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CLM.ECONOMÍA, Nº 2, Primer Semestre de 2003. Págs.
11-33
Crecimiento Económico
por Países.
Robert J. Barro,
Harvard University.
Resumen
El crecimiento económico varía enormemente de unos países a otros en largos
periodos de tiempo. La causa de estas variaciones es una cuestión clave para la política
económica, y el trabajo empírico por países sobre esta temática ha sido popular desde
principios de la década de 1990. Los resultados de las regresiones panel entre países
muestran que estas diferencias en las tasas de crecimiento per cápita se relacionan
sistemáticamente con un conjunto de variables explicativas cuantificables. Un
resultado es un término de convergencia condicional - la tasa de crecimiento aumenta
cuando el nivel inicial de PIB per cápita real es reducido en relación al nivel inicial de
capital humano bajo las formas de nivel educativo y sanidad, para valores dados
de otras variables que reflejan políticas y características nacionales. Para un capital
humano y un PIB per cápita dados el crecimiento depende positivamente del
imperio de la ley y de la ratio de inversión, y negativamente de la tasa de fertilidad,
la ratio consumo público/PIB y la tasa de inflación. El crecimiento aumenta con
movimientos favorables de la relación real de intercambio y con una creciente
apertura internacional, si bien este último efecto es sorprendentemente débil.
Abstract
Growth rates vary enormously across countries over long periods of time.
The reason for these variations is a central issue for economic policy, and
cross-country empírical empirical work on this topic has been popular since early
1990s. The findings from cross-country panel regresions show that the differences in
per capita growth rates relate systematically to set of quantificable explanatory
variables. One effect is a conditional convergence term - the growth rate rise when the
initial level of real per capita GDP is low relative to the starting amount of human
capital in the forms of educational attainment and health and for given values of other
variables that reflect policies and national characteristics. For given per capita GDP and
human capital, growth depends positively on the rule of law and the investment ratio
and negatively on the fertility rate, the ratio of government consumption to GDP, and
the inflation rate. Growth increases with favorable movements in the terms of trade
and with increased international openness, but the latter effect is surprisingly weak.
11
C R E C I M I E N T O E C O N Ó M I C O P O R PA Í S E S
L
a determinación del crecimiento económico
es una cuestión económica clave y el análisis empírico por países
sobre este tema ha sido muy popular desde principios de la década
de los noventa. Aunque dicho trabajo empírico siguió los análisis
teóricos de los modelos de crecimiento endógeno, sobre todo los
de Romer (1986, 1990), su estructura básica debe mucho más al
modelo neoclásico de crecimiento. Esta teoría se remonta a Ramsey
(1928), Solow (1956), Swan (1956), Cass (1965) y Koopmans (1965).
Las “regresiones entre países” que han aparecido en la investigación
empírica han estado sujetas a notables críticas econométricas,
algunas de las cuales son incluso válidas. Sin embargo, llama la
atención el hecho de que la amplia experiencia por países ofrece la
mejor posibilidad de aislar los determinantes del crecimiento y que
no ha sido aportado ningún método superior a tales regresiones
para estimar dichos determinantes. En este artículo se analizan
las formas actualizadas de las regresiones panel entre países del
crecimiento económico.
Las tasas de crecimiento varían enormemente entre los países
cuando se consideran largos periodos de tiempo. Para 113 países,
para los cuales se dispone de información desde 1965 hasta 1995, la
tasa media de crecimiento del PIB per cápita es del 1,5% anual, con
una desviación típica de 2,1 1. El decil inferior incluye los 11 países
con tasas de crecimiento anual inferiores al –1,2%, y el superior los
11 con crecimiento anual por encima del 4,0%.
1.- Un Análisis Empírico

de las Tasas de Crecimiento.
Una hipótesis del modelo neoclásico de crecimiento (Barro y
Sala-i-Martin [1999, Caps.1,2]) es la existencia de la convergencia
condicional: una vez que se mantienen constantes las diferencias en
13
(1) Los datos de PIB son los valores ajustados del poder adquisitivo de la versión 6.0 de las Penn-World Tables,
como se describe en Summers y Heston (1991).
C L M . E C O N O M Í A
posiciones de estado estacionario, las economías más pobres

tienden a un crecimiento per cápita más rápido y, en consecuencia,
a alcanzar a las más ricas. Este proceso puede representarse
mediante la ecuación
D y = F ( y, y * ) , (1)
(-) (+)
donde Dy es la tasa de crecimiento del PIB per cápita, y es el
nivel de PIB per cápita, e y* es el valor de y en el estado estacionario
(o el PIB por trabajador efectivo). El valor de y* está determinado por
las diferencias en las características nacionales - por ejemplo, tasas
de ahorro y tasas de fertilidad - y por las diferencias en políticas e
instituciones - por ejemplo, mantenimiento de derechos de
propiedad y el imperio de la ley 2, sistemas fiscales, la calidad de la
educación y la sanidad públicas, y la estabilidad macroeconómica.
Para un y* dado, Dy decrece con y -el efecto convergencia
condicional. Para un y dado, Dy crece con y* (debido al cambio en
una variable subyacente que influye sobre y*).
Los resultados de la regresión que se presentan en el Cuadro 1
se establecen a partir de 87 países, que suponen 240 observaciones
en los intervalos decenales 1965-1975, 1975-1985, y 1985-1995. Esta
muestra, determinada por la disponibilidad de la información,
comprende una amplia experiencia tanto en los países en desarrollo
como en los desarrollados.
Las variables explicativas incluyen el logaritmo del PIB per
cápita al comienzo de cada periodo y estimaciones de los stocks
iniciales de capital humano en las vertientes de educación y
sanidad. Estas variables intentan describir el estado inicial de la
economía, representado por la variable y en la ecuación (1). Las
medidas del nivel educativo utilizadas en el análisis principal,
tomadas de Barro y Lee (2001), están basadas en los años de
escolarización y no están ajustadas de variaciones en calidad
educativa. Una medida de calidad, basada en puntuaciones de test
comparables a nivel internacional, resulta tener mucho más poder
explicativo para el crecimiento. Sin embargo, esta medida no está
disponible para una parte importante de la muestra y, por
consiguiente, se ha excluido del modelo básico. El capital sanitario
14 (2) El texto original es “the rule of law”. Ha sido traducido como el imperio de la ley a sugerencia del autor. (Nota
del Traductor).
se ha aproximado en el modelo básico por el recíproco de la

esperanza de vida a la edad de un año. Si la probabilidad de
fallecimiento fuese independiente de la edad, este recíproco
proporcionaría la probabilidad de muerte por año.
Los demás regresores, considerados influyentes en la posición
de estado estacionario y*, son una medida de la apertura
internacional 3, la ratio consumo público/PIB 4, un indicador
subjetivo del mantenimiento del imperio de la ley, un indicador
subjetivo de democracia (derechos electorales), el logaritmo de la
tasa total de fertilidad, la ratio de la inversión bruta interna real/PIB,
y la tasa de inflación. El modelo incluye también la tasa de
crecimiento contemporánea en la relación real de intercambio,
ponderada por el grado de apertura internacional (la ratio
exportaciones más importaciones/PIB). Estas variables están
descritas de una forma más completa en Barro (2000).
Se tiene en cuenta la posible endogeneidad de las variables
explicativas mediante la utilización de valores retardados como
instrumentos. Estas variables retardadas pueden resultar
satisfactorias como instrumentos debido a que el término de error
en las ecuaciones de crecimiento muestra poca correlación serial. La
estimación permite que los términos de error estén correlacionados
en el tiempo y que tengan diferentes varianzas en cada periodo. Se
supone que los términos de error son independientes entre países
y sus varianzas no cambian entre los distintos países. El modelo
incluye dummies separadas para los diferentes periodos tempo-
rales. Por tanto, el análisis no explica por qué la tasa media de
crecimiento mundial cambia a lo largo del tiempo.
A.- RESULTADOS DE UNA REGRESIÓN BÁSICA.
La columna 2 del Cuadro 1 contiene los resultados de un
modelo básico de datos de panel. Los resultados son los siguientes.
1. PIB per cápita inicial.
La variable log (PIB) toma el valor del logaritmo del PIB per
cápita real en 1965 en la regresión 1965-1975, en 1975 en la
regresión 1975-1985, y en 1985 en la ecuación 1985-1995. (Los datos
(3) Esta variable es la ratio exportaciones más importaciones / PIB, filtrado por la relación usual de esta ratio
al tamaño del país representado por los logaritmos de la población y la superficie.
(4) La variable utilizada en el análisis principal elimina de la medida estándar de consumo público el gasto en 15
defensa y educación.
de PIB están descritos en Summers y Heston (1991) - las

estimaciones presentes utilizan la versión 6.0, que está disponible
en Internet -. Los valores previos - para 1960, 1970, y 1980,
respectivamente - están incluidos en la lista de instrumentos.
El coeficiente estimado, -0.023 (s.e.=0.003) muestra el efecto
convergencia condicional que ha sido puesto de manifiesto en
varios estudios, tales como Barro (1991) y Mankiw, Romer y Weil
(1992). La convergencia es condicional por cuanto que se predice
un mayor crecimiento ante un menor PIB per cápita de partida sólo
si las demás variables explicativas (algunas de las cuales están
altamente correlacionadas con el PIB per cápita) se mantienen cons-
tantes. La magnitud del coeficiente estimado implica que la
convergencia tiene lugar a una tasa de alrededor del 2.3% anual 5.
De acuerdo con este coeficiente, una reducción de una desviación
típica en el logaritmo del PIB per cápita (0.98 en 1985) aumentaría la
tasa de crecimiento en 0.023. Este efecto es grande en comparación
con los otros efectos descritos más abajo – es decir, la convergencia
condicional puede tener una importante influencia en las tasas de
crecimiento.
2. Nivel Educativo.
La variable nivel de escolarización, que tiende a estar significa-
tivamente relacionada con el subsiguiente crecimiento, es la media
de años de escolarización secundaria y superior de los varones
(denominada nivel superior de escolarización), observada al
comienzo de cada periodo, 1965, 1975 y 1985. Ya que estas variables
están predeterminadas, entran como sus propios instrumentos
en las regresiones. Los niveles de las mujeres y de ambos sexos
en la educación primaria resultan no estar significativamente
relacionados con las tasas de crecimiento, como se discutirá poste-
riormente. El coeficiente estimado, 0.0036 (0.0016) significa que un
incremento de una desviación típica en la variable nivel superior de
los varones (1.3 años en 1985) aumenta la tasa de crecimiento en
0.005.
3. Esperanza de vida.
La variable esperanza de vida está referida a 1960, 1970 y 1980
respectivamente, para las tres ecuaciones de crecimiento. Los
16 (5) El resultado es correcto sólo si las restantes variables del lado derecho de la ecuación no cambian cuando
varía el PIB per cápita.
modelos de regresión incluyen los recíprocos de la esperanza de

vida. Estos valores corresponderían a la tasa de mortalidad por año
si la mortalidad fuera (en contra de los hechos) independiente de
la edad. En 1980 la medias de estos recíprocos fueron 0.0163 para la
esperanza de vida al nacer, 0.0152 para la esperanza de vida a
la edad de un año, y 0.0146 para la esperanza de vida a la edad de
cinco años. El modelo básico incluye el recíproco de la esperanza de
vida a la edad de un año –esta medida tiene un ligero mayor poder
explicativo que las otras. El coeficiente estimado de –4.9 (s.e.=0.8)
es altamente significativo e indica que mejor sanidad lleva a un
crecimiento económico más elevado. Una reducción de una
desviación típica en el recíproco de la esperanza de vida a la edad
de un año (0.0022 en 1980) se estima que tiene un impacto positivo
en la tasa de crecimiento de 0.011.
4. Tasa de fertilidad.
La tasa de fertilidad (total de nacimientos vivos a lo largo de la
vida de la mujer estándar sobre su vida esperada) entra como un
logaritmo en 1960, 1970 y 1980. Estas variables también aparecen
en la lista de instrumentos. El coeficiente estimado es negativo y
significativo: -0.014 (s.e.=0.005). Un descenso de una desviación
típica en el logaritmo de la tasa de fertilidad (sobre 0.54 en 1980) se
estima que provoca un aumento de la tasa de crecimiento de 0.008.
5. Ratio Consumo Público.
La ratio consumo público real/PIB real (tomado de Summers
and Heston [1991], versión 6.0) se ajustó restando la ratio estimada
del gasto real en defensa y el gasto real en educación en conceptos
distintos del capital sobre el PIB real. La eliminación de los gastos de
defensa y de educación - categorías de gasto que están incluidas en
las medidas estándar de consumo público- se llevó a cabo porque
estos conceptos no son considerados propiamente consumo. En
particular, es probable que tengan efectos sobre la productividad o
sobre la seguridad de los derechos de propiedad. La ecuación de
crecimiento para 1965-75 incluye como uno de los regresores la
media de la ratio de consumo público ajustada para 1965-74 y la
ratio ajustada para 1960-64 en los instrumentos. Un timing análogo
se lleva a cabo en las ecuaciones de crecimiento para los otros dos
periodos decenales.
17
El coeficiente estimado de la ratio de consumo público

es negativo y significativo: -0.064 (0.028). Esta estimación implica
que una reducción en la ratio de 0.047 (su desviación estándar en
1985-94) incrementaría la tasa de crecimiento en 0.003.
6. Imperio de la ley.
Esta variable procede de una medida subjetiva proporcionada
en International Country Risk Guide por la compañía consultora
internacional Political Risk Services. Fue inicialmente propuesta por
Knack y Keefer (1994). Los datos de base están tabulados en siete
categorías, que aquí han sido ajustadas a una escala 0-1, donde el 1
representa el entorno más favorable al mantenimiento del imperio
de la ley . La serie comienza en 1982. La estimación utiliza el primer
valor disponible (normalmente 1982 pero algunas veces 1985) en
las ecuaciones de crecimiento para 1965-75 y 1975-85. (Este proce-
dimiento puede ser satisfactorio dado que la variable imperio de la
ley presenta una sustancial persistencia a lo largo del tiempo).
La tercera ecuación utiliza como regresor la media de la variable
para 1985-94 , entrando el valor de 1985 en la lista de instrumentos.
El coeficiente estimado es positivo y significativo: 0.018 (0.006). Esta
estimación significa que un crecimiento en la variable imperio de la
ley de una desviación típica (0.26 para 1985-94) incrementaría la tasa
de crecimiento en 0.005.
7. Democracia.
Esta variable procede de una medida subjetiva proporcionada
por Freedom House. La variable hace referencia a los derechos
electorales – una medida alternativa que recurre a las libertades
civiles se considera posteriormente. La información relativa a esta
medida se clasifica en siete categorías, y aquí ha sido ajustada a una
escala 0-1, con la unidad indicando una democracia representativa
completa y el cero indicando un sistema completamente totalitario.
La serie comienza en 1972 pero se utilizó información procedente
de otra fuente (Bollen [1990]) para generar los datos de 1960 y 1965.
Los modelos incluyen también el cuadrado de esta variable para
permitir un efecto no lineal en el crecimiento económico. La
ecuación para el primer periodo incluye como regresores la media
18
de “democracia” y la media de su cuadrado para 1965-1974. La lista

de instrumentos incluye el nivel y el cuadrado del valor de la
variable en 1965 (o algunas veces 1960). Las otras dos ecuaciones de
crecimiento utilizan como regresores los valores medios para
1975-84 y 1985-94, respectivamente, e incluyen los valores al
comienzo de cada periodo en la lista de instrumentos.
Los resultados indican que tanto el término lineal como el
cuadrado son ambos estadísticamente significativos: 0.094 (0.028) y
–0.087 (0.025), respectivamente. El p-valor para la significación con-
junta es 0.045. Estas estimaciones implican que, partiendo de un
sistema completamente totalitario (donde la variable democracia
toma el valor cero), aumentos en democracia tienden a estimular el
crecimiento. Sin embargo, esta influencia positiva se atenúa cuando
la democracia aumenta, y se anula cuando el indicador toma el valor
de rango medio 0.54. (La media de la variable democracia para
1985-94 es 0.65). Por tanto, la democratización parece intensificar el
crecimiento en países no muy democráticos pero retarda el mismo
en países que ya han alcanzado un nivel de democracia sustancial.
8. Apertura internacional.
El grado de apertura internacional se ha medido por la ratio
exportaciones más importaciones respecto del PIB. Esta medida
presenta una elevada sensibilidad al tamaño del país, debido a que
los países grandes tienden a confiar relativamente más en el
comercio interior. Para tener en cuenta esta relación, la ratio
exportaciones más importaciones respecto del PIB fue filtrada por su
relación en un contexto de regresión con los logaritmos de la
población y la superficie.
La variable apertura entra en cada ecuación de crecimiento
como una media del periodo decenal (1965-74 y demás). Estas
variables también aparecen en las respectivas listas de
instrumentos. Esta especificación es apropiada si la ratio comercial
es (ampliamente) exógena al crecimiento económico. El coeficiente
estimado para la variable apertura es positivo pero no estadística-
mente significativo, 0.0057 (0.0047). Por tanto, sólo existe una débil
evidencia estadística de que una mayor apertura internacional
19
estimule el crecimiento económico. La estimación puntual implica

que un aumento de una desviación típica en la ratio de apertura
(0.40 en 1985-94) incrementaría la tasa de crecimiento en 0.002.
9. Relación real de intercambio.
Esta variable se ha medido por la tasa de crecimiento de la
relación real de intercambio (precios de exportación/precios de
importación) en cada periodo (1965-75 y demás), multiplicada por
la media de la ratio exportaciones más importaciones respecto del
PIB para el periodo (1965-74 y demás). Estas variables también
aparecen en las listas de instrumentos. La idea aquí es que los
movimientos en la relación real de intercambio dependen funda-
mentalmente de las condiciones mundiales y serían, por tanto,
ampliamente exógenos respecto del crecimiento económico
contemporáneo de un país individual. El coeficiente estimado es
positivo y altamente significativo: 0.30 (0.05). En consecuencia,
cambios en la relación real de intercambio afectan al crecimiento a
lo largo de periodos decenales. Estos resultados implican que un
aumento de una desviación típica en la variable (del orden de 0.017
en 1985-95) tendría un impacto positivo de 0.005 en la tasa de
crecimiento.
10. La ratio de inversión.
La ratio inversión interna bruta real (privada más pública)/PIB
real (de Summers y Heston [1991], versión 6.0) entra en las
regresiones como media para cada uno de los periodos decenales
(1965-74 y demás). El instrumento correspondiente es la media
de la ratio sobre los cinco años precedentes (1960-64, 1970-74, y
1980-84). El coeficiente estimado es positivo y estadísticamente sig-
nificativo, 0.069 (0.023). Esta estimación puntual implica que un
incremento de una desviación típica en la ratio de inversión (0.078
en 1985-94) tendría un impacto positivo en la tasa de crecimiento
de 0.005.
La variable inversión proporciona un ejemplo en el cual el uso
de variables retardadas, más que en valores contemporáneos, como
instrumentos lleva a una diferencia sustancial en los resultados. Si se
incorporan en la lista de instrumentos las medias decenales
20
contemporáneas en vez de los valores retardados, el coeficiente

estimado de la ratio de inversión se hace mucho mayor: 0.101
(0.020). Una interpretación razonable es que este mayor coeficiente
refleja parcialmente el efecto positivo del crecimiento sobre la ratio
de inversión, más que al contrario. Esta diferencia en especificación
parece explicar por qué algunos investigadores encuentran
mayores efectos de la inversión en el crecimiento – véase, por
ejemplo, Mankiw, Romer y Weil (1992) y De Long y Summers (1991).
11. Tasa de inflación.
La variable inflación es la tasa media de crecimiento de los
precios de consumo en cada periodo (1965-74 y demás). Un análisis
entre países de inflación sugirió como instrumentos, dummies para
el status colonial precedente. En particular, antiguas colonias de
España y Portugal y de otros países aparte de Gran Bretaña y Francia
tuvieron un poder explicativo sustancial de la inflación. Los
resultados mostrados en el Cuadro 1 se refieren al caso en que la
lista de instrumentos incluye estas dos dummies coloniales
– antiguas colonias de España y Portugal y antiguas colonias de
otros países aparte de Gran Bretaña y Francia – pero no la inflación
contemporánea ni la retardada. El coeficiente estimado, -0.018
(0.010) es negativo y marginalmente significativo. Este coeficiente
implica que un incremento de una desviación típica en la tasa de
inflación (0.33 en 1985-95) reduce la tasa de crecimiento en 0.006.
Sin embargo, el coeficiente también implica que las moderadas
variaciones inflacionarias experimentadas por la mayoría de los
países – digamos cambios del orden de 0.05 por año – afectan a las
tasas de crecimiento en menos de 0.001. El coeficiente estimado de
la inflación es similar, 0.019 (0.005), si en vez de aparecer en las listas
de instrumentos las dummies coloniales aparece la inflación
contemporánea. Sin embargo, el coeficiente estimado es cercano a
cero, 0.005 (0.009) si las listas de instrumentos contienen la inflación
retardada (para 1960-65, 1970-75 y 1980-85), en vez de la inflación
contemporánea. Este resultado es sorprendente puesto que
la inflación retardada tiene un poder explicativo sustantivo en la
variable.
21
12. Términos constantes.

Las regresiones incluyen un término constante general y
separadamente una dummy temporal para los dos últimos
periodos, 1975-85 y 1985-95. Estas dos dummies temporales son
significativamente negativas: -0.0091 (0.0027) y –0.0132 (0.0034)
respectivamente. Estos resultados reflejan una ralentización de la
tasa mundial de crecimiento económico desde 1965 a 1995.
B.- TESTS DE ESTABILIDAD DE LOS COEFICIENTES.
Una cuestión a decidir es si resulta apropiada la misma forma
de la ecuación de crecimiento para los países pobres y ricos. Se ha
llevado a cabo un contraste de cambio estructural estimando
separadamente los conjuntos de coeficientes para países con PIB
per cápita por debajo y por encima de la mediana de cada periodo.
La división se basó en los valores del PIB per cápita en 1960, 1970 y
1980. Un contraste conjunto de la igualdad de todos los coeficientes
entre los dos grupos de renta llevó al rechazo de esta hipótesis con
un p-valor bajo. Sin embargo, cuando se consideran las variables
individualmente, los resultados muestran una considerable
estabilidad entre los grupos de renta alta y baja. En particular, los
únicos p-valores inferiores a 0.05 son los correspondientes a la
variable esperanza de vida y a la dummy para el periodo 1985-95.
Los países con bajo nivel de renta muestran una sustancial
sensibilidad del crecimiento a la esperanza de vida, mientras que los
países con alto nivel de renta revelan una relación no significativa
con dicha variable. Además, la reducción en la tasa de crecimiento
entre 1965 –75 y 1985-95 se refiere fundamentalmente al grupo de
renta baja. Hay también una indicación al nivel crítico del 10%
de que los países pobres son más sensibles a los cambios en la
relación real de intercambio. A pesar de estas excepciones, el
descubrimiento más llamativo es el gran número de coeficientes
similares para países pobres y países ricos.
Se llevó a cabo de nuevo la estimación para contrastar la
estabilidad de los coeficientes a lo largo del tiempo. En este caso,
la estimación permite diferentes coeficientes de las variables
explicativas a lo largo de los tres periodos decenales. (En la
estimación inicial sólo los términos constantes difieren a lo largo de
22
los periodos). Un test conjunto de igualdad de todos los coeficientes
a lo largo de los periodos temporales conduce al rechazo de la

hipótesis con un p-valor bajo. Sin embargo, cuando las variables son
consideradas individualmente, ninguno de los p-valores es menor
de 0.05. Al nivel crítico del 10% existe una indicación de
inestabilidad a lo largo del tiempo en los coeficientes del logaritmo
del PIB per cápita, de la variable esperanza de vida y de la variable
relación real de intercambio. No obstante, en general, el hallazgo
más llamativo es el grado de estabilidad de los coeficientes
estimados a lo largo del tiempo.
La columna 3 del Cuadro 1 muestra las estimaciones de los
coeficientes cuando los datos se utilizan en intervalos de cinco años,
en vez de los periodos decenales empleados anteriormente. En el
caso quinquenal hay siete ecuaciones en las que las variables
dependientes son las tasas de crecimiento del PIB per cápita para
1965-70, 1970-75, ……, 1995-2000. En la mayoría de los casos las
estimaciones de los coeficientes para la especificación quinquenal
son similares a las de la estimación decenal. Las principales
excepciones son la variable relación real de intercambio (que
presenta un coeficiente menor en la muestra quinquenal) y la
variable democracia (para la cual las magnitudes de los dos
coeficientes son menores en el caso quinquenal). Adicionalmente,
el coeficiente estimado de la variable apertura – ahora
estadísticamente significativo – es mayor en el caso quinquenal.
Los ajustes de las ecuaciones en el escenario quinquenal,
medidos por los valores R-cuadrado, tienden a ser más pobres que
los del ámbito decenal. Este patrón sugiere que los valores del
crecimiento sobre intervalos tan cortos como los de cinco años
están considerablemente influidos por fuerzas a corto plazo y tem-
porales (“ciclos empresariales”), que no son consideradas en las
teorías del crecimiento a largo plazo. Un descubrimiento notable es
el pobre ajuste para el último periodo quinquenal, 1995-2000. En
este caso, el valor del R-cuadrado es negativo. (Este resultado es
posible porque los coeficientes están sujetos a la restricción de
igualdad a lo largo de los distintos periodos temporales). Una razón
de este resultado es que varios de los países del Este asíatico que
lideraron previamente el ranking de crecimiento, crecieron
escasamente en 1995-2000 debido a la crisis financiera asiática.
23
Cuadro 1
Regresiones entre Países Notas
Notas al Cuadro 1
para el Crecimiento Económico. La estimación se lleva a cabo por
La estimación
mínimos cuadradosseen lleva
tresa etapas.
cabo por
mínimos cuadrados en tres etapas.
son lasLas
(1) (2) (3) Las variables
variables
dependientes
dependientes
tasas de crecimiento delson PIB las
per tasas
Coeficiente Coeficiente de crecimiento
cápita. La estimación del PIBpermite
per cápita.
que La
Variable (error std) (error std) estimación
los términos permite
de errorqueestén
los términos
correla-de
explicativa error esténen correlacionados en eltengan
tiempo
Muestra Muestra cionados
y que tengan
el tiempo y que
diferentes varianzas en
decenal quinquenal diferentes varianzas en cada periodo.
cada
En la periodo.
columna 2, las tasas de creci-
miento En sonla columna
para 1965-75, 2, las1975-85,
tasas de y
-0.0232 -0.0239 crecimiento Lasson para 1965-75, 1975-85,
Log (PIB per cápita) (0.0027) (0.0028) 1985-95. variables explicativas
y 1985-95.
de la columna Las variables
2 son losexplicativas
valores ende
la columna
1965, 1975 y19852 son los del valores
logaritmo en 1965,
del
Nivel Superior 0.0036 0.0023 1975 y1985 del logaritmo
PIB per cápita y del nivel superior del PIB per de
de escolarización (0.0016) (0.0015)
cápita y del nivel superior
escolarización masculino; valores en de escolari-
masculino zación1970
1960, masculino;
y1980valores en 1960, de
del recíproco 1970 la
y1980 del recíproco
esperanza de vida adela laedad esperanza
de 1 año de
1 / (Esperanza yvida a la edad
la tasa total de de1fertilidad;
año y la tasa total
y las me-de
de vida a la edad -4.86 -5.68 fertilidad;
dias de losy periodos
las medias1965-75,
de los periodos
1975-85
de 1 año) (0.83) (0.83) y1965-75,
1985-95 1975-85 y 1985-95
de la ratio de la ratio de
de consumo
público,
consumoelpúblico, grado de apertura
el grado y la ratio
de apertura
de
y lainversión.
ratio de Elinversión.
indicadorEldel imperio
indicador
Log (tasa total -0.0139 -0.0187 de
dellaimperio
ley es el deprimer
la ley esvalor disponible
el primer valor
de fertilidad) (0.0047) (0.0047) (1982 o 1985)
disponible (1982para los dos
o 1985) primeros
para los dos
periodos y la media de 1985-95
primeros periodos y la media de 1985-95 para
Ratio consumo -0.064 -0.048 el último.
para La variable
el último. democracia
La variable democracia
público (0.028) (0.026) para
para el el primer
primer periodo
periodo es es una
una media
media
ponderada
ponderada de deloslos valores
valores de 1960
de 1960 o 1965o
0.0178 0.0139 1965 y 1972-75.
y 1972-75. Para losPara otroslosdosotros dos la
periodos,
Imperio de la ley (0.0055) (0.0057) periodos,
variable es la variable
la mediaes de la media
1975-85 de y
1975-85
1985-95. yLa1985-95. variable La variablereal de
relación
relación
intercambio realesdela intercambio
tasa de crecimiento es la de
Democracia 0.094 0.029 tasa de crecimiento de la ratio precios
la ratio precios de exportación/precios
(0.028) (0.017) de exportación/precios
de importación para 1965-75, 1975-85 y de importa-
ción paraponderada
1985-95, 1965-75, 1975-85 y 1985-95,
por las correspon-
Democracia -0.087 -0.028 ponderada
dientes medias pordelaslacorrespondientes
ratio exportaciones
al cuadrado (0.025) (0.016) medias de la ratio exportaciones
más importaciones respecto del más PIB.
importaciones
La tasa de inflación respecto
es la mediadel PIB.
de la Latasa
Grado de apertura 0.0057 0.0086 tasa de inflación
de crecimiento dees unlaíndice
mediadede la tasa
precios
(0.0047) (0.0043) de
de crecimiento
consumo para de un índice de
1965-75, 1975-85
precios
y 1985-95. de consumo para 1965-75,
Cambio en la relación 0.298 0.125 1975-85 Los yinstrumentos
1985-95. utilizados in la
Los instrumentos utilizados en la1970
real de intercambio (0.052) (0.021) columna
columna
2 son los valores
2 son los valores
en 1960,
encápita,
1960, la
y 1980 del logaritmo del PIB per
1970
variabley 1980
esperanzadel logaritmo
de vida, y del PIB
la variable
Ratio de inversión 0.069 0.055 per cápita, la variable esperanza de
(0.023) (0.022) relativa a fertilidad; medias para 1960-64,
vida,
1970-74 y la variable
y 1980-84 relativa
de alafertilidad;
variable
medias para 1960-64, 1970-74 y
consumo público, y la ratio de inversión;
Tasa de inflación -0.0176 -0.0290 1980-84 de la variable consumo pú-
valores en 1965, 1975 y1985 de la
(0.0098) (0.0076) blico, y la ratio de inversión; valores
variable de escolarización y las variables
en 1965, 1975 y1985 de la variable
relativas a democracia; el grado de
-0.0091 de escolarización y las variables
Dummy, 1975-85 * apertura internacional
relativas a democracia; y lael relación
grado de real
(0.0027) de intercambio;
apertura internacional y las dummies
y la relación para
real de intercambio; y las dummies y
las colonias españolas o portuguesas
Dummy, 1985-95 -0.0132 otras las
para colonias
colonias (a parte de las obritánicas
españolas portu-
(0.0034) * o francesas).
guesas y otras colonias (a parte de
En la columna
las británicas o francesas). 3, las variables
Número de 71, 86, 83 70, 78, 86, 84 dependientes
En la columna 3, son las tasas
las variables depende
observaciones 79, 80, 61 crecimiento
dientes son las en tasas
1965-70, 1970-75, …,
de crecimiento
1995-2000.
en 1965-70, Las variables
1970-75, explicativas
…, 1995-2000.
y los instrumentos se corresponden
R-cuadrado .65, .53, .53 .56, .32, .24, .45 Las variables
con las se
mentos
explicativas
utilizadas
correspondenpara loscon
y los instru-
intervalos
las uti-
.47, .29, -.24 decenales.
lizadas para los intervalos decenales.
* Los coeficientes estimados de las dummies temporales en los intervalos quinquenales son -0.0022
(0.0036) para 1970-75, -0.0011 (0.0038) para 1975-80, -0.0236 (0.0038) para 1980-85, -0.0145 (0.0037)
para 1985-90, -0.0189 (0.0042) para 1990-95, y -0.0174 (0.0042) para 1995-2000.
24
C.- VARIABLES EXPLICATIVAS ADICIONALES.

La literatura empírica sobre los determinantes del crecimiento
económico ha llegado a ser muy extensa y ha sugerido numerosas
variables explicativas adicionales. Doppelhofer, Miller, y Sala-i-Martin
(2000) tratan sistemáticamente con esta colección de potenciales
variables explicativas desde la perspectiva de la robustez de los
coeficientes estimados. Aquí, únicamente se indican los tipos de
resultados proporcionados por algunas variables adicionales.
El Cuadro 2 muestra los coeficientes estimados de estas variables
cuando se incorporan, una cada vez, a la regresión básica recogida
en la columna 2 del Cuadro 1.
La primera variable, el logaritmo de la población, pretende
comprobar si el tamaño de un país es importante para el
crecimiento. Esta variable se introduce para 1960, 1970 y 1980 y
aparece también en las listas de instrumentos. El coeficiente estimado
es no significativo, 0.0004 (0.0009). Por consiguiente, no existe
evidencia de que el tamaño del país influya en el crecimiento
económico.
El cuadrado del logaritmo del PIB per cápita se incorporó para
ver si la tasa de convergencia dependía del nivel de PIB per cápita.
Esta nueva variable entra con el mismo timing que el término lineal
en el logaritmo del PIB per cápita. Si el coeficiente de la variable
al cuadrado fuese negativo, la tasa de convergencia debería
incrementarse con el PIB per cápita. Es resultado es un coeficiente
negativo pero estadísticamente no significativo, -0.0035 (0.0020).
Por ello, no hay una indicación clara de que la tasa de convergencia
dependa del nivel del PIB per cápita.
Se consideraron un conjunto de medidas alternativas de los
años de educación, todas ellas incorporadas con el mismo timing que
la variable nivel superior de escolarización de los varones. El nivel
superior de escolarización de las mujeres presenta un coeficiente
negativo pero estadísticamente no significativo, -0.0034 (0.0041).
La escolarización primaria de ambos sexos también tiene coeficientes
estadísticamente no significativos; -0.0011 (0.0025) para los varones y
0.0007 (0.0024) para las mujeres. Por tanto, la principal relación entre
crecimiento y los años de escolarización involucra al componente de
25
nivel superior de escolarización en los varones, variable incluida en la

columna 2 del Cuadro 1. Una desagregación de la variable masculina
en los componentes enseñanza superior y de segundo grado genera
dos coeficientes positivos – 0.0105 (0.0093) y 0.0024 (0.0020)- que no
son significantemente distintos (el p-valor para la igualdad es 0.44).
Todas estas variables de escolarización se refieren a la cantidad
de educación, medida por los años de escolarización, más que a la
calidad. Una posible medida de calidad, utilizada por Hanushek
y Kimko (2000), es el resultado de exámenes comparables
internacionalmente. Por supuesto, estos resultados pueden reflejar
otros factores distintos de la educación formal, por ejemplo, la
influencia familiar. En cualquier caso, el principal problema es que los
datos están disponibles sólo para un subconjunto de países y
periodos temporales de la muestra de la regresión original. Debido a
esta limitación en la información se construyó una única sección
cruzada de los resultados y se utilizó el mismo valor para cada país en
los tres periodos considerados. (Por tanto, las puntuaciones de test
subyacentes se aplican a diferentes momentos del tiempo en cada
ecuación, y algunos de los datos hacen referencia a puntuaciones
posteriores a la fecha de medición de las tasas de crecimiento
económico). El coeficiente estimado de la variable resultados
(o puntuaciones) es positivo y altamente significativo, 0.121 (0.024).
De acuerdo con este coeficiente, un incremento de una desviación
típica en las puntuaciones (sobre 0.092) incrementaría la tasa de
crecimiento en 0.011, lo que significa un efecto bastante grande.
Otro resultado en esta especificación es que el coeficiente estimado
del nivel superior de escolarización de los varones se hace no
significativo, 0.0011 (0.0014). Por consiguiente, la indicación general
es que la calidad de la educación es mucho más importante
para los resultados económicos que los años de escolarización.
Desafortunadamente, la limitada cantidad de datos internacionales
sobre las puntuaciones de test dificulta la profundización en este
análisis.
Otro conjunto de resultados hace referencia a medidas
alternativas de sanidad. El modelo básico del Cuadro 1 incluía el
recíproco de la esperanza de vida a la edad de un año. (Esta medida
tiene mayor poder explicativo que la esperanza de vida a la edad de
cinco años o que el logaritmo de dicha esperanza). Manteniendo
26
esta variable fija, la tasa de mortalidad infantil (para 1960, 1970, y

1980) es no significativa, -0.001 (0.057). También son no significativas
el recíproco de la esperanza de vida al nacer (-0.97, s.e.=2.52) y a la
edad de cinco años (0.90, s.e.=2.00). Gallup y Sachs (1998) han
generado numerosas medidas de los efectos de enfermedades
específicas. No encontramos relaciones importantes con el
crecimiento una vez que se consideró la esperanza de vida. Por
ejemplo, la incidencia de la malaria en 1966 no resultó significativa,
con un coeficiente de 0.0019 (0.0045).
En la literatura también han sido propuestas alternativas al
indicador del imperio de la ley. Con la medida imperio de la ley
(y las otras variables explicativas, incluida la variable democracia)
constante, un indicador de Political Risk Services acerca del grado de
corrupción oficial resultó positivo pero no significativo, 0.0093
(0.0068). (Nótese que, para este indicador, un valor más elevado
significa un “mejor” sistema con menor corrupción oficial). También
resultó no significativo un indicador tomado de Political Risk Services
relativo a la calidad de la burocracia, 0.0076 (0.0088).
La variable democracia incluida en el Cuadro 1 es el indicador
Freedom House de derechos electorales. Debido al alto grado de
correlación, resulta imposible distinguir empíricamente esta medida
del otro indicador Freedom House, que se refiere a las libertades
civiles. Los términos lineal y cuadrático de la variable libertades civiles
son no significativos si se añaden al modelo (p-valor = 0.36) 6. Sin
embargo, los términos lineal y cuadrático de los derechos electorales
son también conjuntamente no significativos cuando las variables
relativas a las libertades civiles están ya incluidas (p-valor = 0.14).
Un simple vistazo a los datos de crecimiento muestra que el
grupo de los países con crecimiento más lento estaba dominado por
el África sub-Sahariana, mientras que el grupo con crecimiento más
rápido estaba dominado por el Este asiático. Una cuestión inmediata
es si los resultados de bajo y alto crecimiento por región siguen
siendo válidos después de mantener constantes las variables
explicativas incluidas en el modelo de regresión expuesto en la
columna 2 del Cuadro 1. Esto es, la cuestión es si las variables
explicativas incluidas ya miden las consecuencias sobre el
crecimiento de la localización en una región concreta. Las variables
27
(6) Este modelo abarca únicamente dos periodos decenales para el crecimiento, 1975-85 y 1985-95, debido a la
no disponibilidad de medidas independientes de los derechos electorales y las libertades civiles hasta 1972.
dummy regionales recogidas en el Cuadro 2 tienen coeficientes

estimados de –0.008 (0.005) para el África sub-Sahariana, 0.003 (0.004)
para Latino América, 0.010 (0.005) para el Este asiático y 0.000 (0.005)
para la OCDE. Por tanto, solo la dummy correspondiente al Este
asiático es significativa a los niveles críticos usuales. La conclusión
principal es que la mayor parte del efecto de la ubicación de una
economía en cualquiera de estas regiones ya es recogido por las
variables explicativas incluidas en el modelo de regresión.
Una expectativa razonable es que la productividad dependiese
de la pirámide de edades –sobre todo, cabría esperar que el
producto per cápita sea más elevado si un mayor porcentaje de la
población pertenece a la categoría de 15 a 65 años. Sin embargo,
las variables poblacionales menos de 15 años y más de 65 son
conjuntamente no significativas si se añaden al modelo de
regresión– el p-valor para las dos juntas es 0.61. (Estas variables rela-
tivas a la estructura de edades se han observado en 1960, 1970 y
1980).
El modelo básico incluye como una medida del gasto público la
definición estándar de consumo público menos los gastos en
defensa y educación. Si estos dos últimos componentes de gasto
público se incorporan separadamente (cada uno como ratio
estimado de gasto real respecto del PIB real), los coeficientes
estimados son –0.057 (0.068) para educación y 0.064 (0.028) para
defensa. El p-valor para la significación conjunta es 0.07. El
coeficiente positivo de defensa es digno de destacar.
La prima por mercado negro en el tipo de cambio se introduce
algunas veces en las ecuaciones de crecimiento como una proxy de
una clase de distorsiones del mercado. Sin embargo, este indicador
también aproximaría de una forma más general la inestabilidad
macroeconómica, en particular la inestabilidad relativa a la balanza de
pagos. El coeficiente estimado en el logaritmo de uno más la prima
por mercado negro es negativo y marginalmente significativo: -0.012
(0.006). (Esta variable entra como media para 1965-74, 1975-84, y
1985-92). Las listas de instrumentos incluyen valores para 1960-64,
1970-74 y 1980-84). Por tanto, existe una indicación de que
esta medida de distorsión tiene un poder predictivo inverso en el
crecimiento económico.
28 Otros análisis, tales como el de King y Levine (1993), han hecho
hincapié en el papel especial del sistema financiero interno como

motor del crecimiento. Se consideran aquí dos proxies que
provienen del Fondo Monetario Internacional para este desarrollo
financiero. Una es la ratio crédito del sistema financiero privado/PIB
y la otra es una medida de los depósitos del sistema financiero
(el agregado M3 menos las transacciones referidas al agregado M1,
de nuevo respecto del PIB). Estas variables están medidas al comienzo
de cada periodo decenal: 1965, 1975 y 1985. Por supuesto, el
desarrollo del sistema financiero es endógeno respecto al desarrollo
económico general. Por tanto, cabría esperar que estas proxies
financieras fuesen importantes sólo en la medida en que tomasen
valores inusuales para un nivel de desarrollo de la economía
– medido empíricamente por el PIB per cápita y algunas de las otras
variables explicativas. En cualquier caso, los coeficientes estimados de
las proxies financieras son no significativamente distintos de cero:
-0.004 (0.006) para la medida crediticia y –0.002 (0.011) para la medida
relativa a los depósitos. Por tanto, no se encuentra evidencia de
un efecto crecimiento procedente de forma separada del desarrollo
financiero.
La línea de investigación expuesta por La Porta et al (1998) hace
hincapié en el papel de las estructuras legales. Esta literatura
argumenta que la tradición del derecho consuetudinario británico es
superior como base para el desarrollo económico al sistema
de derecho positivo francés. Los datos consisten en variables
dummy para cinco tipos de tradiciones legales: Británica, francesa,
escandinava, alemana y socialista. Las variables dummy para las
estructuras legales británica y francesa resultan tener poco poder
explicativo del crecimiento: el coeficiente de la variable británica es
–0.0018 (0.0044) y el de la francesa es 0.0047 (0.0045). Las dos
variables son conjuntamente marginalmente significativas, con un
p-valor de 0.10 – pero, al contrario que en la hipótesis usual, el sistema
francés parece ser algo más favorable para el crecimiento que el
británico. Nótese, sin embargo, que estas variables relativas a la
estructura legal se incorporaron en el modelo del Cuadro 1, columna
2, que ya contenía las medidas del imperio de la ley y democracia.
Los elementos geográficos han sido enfatizados por Gallup y
Sachs (1998). Un indicador comúnmente utilizado es el valor absoluto
de los grados de latitud. La idea es que los lugares demasiado cer-
29
canos al ecuador tienen un mal clima desde el punto de vista de un

calor y una humedad excesivos. Ya que una distancia demasiado
grande al ecuador significaría un frío excesivo, también se incluye en
el modelo el cuadrado de la latitud. El resultado es que el término
lineal (0.066, s.e. = 0.027) y el término cuadrático (-0.085, s.e. = 0.044)
son conjuntamente significativos, con un p-valor de 0.04. La
estimación puntual implica que la latitud óptima (absoluta) desde el
punto de vista de la potenciación del crecimiento es 39 grados.
(El lector podría desear conocer que Boston MA está a 42 grados,
mientras que Barcelona está a 41 grados).
Otro factor geográfico, el status “sin salida al mar”, parece ser
importante a la hora de incentivar el comercio y otras comunica-
ciones con el resto del mundo. (Nótese, sin embargo, que la apertura
internacional ya estaba incluida en el modelo de regresión). Una
dummy para dicho status resulta ser significativamente negativa:
-0.0088 (0.0032).
Varias medidas relativas a la fragmentación étnica, lingüística y
religiosa se han considerado importantes para la toma de decisiones
políticas y la conflictividad y, por tanto, para el crecimiento
económico. Una medida típica de fragmentación es uno menos el
índice Herfindahl para las participaciones de los miembros
(en grupos étnicos, lingüísticos o religiosos). Estas medidas
proporcionan la probabilidad de que dos personas elegidas
aleatoriamente en un país procedan de grupos diferentes. Las tres
medidas de fragmentación consideradas en el Cuadro 2 tienen
coeficientes negativos pero estadísticamente no significativos en las
ecuaciones de crecimiento 7.
Finalmente, se argumenta que la herencia colonial también es
importante para el crecimiento. Algunas veces se considera que esta
influencia procede de instituciones legales o monetarias heredadas,
por lo tanto, es importante observar las variables explicativas que ya
están incluidas en la columna 2 del Cuadro 1. En cualquier caso, las
dummies para cuatro categorías coloniales (británica, francesa,
española o portuguesa, y otras) son conjuntamente no significativas
para el crecimiento, con un p-valor de 0.39 8.
(7) Los índices para etnia y lenguaje proceden de Alesina y otros (2003) y se aplican para finales de los noventa.
El valor para la religión fue calculado a partir de los datos de Barrett (1982) sobre afiliación religiosa entre los diez
grupos principales en 1970.
30 (8) El modelo del Cuadro 1, columna 2, incluía en las listas de instrumentos las dummies para las colonias espa-
ñolas o portuguesas y otras colonias y excluía medidas de inflación. El modelo actual añade las dummies de las
otras dos colonias y también incluye la tasa de inflación retardada.
Cuadro 2
Variables Explicativas Adicionales del Crecimiento Económico
(1) (2) (3) (4)
Variable Coeficiente Segunda variable Coeficiente

explicativa adicional (standard error) explicativa adicional (standard error)
Log (población) 0.0004 (0.0009) -- --

Log (PIB per cápita) cuadrado -0.0035 (0.0020) -- --
Nivel superior de
escolarización femenino -0.0034 (0.0041) -- --
Escolarización primaria Escolarización primaria
masculina -0.0011 (0.0025) femenina 0.0007 (0.0024)
Escolarización universitaria Escolarización secundaria
masculina* 0.0105 (0.0093) masculina 0.0024 (0.0020)
Puntuación de test de
los estudiantes** 0.121 (0.024) -- --
Tasa de mortalidad infantil -0.001 (0.057) -- --
1/(esperanza de vida
al nacimiento) -0.97 (2.52) -- --
1/(esperanza de vida a la edad
de 5 años) 0.90 (2.00) -- --
Incidencia de la malaria 0.0019 (0.0045) -- --
Corrupción oficial 0.0093 (0.0068) -- --
Calidad de la burocracia 0.0076 (0.0088) -- --
Libertades civiles*** -0.045 (0.081) Libertades civiles al cuadrado 0.003 (0.070)
Dummy África sub-Sahariana**** -0.0080 (0.0051) Dummy LatinoAmérica 0.0031 (0.0039)
Dummy Este asiático 0.0100 (0.0047) Dummy OCDE 0.0004 (0.0054)
Porcentaje de población <15 -0.070 (0.070) Porcentaje de población >64 -0.080 (0.110)
Gasto público en educación -0.057 (0.068) Gasto público en defensa 0.064 (0.028)
Log (prima por mercado negro) -0.0122 (0.0058) -- --
Crédito del sistema financiero
privado -0.0041 (0.0065) -- --
Depósitos del sistema financiero -0.002 (0.011) -- --
Dummy estructura legal Dummy estructura legal
británica -0.0018 (0.0044) francesa 0.0047 (0.0045)
Latitud absoluta (grados/100) 0.066 (0.027) Cuadrado de la latitud -0.085 (0.044)
Dummy “sin salida al mar” -0.0088 (0.0032) -- --
Fragmentación étnica -0.0080 (0.0059) -- --
Fragmentación lingüística -0.0084 (0.0050) -- --
Fragmentación religiosa -0.0088 (0.0058) -- --
Dummy colonia británica***** -0.0064 (0.0043) Dummy colonia francesa 0.0003 (0.0053)
Dummy colonia -0.0019 (0.0053) Otras dummy coloniales -0.0055 (0.0075)
española/portuguesa
NOTAS: Las variables explicativas mostradas en la columna 1 se añaden, una cada vez, a la regresión panel del Cuadro 1, columna 2.
La segunda variable explicativa adicional de la columna 3, si se muestra, se añade al modelo junto con la variable de la columna 2.
* El nivel superior de escolarización masculina se ha omitido.
** El número de observaciones es 39 para 1965-75, 45 para 1975-85, y 44 para 1985-95.
*** La muestra es para 1975-85 y 1985-95.
**** Las cuatro dummies geográficas se han añadido de una vez.
***** Las cuatro dummies coloniales se han añadido de una vez.
31
2.- Resumen y Conclusiones

acerca del Crecimiento.
Las diferencias en las tasas de crecimiento per cápita entre
los países son grandes y se relacionan sistemáticamente con un
conjunto de variables explicativas cuantificables. Un elemento de
este conjunto es un término de convergencia condicional. Este
término revela un efecto positivo sobre el crecimiento cuando el
nivel inicial del PIB per cápita real es reducido respecto a la cantidad
de capital humano inicial bajo las formas de nivel educativo
y sanitario y para valores dados de otras variables que reflejan las
políticas y las características nacionales. Estos resultados empíricos
sobre la convergencia condicional son consistentes con el modelo
neoclásico de crecimiento.
Para un PIB per cápita y un capital humano dados, el
crecimiento depende positivamente de la variable imperio de la ley
y negativamente de la tasa de fertilidad, de la ratio consumo
público/PIB y de la tasa de inflación. El crecimiento aumenta con
movimientos favorables en la relación real de intercambio y con una
creciente apertura internacional, pero este último efecto es sor-
prendentemente débil. La relación entre crecimiento y la ratio de
inversión es positiva pero débil cuando las variables ya mencio-
nadas se mantienen constantes y si la ratio de inversión retardada se
incluye como instrumento.
32
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Economics, February, págs. 65-94.
SUMMERS, R. Y HESTON, A. (1991): “The Penn World Table (Mark 5): An Expanded Set of International
Comparisons, 1950-1988”, Quarterly Journal of Economics, May, págs. 327-369.
SWAN, T.W. (1956): “Economic Growth and Capital Accumulation”, Economic Record, November, págs.
334-361.
33

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CLM.ECONOMÍA, Nº 2, Primer Semestre de 2003. Págs.

1.- Un Análisis Empírico

posiciones de estado estacionario, las economías más pobres

se ha aproximado en el modelo básico por el recíproco de la

de PIB están descritos en Summers y Heston (1991) - las

modelos de regresión incluyen los recíprocos de la esperanza de

El coeficiente estimado de la ratio de consumo público

de “democracia” y la media de su cuadrado para 1965-1974. La lista

estimule el crecimiento económico. La estimación puntual implica

contemporáneas en vez de los valores retardados, el coeficiente

12. Términos constantes.

a lo largo de los periodos temporales conduce al rechazo de la

C.- VARIABLES EXPLICATIVAS ADICIONALES.

nivel superior de escolarización en los varones, variable incluida en la

esta variable fija, la tasa de mortalidad infantil (para 1960, 1970, y

dummy regionales recogidas en el Cuadro 2 tienen coeficientes

hincapié en el papel especial del sistema financiero interno como

canos al ecuador tienen un mal clima desde el punto de vista de un

Variable Coeficiente Segunda variable Coeficiente

Log (población) 0.0004 (0.0009) -- --

2.- Resumen y Conclusiones

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