.134  2,996753  1,110297  2301,777397 
1935  7.115  62.888  8.511.767  3.140.842  3,021621  1,114978  1771,281213 
1936  7.481  64.289  8.683.801  3.191.297  3,193427  1,173585  1789,248613 
1937  7.788  65.984  8.859.311  3.242.508  3,169487  1,160032  1872,124167 
1938  8.220  67.742  9.038.369  3.294.486  3,404868  1,241074  2071,709721 
1939  8.903  69.871  9.258.840  3.360.959  3,610457  1,310596  2208,395794 
1940  9.512  72.188  9.484.688  3.428.715  3,588771  1,297341  2285,977427 
1941  10.060  74.663  9.716.046  3.497.777  3,536394  1,273102  2520,655208 
1942  10.741  76.814  9.953.047  3.568.167  3,413290  1,223665  2318,591921 
1943  11.426  78.709  10.195.829  3.639.911  3,314700  1,183348  2697,798764 
1944  12.075  81.226  10.444.534  3.713.032  3,548425  1,261465  2574,276552 
1945  12.727  82.703  10.699.305  3.787.554  3,709897  1,313304  2342,480466 
1946  13.942  85.733  10.960.290  3.863.502  4,137572  1,458494  2396,854667 
1947  15.198  89.015  11.227.642  3.940.902  4,215244  1,479551  2474,096601 
1948  16.314  93.614  11.501.515  4.019.779  4,187218  1,463433  3159,743038 
1949  16.901  96.598  11.782.068  4.100.160  4,621864  1,608409  3266,847416 
1950  16.756  98.427  12.069.466  4.182.070  4,557656  1,579228  2879,207004 
1951  16.488  103.154  12.363.873  4.265.536  4,534786  1,564501  3431,734062 
1952  17.581  107.988  12.737.871  4.375.459  4,751214  1,632042  3519,397073 
1953  18.570  113.830  13.123.182  4.488.128  4,858417  1,661579  4278,044829 
1954  19.738  119.775  13.520.148  4.603.611  5,138353  1,749609  4705,116236 
1955  20.221  126.775  13.929.123  4.721.973  5,146506  1,744665  5471,022767 
1956  21.291  133.454  14.350.468  4.843.283  5,238787  1,768091  5291,539154 
1957  21.622  139.542  14.784559  4.967.612  5,240048  1,760656  4786,042246 
1958  23.029  146.358  15.231781  5.095.031  5,106791  1,708222  4646,343945 
1959  24.442  152.043  15.692.531  5.225.613  5,447819  1,814124  4707,691635 
1960  24.971  159.117  16.167.218  5.359.433  5,501923  1,823888  4953,386863 
1961  25.389  167.368  16.656.264  5.496.567  5,638549  1,860721  5481,331367 
1962  25.442  174.586  17.160.104  5.637.094  5,819962  1,911858  5787,484902 
1963  25.546  179.806  17.679.184  5.781.093  5,865373  1,917977  5722,601818 
1964  27.273  187.281  18.213.966  5.928.646  6,136870  1,997551  5821,26234 
1965  28.552  194.485  18.741.470  6.072.236  6,239101  2,021469  6132,596673 
1966  31.296  204.386  19.284.251  6.219.171  6,449922  2,080100  7163,907387 
1967  32.512  214.241  19.842.751  6.369.523  6,484967  2,081674  8184,2717 
1968  33.436  222.746  20.417.427  6.523.368  6,826092  2,180936  8388,478228 
1969  36.355  232.418  21.008.746  6.680.781  7,177878  2,282565  9437,803218 
1970  36.756  244.361  21.517.158  6.885.490  7,508210  2,402627  13947,2515 
1971  37.784  256.685  22.037.873  7.133659  7,723629  2,500139  17416,14879 
1972  40.183  267.996  22.571.190  7.389.807  8,194080  2,682742  16249,83573 
1973  42.232  280.545  23.117.412  7.654.175  8,552279  2,831660  19742,20323 
1974  45.259  295.721  23.676.854  7.927.011  8,750973  2,929826  17518,16597 
1975  47.054  307.639  24.249.834  8.208.569  8,552299  2,894953  17858,64051 
1976  49.290  317.690  24.836.680  8.499.112  8,731899  2,988056  19134,79415 
1977  50.953  330.698  25.437.727  8.798.910  8,788733  3,040023  25627,90644 
1978  51.921  348.049  26.053.320  9.108.241  9,396449  3,284998  24366,14786 
1979  55.642  364.262  26.683.811  9.427.390  9,610547  3,395406  24335,16718 
1980  57.872  381.214  27.329.559  9.756.652  9,630877  3,438223  29646,63254 
1981  60.845  400.370  27.990.934  10.096.330  9,351983  3,373260  32523,45462 
1982  64.031  423.068  28.668.315  10.446.734  8,850210  3,225017  35585,84783 
1983  66.085  443.800  29.362.088  10.808.185  8,504208  3,130399  36521,83987 
1984  70.071  462.728  30.072.650  11.181.011  8,446344  3,140351  35688,17796 
1985  72.885  474.741  30.800.409  11.565.553  8,447156  3,171907  36146,00355 
1986  76.940  486.384  31.405.637  11.909.017  8,870743  3,363786  35079,2042 
1987  79.794  498.562  32.022.757  12.261.514  9,246685  3,540556  36026,149 
1988  84.783  513.456  32.652.004  12.623.265  9,411764  3,638588  39553,87828 
1989  90.158  526.186  33.293.616  12.994.498  9,512440  3,712706  41296,61973 
1990  96.227  528.668  33.947.836  13.375.447  9,661048  3,806453  39530,04251 
1991  101.962  537.643  34.614.911  13.766.350  9,651787  3,838516  41555,88632 
1992  109.782  560.439  35.295.094  14.167.451  9,793890  3,931267  47418,07599 
1993  117.163  598.301  35.988.643  14.578.999  9,995074  4,049005  50990,45722 
1994  123.895  636.513  36.480.679  14.913.302  10,194022  4,167316  60033,64976 
1995  126.773  690.206  36.979.443  15.254.020  10,275364  4,238588  69651,21479 
1996  132.767  736.248  37.485.026  15.601.268  9,955301  4,143396  80923,64277 
1997  138.288  772.145  37.997.521  15.955.159  9,975694  4,188794  89447,17074 
1998  150.001  803.038  38.517.023  16.315.811  9,593782  4,063926  88541,84293 
1999  158.070  809.301  39.043.628  16.683.342  8,689169  3,712882  98143,78164 
2000  164.531  784.398  39.577.433  17.057.873  8,495419  3,661526  94654,5564 
2001  289.539  797.679  40.118.535  17.439.527  8,448089  3,672384  n.d. 
2002  296.789  814.087  40.667.036  17.828.429  8,495445  3,724403  n.d. 
2003  308.418  834.098  41.223.036  18.224.704  8,718218  3,854324  n.d. 
2004  324.866  859.333  41.786.637  18.628.483  9,117768  4,064701  n.d. 
2005  340.156  890.316  42.357.944  19.039.896  9,406679  4,228302  n.d. 
2006  362.938  927.938  42.937.062  19.321.678  10,046082  4,520737  n.d. 
2007  387.983  977.441  43.524.097  19.585.844  10,699215  4,814647  n.d. 
2008  401.744  1.035.742  44.119.159  19.853.621  10,762375  4,843069  n.d. 
2009  408.379  1.100.339  44.722.356  20.125.060  10,479745  4,715885  n.d. 
2010  424.599  1.158.714  45.333.800  20.400.210  10,658095  4,796143  n.d. 
2011  452.815  1.222.506  45.953.604  20.679.122  11,293677  5,082155  n.d. 
2012  471.892  1.303.335  46.581.881  20.961.847  11,435912  5,146161  n.d. 

Aclaraciones y fuentes:

a PIB real pesos de 1975 para 1925-1990: GRECO (2002); PIB real 1990-2000 a precios de 1994: Posada y Rojas (2008); conversión a precios de 2005; PIB real a precios de 2005: B. de la R. con base en DANE. Fuentes primarias: CEPAL (1957); B. de la R. y DANE.

b Capital real: basado en la relación K/Y para 1925-2000; fuentes: GRECO (2002) y Posada y Rojas (2008), capital real 2001-2012: con base en cifras de inversión bruta 2000-2012 (fuente: DANE) con método de Harberger (1969); tasa de depreciación: 3,5%/año.

c Población: cifras suavizadas, 1925-2000: Flórez (2000), Posada y Rojas (2008); 2000-2012: DANE.

d PEA: cifras suavizadas, con base en: CELADE, Flórez (2000), GRECO (2002), Posada y Rojas (2008) y DANE.

e,fAPEA=PIB/PEAK/PEA11−0,4;APobPIB/PobK/Pob0,411−0,4

g Fuentes: 1925-1950: CEPAL (1957); 1950-1993: López et al. (1996) 1994-2000: Posada y Gómez (2002) (tabla 3).

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Hice avances sustanciales y logré terminar una primera versión de este documento cuando estuve vinculado como profesor de planta en la Escuela de Ingeniería de Antioquia. Agradezco las ayudas, sugerencias y críticas de Miguel Acosta, Hugo Carrillo, Wilman Gómez, Camilo Morales, Remberto Rhenals, los participantes en los seminarios de investigación del Banco de la República (Medellín) y de EAFIT, dos evaluadores anónimos y el editor de la revista ESPE. Con todo, los errores y vacíos son de mi exclusiva responsabilidad. El anexo 2 utiliza de manera intensa una sección del documento de Acosta y Posada (2014).

Harberger (1998) insistió en que un modelo macroeconómico no es útil para entender, en profundidad, el proceso de crecimiento asociado al cambio técnico. Aun así, creo que sí puede ser útil para guiar un examen de las implicaciones de las políticas fiscal y de comercio exterior sobre el crecimiento económico y analizar con orden y visión de conjunto las series de cuentas nacionales.

Un resumen de los aportes de Kaldor y Arrow al respecto se encuentra en la «Introducción» de Shell (1966).

Ver las referencias a las obras de estos autores en Aghion y Howitt (2009).

Los trabajos de Jorgenson y sus asociados, tanto para Estados Unidos como para otros países de la OCDE, muestran que aproximadamente la mitad del aumento aparente de la productividad conjunta del capital y del trabajo se explica, en realidad, por mejoras en la calidad del capital y del trabajo (Aghion y Howitt, 2009, p. 108).

Una revisión y exposición didácticas de estos modelos se encuentra en el capítulo 5 de Jones y Vollrath (2013).

Harberger (1998) insistió en que la reducción de costos es de la esencia del cambio técnico.

Prescott (1998) hace énfasis en que el nivel de la productividad multifactorial (la TFP) depende del sistema de incentivos para adoptar mejores prácticas de producción versus los incentivos para oponerse al cambio (que son grandes para un monopolista ya establecido), todo ello independientemente del avance tecnológico-científico. Véase también, al respecto, Alder, Lagakos y Ohanian (2014) y Acemoglu, Akcigit, Bloom y Kerr (2013).

Esto puede ser especialmente pertinente tratándose de economías en desarrollo, pues muy buena parte del cambio técnico allí toma la forma de imitaciones con adaptaciones que tienen en cuenta las condiciones locales. Si en alguna de estas economías el Estado otorga un monopolio permanente a un productor (a través de aranceles altos, licencias, etc.) los incentivos y posibilidades del cambio técnico serán mucho menores.

En Aw, Roberts y Xu (2011) se presenta (y se utiliza) un modelo microeconómico dinámico que tiene alguna relación con el caso enfrentado por nuestro modelo, pues se refiere al de una empresa manufacturera que toma decisiones de invertir capital (más precisamente, asumir un costo de invertir) en R&D y/o exportar, y en el cual la productividad multifactorial futura de tal empresa es endógena: dependiente de tales decisiones. El modelo se estima con base en evidencia de plantas de Taiwán de la rama electrónica del período 2000-2004.

En principio estaríamos suponiendo que el cambio técnico es «aumentador de trabajo» o «neutral» en el sentido de Harrod. Pero como la función de producción es Cobb-Douglas, entonces este tipo de progreso técnico es, también, «neutral» en el sentido de Hicks, esto es, un progreso que aumenta la llamada productividad multifactorial, dejando constante la relación capital/trabajo si los precios relativos de los factores de producción permanecen constantes (Obstfeld y Rogoff, 1996, pp. 430 y ss.). La intuición con respecto a la función de producción se puede re-expresar de una manera ligeramente distinta si nos apoyamos en una reescritura de la ecuación 3.1:  III. 1.a  Yt= λtMtKtαLt1−α;  Mt≡At1−α. Podemos interpretar la función de producción, según 3.1.a, así: el producto presente depende: 1)de un grado de uso de la capacidad productiva en la producción presente, λ, 2)de un factor de eficiencia de la capacidad productiva que usualmente se denomina «productividad multifactorial», M, y que puede crecer a través del tiempo de manera permanente, a diferencia del factor λ, y 3)de la capacidad productiva (medida por la combinación KαL1−α, dadas las elasticidades del producto al capital y al trabajo).

En esto seguimos a Shell (1966) y Kremer (1993).

Un documento reciente basado en un modelo microeconómico sobre R&D, restricciones financieras y crecimiento de la empresa (Valencia, 2014) contempla este dilema intertemporal por la vía del costo de oportunidad de las inversiones en R&D en términos de producción presente. Tal costo de oportunidad de un plan de innovación de una empresa en competencia monopolística es un elemento central en Holmes et al. (2008), y es denominado por estos autores «switchover disruptions».

En la sección 5 se sustituye este supuesto por el de un gasto público improductivo y carente de utilidad para los hogares.

En un escenario de planeador central, Wickens (2008, p. 48) llega a un resultado equivalente al de la ecuación 3.16 a partir de la maximización del valor presente de la serie de las utilidades del conjunto de la sociedad que son dependientes del consumo total en cada uno de los períodos del horizonte de planeación.

Es usual denominar al parámetro coeficiente de aversión relativa al riesgo o inverso de la elasticidad de sustitución intertemporal del consumo. Un incremento del parámetro significa que el consumidor percibe una desutilidad mayor presente derivada de un cierto sacrificio de consumo presente, comparada esa desutilidad con la mayor utilidad futura derivada del mayor consumo futuro que se obtendría gracias al mencionado sacrificio presente. En otras palabras, a mayor menor sería la «propensión» subjetiva a sacrificar consumo presente. De otra parte, un incremento de la tasa de aumento de la oferta laboral, n, permaneciendo lo demás constante, significaría menor salario real (este modelo es de precios flexibles) y, por tanto, menor costo de oportunidad (valorado objetivamente) del sacrificio de producción presente.

De acuerdo con Zuleta y Alberico (2007), una reducción de la oferta laboral tiende a incrementar el salario real y reducir la tasa de interés real; con ello se incentiva la utilización de tecnologías ahorradoras de trabajo e intensivas en capital, y entonces se genera, posteriormente, un cambio técnico (o un ritmo más rápido de cambio técnico) sesgado hacia el uso de capital o aún más sesgado al respecto, pues podría serlo incluso si el precio relativo de los factores permaneciese constante.

GRECO (2002, pp. 185 y 190).

Promedio según resultados de la Encuesta de Hogares del DANE para toda Colombia (áreas urbanas y rurales) entre 2001 y 2006.

Ya habrá notado el lector, al comparar las tablas 2 y 3, que la magnitud del parámetro b tiene un impacto muy grande en los resultados y que, entonces, su rango numéricamente factible es bastante estrecho. Esta es una limitación del modelo, y parece derivarse de la sencillez de la ley supuesta de cambio técnico (ecuación 3.4).

Una exposición excelente de este se encuentra en Wickens (2008).

Que, asociado a problemas transitorios de información, logre que los empresarios renieguen transitoriamente de sus planes de mantener constante λ.

Suponiendo que el aumento del gasto público no induce el aumento de la oferta laboral (vía aumento de impuestos y unos consecuentes incrementos del empleo y del producto).

Gracias al primer sistema de Cuentas Nacionales del país, elaborado por la Comisión Económica para América Latina y El Caribe (CEPAL, 1957). Los siguientes sistemas de Cuentas Nacionales fueron desarrollados y aplicados por el Banco de la República y, posteriormente, por el DANE.

Son suavizaciones basadas en series y estimaciones originales de CEPAL (1957), DANE, Flórez (2000), GRECO (2002) y Posada y Rojas (2008).

La figura 8 presenta la evolución de los componentes permanentes de las tasas de aumento de la productividad multifactorial calculados con el filtro de Hodrick y Prescott (con un parámetro de suavización, λ, igual a 100, lo usual con series de frecuencia anual).

La estimación original de la serie de capital 1925-2000 fue de GRECO (2002) y Posada y Rojas (2008), y siguió la metodología de Harberger (1969), así: se supone la estimación previa de la serie de inversión bruta, de la tasa de depreciación y un cierto valor razonable de la relación capital/producto en un año inicial (cuanto más distante es el año inicial menor es la incidencia de los errores de la estimación del capital inicial en los valores recientes de este). De esta estimación (precios de 1994) y de la del PIB (de esas mismas fuentes; precios de 1994) se dedujo la relación capital/producto y se supuso equivalente a la que se habría observado a precios de 2005. Dada la serie estimada del PIB a precios de 2005 se dedujeron los valores del capital a precios de 2005 desde 1925 hasta 2000. Para la estimación del capital, también a precios de 2005, desde 2001 hasta 2012, se siguió la metodología de Harberger (1969) con la misma tasa de depreciación utilizada por GRECO (2002) y Posada y Rojas (2008): 3,5% anual.

Para juzgar el crecimiento económico colombiano en el contexto internacional véanse (entre otros) los siguientes trabajos: el capítulo I de GRECO (2002), Urrutia y Posada (2007) y Riascos (2011).

En ese caso, la ecuación 5.1 implica que: dgA=∂gA∂ndn,  siendo dn = 0,008 entre 1925 y 1970 e igual a −0, 0125 entre 1970 y 2012. Al aplicar en esta ecuación el valor del multiplicador (que se basa en la calibración del modelo; tabla 1), y que es: ∂gA∂n=−0,0194), se obtiene ese resultado.

Aquí cabe una nota de precaución: de acuerdo con varios trabajos de Zuleta y asociados (Zuleta y Alberico, 2007; Zuleta, 2008; Zuleta y Young, 2013, etc.), el parámetro α ha tendido a aumentar a través del tiempo. En la sección siguiente (5.2) se discute la relación entre las políticas de comercio exterior y fiscal y los factores λ y b y, por ende, la evolución de la tasa de cambio técnico. Pero esa discusión también podría extenderse, acatando las tesis de Zuleta y asociados, al caso en el cual el giro a la baja en la tasa de aumento de la población y las políticas exterior y fiscal condujeron a aumentar el factor α y, entonces, a reducir la tasa de cambio técnico.

¿Podría explicarse la declinación tendencial de la tasa de cambio técnico por una supuesta escasez de capital humano? La respuesta parece ser negativa dado el rápido aumento de la cobertura en educación (primaria, secundaria y terciaria) en Colombia a lo largo de la segunda mitad del sigloxx (Posada, 2013). Y para explicar el estancamiento relativo de la productividad multifactorial de las principales economías latinoamericanas, Cole, Ohanian, Riascos y Schmitz (2005) descartaron también la escasez de capital humano como un factor determinante.

La serie de la figura 13 es la de las relaciones entre el gasto público (adquisiciones de una parte del PIB por el sector público) a precios constantes y el PIB a precios constantes; resulta de empatar (por el autor, con una «retrapolación» desde 1950 hasta 1925 basada en las tasas de crecimiento del gasto real) las estimaciones de la CEPAL y las de las cuentas nacionales oficiales (elaboradas, primero, por el Banco de la República y, luego, por el DANE). Las relaciones entre dichas variables a precios corrientes son en general menores (en 1, 2 o 3 puntos porcentuales) después de 1970 a las mostradas en la figura 13 y coinciden, aquellas, desde 1980 con las mostradas en el gáfico 1 de Lozano y Rodríguez (2009).

Gráfico 1 de Junguito y Rincón (2007). La cifra para 2003 se aparta de la de estos autores para ser consistente con las de Lozano y Rodríguez (2009).

Supuestos con base en el gráfico 3 de Junguito y Rincón (2007).

El 22% del PIB en 2003 y aproximadamente el 21% del PIB entre 2004 y 2007, según Lozano y Rodríguez (2009, gráfico 1, p. 24). Puede estimarse que el gasto público total sin erogaciones por servicio de deuda, ascendió al 33% del PIB en 2003 (cuadro 3 de Posada y Gómez, 2002); la diferencia entre esta magnitud y el recaudo de impuestos, 22%, equivale a la suma del déficit primario (es decir, antes de servicio de deuda) del sector público no financiero (probablemente 0 en 2003, dado que su déficit de caja fue 2,7% (gráfico 14 de Junguito y Rincón, 2007) y de sus ingresos no tributarios (ingresos de propiedad, regalías, etc.).

Las participaciones de los gastos de educación e infraestructura en el total estuvieron en el rango 42-48% del gasto total (sin incluir servicio de deuda) entre 1990 y 2001 (cuadro 3 de Posada y Gómez, 2002).

Ver gráfico 3 de Junguito y Rincón (2007).

No disponemos de cifras de gasto público total (consumo más inversión) con posterioridad al año 2000. Por los demás, el ejercicio se basa en algunos supuestos; entre ellos cabe mencionar los dos más importantes: 1)el PIB se describe mediante la función (Cobb-Douglas): Y=KαAL1−α; α=0,4, así que el producto por trabajador, Y/L, es igual a: KLαA1−α; 2)el gasto público incide sobre el producto por trabajador solo mediante su impacto en el factor A (es decir, se supone que el capital por trabajador, K/L, es inelástico al gasto público, y que el gasto público afecta al PIB solo por el canal de cambios del factor A). Dado lo anterior, el ejercicio consistió en estimar: a)la relación de largo plazo o de cointegración entre el gasto público real (consumo más inversión) y el factor A (o, lo que sería equivalente, una relación de cointegración entre el gasto público y el PIB, descontando la evolución de la relación capital/trabajo), y b)la dinámica de corto plazo asociada a errores o rupturas transitorias de esta relación y a alteraciones previas de las tasas de variación del gasto público y del factor A. Así, se estimó un «vector de cointegración y corrección de error», VEC. El Anexo 2 resume el ejercicio econométrico y sus resultados.

Los intervalos de confianza se construyeron con la técnica de bootstrapping.

Sobre la relación entre la política económica de los años sesenta, setenta y ochenta y el desempeño económico colombiano de ese entoncesm ver García y Jayasuriya (1997).

Cada gobierno de turno se ha encargado de establecer medidas excepcionales de protección a unos u otros productores locales, aunque el proceso de firmar tratados de libre comercio sí ha contribuido a evitar, grosso modo, un cierre paulatino de la economía. Villar y Esguerra (2007) insistieron en 2 tesis que cabe mencionar al respecto: 1)a todo lo largo del sigloxx la economía colombiana fue «relativamente cerrada», y 2)la política comercial no fue exógena (como se supone en el presente documento) sino endógena: era la «variable de ajuste» ante las alteraciones de las condiciones externas en vista de que «una depreciación muy fuerte del peso hubiese resultado muy costosa» (p. 121). Un trabajo reciente de García, López, Montes y Esguerra (2014) tiene descripciones y explicaciones sobre la política de comercio exterior y coincide con la tesis de Villar y Esguerra en cuanto a la persistencia del proteccionismo y a caracterizar como «relativamente cerrada» a la economía colombiana.

Desde hace ya más de 40 años los economistas colombianos empezaron a discutir la hipótesis del «agotamiento del proceso de sustitución de importaciones» en Colombia. Sobre la importancia de la competencia externa en el proceso de innovación en la industria manufacturera colombiana, ver Fieler et al., 2014Fieler, Eslava y Xu (2014). Alder et al. (2014), Acemoglu et al. (2013) y Holmes et al. (2008) enfatizan en la relación negativa teórica entre monopolio e innovación.

García et al. (2014) consideran que el grado de proteccionismo se ha mantenido aproximadamente constante y que sus efectos negativos persisten hasta el presente: «Dado que el régimen de comercio exterior no se ha modificado fundamentalmente durante 62 años [desde 1950; aclaración mía], no debe extrañar que en Colombia no se desarrollen sectores nuevos, fenómeno que preocupa a quienes defienden la necesidad de tener una política industrial para sacar al sector de su letargo. Colombia sí tiene y ha tenido una política industrial basada en la protección, una que no ha cambiado fundamentalmente en 62 años, una que promueve sectores incapaces de competir en los mercados internacionales, y que impide surgir sectores nuevos con potencial de hacerlo» (p. 61). De otra parte, Cole et al. (2005) afirmaron que el retraso de la productividad multifactorial de las principales economías latinoamericanas, incluyendo la colombiana, con respecto a las asiáticas y a las demás de Europa occidental y Estados Unidos durante la segunda mitad del sigloxx, se debió a las barreras al libre comercio y al apoyo estatal a la formación y conservación de monopolios industriales.

Hay tendencia al equilibrio estable, pues el beneficio marginal de la innovación es decreciente, en tanto que su costo marginal es creciente.

Según el modelo Cass-Koopmans-Ramsey, un choque positivo transitorio al factor A (o a la productividad multifactorial) tiene un efecto positivo permanente sobre el nivel del producto y un efecto positivo transitorio sobre la tasa de cambio técnico.

El modelo de la sección 3 es de economía cerrada pero no incorpora esta distorsión, es decir, considera un estado estable en el cual ρ+εn+gA= αλtkt∼α−1+1−δ1−τ−1=r.

Acá se está suponiendo que no se reducirá hasta llegar a cero la brecha en el nuevo estado estable porque la economía atrasada soporta un costo de desatraso cuya magnitud media es menor cuanto mayor sea la brecha pero es creciente con respecto a cada reducción adicional de la brecha (un modelo con estas implicaciones se encuentra en el cap. 6 de Jones y Vollrath, 2013). Pero en todo caso, este modelo sí implica que se observaría un flujo neto de capital hacia la economía atrasada durante la fase de transición con apertura. Un sumario breve en términos formales de esta discusión se encuentra en Acemoglu (2009, pp. 648 y ss.).

Juzgado este rango por el de las tasas de crecimiento del producto por trabajador entre 1960 y 2008 de países de nivel alto y medio de ingreso per cápita según Jones y Vollrath (2013, tabla C.2).

El número de rezagos es 3 debido a que así lo sugiere el criterio de información de Akaike.

Véase Montenegro (2010) para más detalles sobre la prueba.

Los coeficientes fueron estimados usando el software Eviews 8. Para un mayor detalle sobre la metodología de estimación, véase Montenegro (2010).

Los cálculos de los intervalos se hicieron utilizando el software JMulTi.

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