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APERTURA Y PRODUCTIVIDAD TOTAL DE LOS FACTORES: ANALISIS DE LA CONTEMPORANEIDAD EN LOS QUIEBRES ESTRUCTURALES PARA AMERICA LATINA Y EL CARIBE*

OPENNESS AND TOTAL FACTOR PRODUCTIVITY: TEST OF TEMPORAL COINCIDENCE OF THE STRUCTURAL BREAKS FOR LATIN AMERICA AND THE CARIBBEAN

GERMAN HECTOR GONZALEZ**, FERNANDO ANDRES DELBIANCO***

** CONICET y Universidad Nacional del Sur (Argentina)

We study the existence of a structural break in TFP and in several indicators of openness for a sample of 20 Latin American and Caribbean economies for the period 1960-2005. For this purpose, the tests of Zivot and Andrews (1992) and Bai and Perron (1998) on a series of TFP computed from a development accounting exercise (Hsieh and Klenow, 2010) and alternative measures of openness with different characters (Wacziarg, 2001) have been used. The cases of breaks on TFP during the consolidation process of openness in the region (1985-1995) are not significant. Shocks in openness seem to have effects on the rate of growth of TFP.

Keywords: Openness, Total Factor Productivity, Latin America and the Caribbean.

Resumen

Se ha estudiado la existencia de quiebres estructurales en la PTFy en varios indicadores de apertura para una muestra de 20 economías latinoamericanas y del Caribe para el período 1960-2005. Se han utilizado los tests de Zivot y Andrews (1992) y el de Bai Perron (1998) sobre una serie de PTF computada a partir de un ejercicio de contabilidad del desarrollo (Hsieh y Klenow, 2010) y sobre medidas alternativas de apertura con diferentes caracteres (Wacziarg, 2001). Los casos de quiebre en la PTF durante el proceso de consolidación de la apertura en la región (1985-1995) no son significativos. Los resultados parecen indicar que los shocks en la apertura operan sobre las tasas de crecimiento de la PTF.

Palabras Clave: Apertura, Productividad Total de los Factores, America Latina y el Caribe.

1. INTRODUCCION

La literatura aún discute sobre la existencia o no de una relación causal teórica, de largo plazo, entre apertura al comercio internacional y productividad. Hipótesis que ha sido tantas veces verificada como rechazada. Sin embargo, se podría afirmar que actualmente se habría llegado a cierto acuerdo en que la apertura tiene, al menos, la capacidad de motivar decisiones que repercuten en la productividad total de los factores (PTF) en forma de mejoras tecnológicas en bienes y en procesos de producción, aunque el resultado concreto depende de otros factores no siempre controlables (Baldwin, 2003; Rodrik, 2003; Kneller et al., 2008).

Nehru y Dhareshwar (1993) tempranamente llegaron a esa conclusión. Contrariamente, Edwards (1998) sostuvo que existe una relación positiva y robusta entre apertura y la tasa de crecimiento en la PTF, aunque la robustez fue puesta en duda por Rodríguez & Rodrik (2000). Los resultados presentados en el artículo de Benjamin y Ferrantino (2001) no son concluyentes según sus mismos autores. Mientras que Haouas y Yagoubi (2005) encuentran que una mayor apertura causa tasas mayores de crecimiento de la PTF en las economías del MENA (Middle East and North Africa), y Soderbom y Teal (2003) realizan exactamente el mismo ejercicio para todas las regiones y niveles de ingreso encontrando el mismo resultado. En cambio, González y Constantin (2009) sostienen que esa relación no es significativa en economías de ingresos bajos, aunque sí lo es en aquellas de ingresos medio y alto. Das (2002), luego de examinar 37 artículos que estudian la relación entre apertura y la tasa de crecimiento de la productividad industrial, llega a la conclusión que existiría una positiva relación entre ambas variables en América Latina, Asia y África, aunque señala que hay que interpretar los resultados con cautela porque el "análisis empírico está plagado de limitaciones" (p. 36). Tomando la PTF en niveles, en vez de tasas de crecimiento, Miller y Upadhyay (2000 y 2002), y González (2002) encuentran que una mayor exposición al comercio internacional es en general positiva para la PTF, pero no es robusta esta relación cuando se dividen los países en grupos y se introducen variables adicionales. Por su parte, Alcalá y Ciccone (2004) encuentran que el efecto positivo es significativo y estadísticamente robusto. Herzer (2005) y Jonsson y Subramanian (2001) utilizan técnicas de series de tiempo encontrando que la relación existe y es significativa para el caso de Chile y Sudáfrica, respectivamente. Calvanti Ferreira y Trejos (2006) muestran que las restricciones al comercio explican una importante proporción de la brecha en la PTF, fundamentalmente para las economías de ingresos medios.

Cualquiera sea el resultado de esta discusión, los hechos indican que las economías en general han mostrado en los últimos dos siglos, y en particular en los últimos 60 años, una creciente interdependencia. Esto ha sido como resultado en muchos casos de políticas que explícitamente tuvieron como objetivo lograr el desarrollo económico a partir de la apertura de la economía doméstica al comercio internacional. El timing de dicha apertura y sus resultados varían según el caso. El objetivo de este artículo es diferente a la literatura precedente. Se pretende observar si existe contemporaneidad entre los cambios abruptos en la apertura al comercio internacional y los cambios sustanciales en la productividad, es decir, si los primeros son reproducidos en forma de cambios significativos en el sendero de largo plazo de la productividad total de los factores de 20 economías latinoamericanas y caribeñas entre 1960 y 2005. Se considera contemporáneos a los quiebres estructurales de al menos dos series si el quiebre en una de ellas coincide o se encuentra dentro de los dos años de transcurrido el quiebre en la restante.

Se utilizan los tests de Zivot y Andrews (1992) y de Bai y Perron (1998) para determinar si las economías han sufrido, y cuándo, cambios significativos en las medidas de apertura y productividad total de los factores, esta última tomada en niveles y en tasas de crecimiento. Luego se comparan los puntos de quiebre de las series para analizar si existe contemporaneidad. Finalmente, se analiza la contemporaneidad con otros hechos relevantes durante el período en consideración que pudieron haber afectado significativamente a la PTF. La estimación de la PTF se realiza a partir del residuo de la función agregada de producción siguiendo la metodología propuesta por la contabilidad del desarrollo (Hsieh y Klenow, 2010). Para reducir la discrecionalidad en la medición de la apertura se toman cuatro medidas alternativas, que corresponden a medidas de resultado, de política y de desviación, también se utiliza la literatura especializada sobre el proceso de liberalización del comercio en América Latina y el Caribe para generar una periodización que se contrastará con las estimaciones. Finalmente se utilizan otros hechos de la historia económica reciente para encuadrar los shocks estimados en la PTF.

El resultado más importante que se encuentra es que luego de un proceso abrupto de apertura (o cierre), los cambios en la PTF, de existir, son graduales. Al menos en la región, los cambios abruptos en la PTF estuvieron, en general, asociados a factores de otra índole (v. gr. Crisis del Petróleo). Por otra parte, los casos de quiebre de la PTF, en niveles, durante el proceso de consolidación de la apertura en la región (1985-1995) no son significativos. Mientras que en tasas de crecimiento de la PTF se observa una mayor cantidad de casos de contemporaneidad, aunque no existirían diferencias en la frecuencia entre el período de consolidación de la apertura y el período inmediato anterior (1973-1984). Tampoco existe contemporaneidad entre apertura, niveles y tasas de crecimiento de la PTF.

La siguiente sección describe la metodología empleada. La tercera sección muestra los resultados obtenidos a partir de la aplicación de los test de corte estructural y se analiza la contemporaneidad. La cuarta sección concluye.

2. METODOLOGIA Y DATOS

2.1. Detección de posibles quiebres estructurales

Para este trabajo se realiza en primera instancia un test de raíz unitaria como el Zivot y Andrews (1992) que sugiere un quiebre estructural bajo la hipótesis alternativa. Para robustecer los resultados se implementa el test de quiebre estructural de Bai y Perron (1998-2003) para cambios estructurales puros. Es decir, que se estudian las series uniecuacionalmente sin sugerir necesariamente un modelo subyacente que explique el comportamiento de cada una de ellas (tanto de la productividad de los factores como de los indicadores de apertura seleccionados para el estudio de la contemporaneidad).

El clásico test de Dickey-Fuller aumentado (ADF) con tres especificaciones distintas (con tendencia, con intercepto, y sin constante) para testear estacionariedad sin quiebre estructural en las series utilizadas arroja que, en general, las series no son estacionarias. Sin embargo, estos resultados no sorprenden cuando se trabaja con largas series de tiempo. En el anexo se muestran estos resultados.

Los test de raíz unitaria comunes, como el conocido Dickey-Füller (Dickey y Füller, 1984) o el test de Perron (Perron, 1989), tienden a no rechazar la hipótesis nula de raíz unitaria en presencia de cambios estructurales, y por ende concluir que se está en presencia de series no estacionarias. Existen test que permiten aclarar dónde hay un cambio estructural, como por ejemplo el test de Chow, sin embargo se debe contar con información previa sobre la existencia de un posible punto de quiebre o recurrir a la iteración para encontrarlos. Diferente es encontrar endógenamente el mencionado cambio, para lo cual se recurre al test que Zivot y Andrews crearon en 1992.

El test de Zivot y Andrews (ZA) analiza la posible presencia de cambio estructural de la serie en cada una de las observaciones, de manera secuencial, generando variables dummy en cada período. Luego, aquella variable dummy con mayor significatividad es tomada como el punto en el que la serie sufre un cambio estructural. Aunque no deja de ser un test de raíz unitaria, se diferencia con los anteriores mencionados al tener en cuenta la posible existencia de quiebres estructurales.

Como se puede observar, la especificación no dista mucho del test de Dickey-Füller, sólo que añade las dummies XDT_t, y \\rDl_t para capturar un posible quiebre estructural, permitiendo cambio en la tendencia o en el intercepto respectivamente, y detectarlo endógenamente.

La hipótesis nula es, en los tres modelos, que a = 0, es decir, que existe estacio-nariedad y no hay ningún quiebre estructural, mientras que la hipótesis alternativa descarta la estacionariedad y propone un quiebre estructural en algún punto de la serie temporal.

Principalmente, el foco de atención se pone en el tercer modelo que deja abierta la posibilidad de la existencia tanto de quiebre en intercepto como en tendencia. La razón es que si se especifica el modelo I o el modelo II, cuando el modelo real es distinto al especificado, se pierde mucha potencia en el test. En cambio, si se especifica el modelo III, pero el verdadero modelo subyacente es el uno o el dos, la pérdida de potencia es menor (Sen, 2003).

Para completar el estudio de las series de tiempo se contrastan los resultados a partir de Zivot y Andrews, con los obtenidos a partir del test de quiebre estructural sugerido por Bai y Perron (1998). Esta metodología considera el siguiente modelo múltiple con m número de quiebres estructurales:

2.2. Estimación de la PTF

El punto de partida es una función de tipo Cobb-Douglas con tres factores productivos y una variable que captura el nivel de productividad multifactorial. Esta última se computa como el residuo en la función de producción. Se supone que todas las economías de la muestra pueden ser explicadas mediante el mismo modelo; por consiguiente, las diferencias estructurales entre ellas que pudieran existir corresponden al residuo de esta función agregada.

Se representa al producto, Y, mediante la siguiente expresión:

Los tres primeros componentes de la derecha brindan una aproximación de la relevancia que posee la acumulación de factores en el producto per cápita. La variable L/P es la tasa de ocupación y captura el efecto que, sobre el ingreso per cápita, tiene la cantidad del factor trabajo empleado en el proceso productivo. Las variables K/Y y H /Y son la intensidad del capital físico y humano en el producto. A es la productividad multifactorial o PTF, y posee dos grandes fuentes de variación. La primera, llamada "capacidades tecnológicas", representa "un conjunto complejo de habilidades humanas, conocimiento tecnológico, estructura organizacional, requeridos para operar eficientemente tecnología y alcanzar un proceso de cambio tecnológico" (Llal, l992). Es decir, que no sólo implica eficiencia productiva sino la capacidad para adaptar y mejorar la tecnología disponible a las posibilidades reales de cada economía. La segunda fuente captura los saltos en la frontera de posibilidades de producción, esto es, cambios en la tecnología como resultado del proceso endógeno de aprendizaje o incorporados desde el exterior (a través de importaciones de bienes y/o patentes, inversión externa, inmigración, etc.), lo suficientemente importantes como para alterar considerablemente los "costos reales de producción" (Harberger, 1998).

Finalmente,

Para la calibración de (3) se supone a = 0.31 y P = 0.28 siguiendo a Mankiw et al. (1992), Klenow y Rodríguez-Clare (1997), McGrattan y Schmitz (1999), Hopenhayn y Neumeyer (2004). Esta misma metodología y valores de los parámetros se utilizó en González et al. (2009) y se encontró que no existen, para los datos utilizados en el artículo, diferencias sustanciales en las conclusiones ante cambios en los valores de los parámetros. Las fuentes de datos y los procedimientos de cómputo se detallan en el anexo.

El panel de datos está constituido con información de veinte economías americanas para un período de 46 años (1960-2005). Su composición es diez economías sudamericanas, siete de América Central y del Norte, y tres del Caribe. Específicamente, Argentina, Bolivia, Brasil, Chile, Colombia, Costa Rica, Ecuador, El Salvador, Guatemala, Honduras, Jamaica, México, Nicaragua, Panamá, Paraguay, Perú, República Dominicana, Trinidad y Tobago, Uruguay, Venezuela. De acuerdo a la clasificación del Banco Mundial según nivel de ingreso correspondiente al ejercicio 2005, son doce economías de ingreso medio bajo y ocho de ingreso medio alto.

2.3. Medidas de apertura

Ante los problemas que presentan los diferentes indicadores de apertura (Wacziarg, 2001; Pritchett, 1996; Anderson y Neary, 1992; Krishna, 1991; entre otros) se tomaron tres tipos de indicadores:

a) una medida de resultado en dos versiones: la intensidad comercial, computada de la forma tradicional como el cociente entre el total del comercio (exportaciones e importaciones) y el producto bruto interno. Una primera versión tomando las variables en dólares a precios constantes, (X+M)/PIB, y una segunda versión tomando las variables en dólares corrientes (X+M)/PIB*.
b) un indicador de política: siendo r la tasa promedio de impuestos sobre las transacciones comerciales, se define la tasa de apertura como 1-r. La tasa r se computa como el cociente entre la recaudación total tributaria por gravámenes a las transacciones internacionales (exportaciones e importaciones) y el total del comercio internacional (exportaciones más importaciones). ]]> c) un indicador de desviación: corresponde a la desviación de la intensidad comercial respecto a la predicha teniendo en cuenta las características estructurales de la economía en particular y el resto de la muestra, u. Las características que se tienen en cuenta son el tamaño de su población, superficie, producto per cápita, si son exportadores de petróleo y si son islas.

3. RESULTADOS

Las gráficas de todas las series utilizadas para cada economía se encuentran en el anexo. Para la PTF tomada en niveles, el test ZA encuentra potenciales puntos de quiebre estructural en las veinte economías, sin embargo al 5 y 1% de significatividad solo en una y cinco oportunidades, respectivamente. En el caso de la apertura medida por el indicador de intensidad comercial, (X+M)/PIB, el test ZA encuentra potenciales puntos de quiebre estructural en todas las economías, sin embargo significativa al 5% solo en dos oportunidades. En cuanto al indicador de política comercial, 1-r, sobre 16 economías de las que se cuentan suficiente información, se encontraron casos significativos de corte estructural en nueve oportunidades, siete de los cuales al 1%. Los resultados se muestran en la Tabla 1.

El Gráfico 1 muestra la distribución de frecuencia de los potenciales cambios estructurales en el nivel de la PTF y el Gráfico 2 muestra la misma información para el indicador de apertura o intensidad comercial, (X+M)/PIB.

Si se realizara un gráfico similar a los anteriores que representara la distribución de los potenciales puntos de quiebre en el indicador de política comercial, 1-r, y en el indicador de desviación, u, el primer gráfico presentaría una distribución relativamente homogénea de los casos potenciales a lo largo del período 1979-2000. De los cuales, son significativos dos casos en 1979-1978, cuatro casos en 1987-1992, dos casos en 1990, y uno en 1995 y 2000, respectivamente. El indicador de desviación, u, concentra la mayor cantidad de casos potenciales en dos períodos: 1980-1984 con doce casos y 1989-1993 con seis casos. Finalmente, el indicador de intensidad comercial alternativo muestra siete casos potenciales en 1979-1983 y cuatro casos en 1993-1995. Los casos significativos son cuatro y tres, respectivamente, sin un patrón de concentración.

Con respecto a la contemporaneidad de los quiebres significativos analizando cada país individualmente, se observa en la Tabla 1 que solo en Colombia existe proximidad entre el indicador de política comercial y el indicador de resultado, aunque ello no se ve reflejado en la PTF, ni siquiera como caso potencial. Mientras que se observan solo tres casos, México, Nicaragua y Uruguay, de contemporaneidad entre los quiebres de las series del indicador de intensidad comercial y de la PTF. Sin embargo, el caso de Nicaragua presenta el sentido temporal contrario al esperado y en el caso de Uruguay la contemporaneidad se redefine permitiendo tres años entre un quiebre y el otro. Si se tienen en cuenta los casos potenciales de quiebres en los niveles de PTF, sólo se agregan a la lista anterior los casos de Panamá y Venezuela (este último en las condiciones definidas para Uruguay).

El test de BP (Bai y Perron) arroja como resultado once casos significativos al 5% de quiebre estructural en la PTF. En cinco casos el test es coincidente con ZA, a los que suman cinco casos datados entre 1981 y 1983, resta a Uruguay y suma a Venezuela con fecha en 1973. La Tabla 2 muestra estos resultados junto a los obtenidos para los indicadores de apertura (salvo 1-r que no se ha realizado debido a que los datos no son suficientes en la mayor parte de las economías de la muestra). Entre paréntesis aparecen, reiterados en algunos casos, los resultados significativos al menos al 5% según el test de ZA.

En cuanto a la contemporaneidad entre los quiebres obtenidos a partir de BP en la PTF y en los indicadores de apertura mediante el mismo método, los resultados son aún menos optimistas que los presentados para ZA. Tan solo en el caso de Venezuela se encuentra exacta contemporaneidad en el año 1973, mientras que en Trinidad y Tobago el sentido de la contemporaneidad es el contrario al esperado.

Tres resultados interesantes para mencionar son: Primero, a pesar de permitir la multiplicidad de quiebres estructurales en las series de PTF, el test de BP no presenta ningún caso con más de un cambio estructural significativo en la productividad multifactorial.

Segundo, la existencia de casos con múltiples quiebres en las series de apertura -Argentina, Colombia, entre otros- no garantiza la existencia de contemporaneidad entre los quiebres de los diferentes indicadores. Ello significa que estos no necesariamente están capturando el mismo fenómeno y, por consiguiente, la información que suministran individualmente debe considerarse parcial.

Tercero, solo en los casos (Argentina, 1975-1976), (Argentina, 1993), (Colombia, 1989-1992), (República Dominicana, 1982-1983), (Ecuador, 1971-1972), (El Salvador, 1994-1996), (México, 1994-1995), (Nicaragua, 1994-1995), (Panamá, 1998), (Paraguay, 1989), (Trinidad y Tobago, 1994-1997), las series de apertura arrojan resultados robustos de cambio estructural en el comercio internacional entre estos países y el resto del mundo. Sin embargo, aun en estos casos no existe contemporaneidad entre estos quiebres estructurales y los obtenidos para la PTF.

De la información suministrada en el cuadro anterior y de los quiebres significativos encontrados en los indicadores de apertura en todas sus versiones, se desprende que sólo en Argentina (BP), Brasil (ZA), Colombia (ZA y BP), Costa Rica (ZA), El Salvador (BP), Jamaica (BP), México (BP), Paraguay (BP), y Trinidad y Tobago (BP) existe contemporaneidad entre el resultado de los tests realizados sobre las series de apertura y un cambio de política resaltado en la literatura. Mientras que sólo en tres casos existe contemporaneidad entre un cambio resaltado en la literatura y un quiebre significativo en los niveles de la PTF (Guatemala, México y Paraguay).

Sintetizando, teniendo en cuenta únicamente los resultados de los tests ZA y BP existiría contemporaneidad entre cambios abruptos en la política comercial y cambios significativos en los niveles de PTF, en los casos (México, 1980-1982), (Uruguay, 1979-1982) y (Venezuela, 1973). A los que podría sumarse (Paraguay, 1981-1982) si se tiene en cuenta la literatura consultada, y (Trinidad y Tobago, 1983-1982) y (Guatemala, 1982-1981), ambos con el sentido inverso al esperado.

La Tabla 4 muestra los quiebres significativos al menos al 5% en las series de tasas de crecimiento de la PTF, tomada ésta como la diferencia en logaritmos de las series de niveles, utilizando los test de ZA y BP.

La segunda es que en seis casos existe contemporaneidad entre quiebres en niveles y quiebres en tasas de crecimiento de la PTF (Colombia, Ecuador, Guatemala, Honduras, Panamá, Trinidad y Tobago), pero ninguno corresponde a los casos de contemporaneidad entre quiebres de apertura y niveles. Esto significa que la contemporaneidad de quiebres en las series de apertura y en niveles de PTF no asegura la existencia de quiebres contemporáneos en la serie de tasas de crecimiento de la PTF.

La tercera observación es que la distribución de quiebres significativos es similar entre los períodos 1973-1984 y 1985-1995 (ocho y seis casos, respectivamente, de acuerdo a ZA, mientras que tres y tres siguiendo a BP), y no existe un año que concentre más de dos casos. Finalmente, el test de BP arroja seis casos en los que los quiebres en las series de tasas de crecimiento de la PTF se encuentran entre 1966 y 1971.

La cuarta observación es que son nueve los casos de contemporaneidad entre los quiebres en las series de apertura remarcados en la literatura y estimados mediante ZA, y quiebres en la serie de tasas de crecimiento de la PTF: (Argentina, 1991), (Chile, 1976), (Costa Rica, 1981-1983), (República Dominicana, 1984-1987), (Guatemala, 1981-1984), (México, 1986-1987), (Panamá, 1988-1989), (Perú, 1990-1991) y (Uruguay, 1985-1986). En cambio, mediante el test de BP solo en dos casos existe contemporaneidad (Colombia, 1969-1971) y (Ecuador, 1972-1973). La multiplicidad de coincidencias muestra un marcado contraste con el obtenido para los niveles de PTF.

4. COMENTARIOS FINALES

Se ha estudiado la existencia de quiebres estructurales en la PTF, tanto en niveles como en tasas de crecimiento, y en varios indicadores de apertura para una muestra de veinte economías latinoamericanas y del Caribe y el período comprendido entre 1960 y 2005. Para ello se ha utilizado el test de Zivot y Andrews (1992) y el test de Bai y Perron (1998) sobre una serie de PTF computada a partir de un ejercicio de contabilidad del desarrollo (Hsieh y Klenow, 2010) y sobre cuatro medidas alternativas de apertura con diferentes caracteres: medidas de política, de resultado y de desvío (Wacziarg, 2001).

Se puede afirmar que entre 1980 y 2000 prácticamente todas las economías experimentaron un cambio profundo de política comercial hacia una consolidación de la apertura. Los quiebres estructurales que se desprenden a partir de la aplicación del test ZA marcan claramente esta situación en doce economías de las veinte consideradas, mientras que trece son las economías siguiendo a los resultados del test de BP.

Sin embargo, no se observa, salvo en contados casos, que exista contemporaneidad entre los shocks por la apertura y los shocks en niveles de la PTF. Esto estaría indicando que los shocks observados en el nivel de la PTF, en general, no serían consecuencia de los cambios abruptos en las políticas comerciales (tanto cierre como apertura), en cambio tendrían otros orígenes.

La acumulación de casos, tanto potenciales como significativos, de quiebres en los niveles de PTF coincide con las Crisis del Petróleo de 1973/1974 y 1979/1980, y la Crisis Mexicana de 1982. Por otra parte, los casos de quiebre de niveles de la PTF durante el proceso de consolidación de la apertura en la región (1985-1995) no son significativos en el caso de ZA y no existen según el test de BP.

Los casos de contemporaneidad en los quiebres de las series de apertura y tasas de crecimiento son más numerosos siguiendo ZA, sin embargo su existencia no es contemporánea con un cambio estructural en el nivel de la PTF, al menos para la muestra y rango temporal considerado. El resultado del test de BP es aún menos optimista. Solo en dos casos existiría contemporaneidad entre apertura y tasa de crecimiento en la PTF, sin embargo los años de ocurrencia son anteriores al período de apertura, y tampoco existiría un correlato con los niveles de la PTF.

Finalmente, los resultados para la muestra considerada y bajo la especificación utilizada parecen indicar que, luego de un proceso abrupto de apertura (o cierre), los cambios en la PTF, de existir, son graduales. Si bien es preciso realizar otros ejercicios para testear causalidad (y el sentido de la misma), las recomendaciones de política que se desprenden de estos resultados apuntan hacia cambios graduales de la apertura en lugar de aperturas unilaterales y de una vez, debido a que los beneficios provenientes de las ganancias de productividad no compensarían inmediatamente los costos asociados con la reestructuración productiva que acompaña a un cambio abrupto de política comercial.

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* Los autores desean agradecer los comentarios del árbitro de la revista y los recibidos por Gabriel Michelena y los asistentes a la presentación que se hizo de una versión anterior durante la XLV Reunión Anual de la Asociación Argentina de Economía Política. Los errores y omisiones son nuestros.

** ghgonza@uns.edu.ar

*** fernando.delbianco@alumni.utdt.edu

ANEXOS

II. Test de Dickey-Füller

III. Gráficos de las series de PTF y apertura por país para el período 19602005