D. Los estudios recientes de convergencia y divergencia regional para América Latina

Existe en América Latina un material relativamente abundante sobre el tema de la convergencia y la divergencia económica territorial. Esta abundancia relativa se explica en parte por el interés académico y político despertado por el trabajo de Barro y Sala-i-Martin (1995a), al igual que por algunas investigaciones comparativas promovidas desde entidades multilaterales como el BID. Como es costumbre, ni siquiera las investigaciones realizadas a través de trabajo en red ofrecen las condiciones de comparabilidad necesarias para asegurar la compatibilidad de las cifras ni de las conclusiones derivadas. No obstante, el material es rico y sugestivo y permite establecer una serie de observaciones que hacen posible elaborar algunas hipótesis interpretativas y, además, podrían dar lugar, en el futuro, a trabajos de profundización y comparación más sistemáticos.

1. México

El caso de este país será observado a través de los resultados de dos trabajos de Esquivel (1999 y 2000) y de un trabajo de Messmacher (2000). El primer trabajo de Esquivel (1999) se centra en el análisis de la convergencia absoluta entre los estados y regiones de México.

“Entre 1940 y 1995 el ingreso real per cápita en México creció a una tasa de casi 2% al año, lo que permitió que el ingreso per cápita se triplicara durante ese período. En términos de las disparidades regionales (…) en 1940 el ingreso per cápita del Distrito federal era de aproximadamente 9,4 veces el ingreso del estado de Oaxaca, mientras que para 1995 este cociente se había reducido a sólo 5,4” (Esquivel, 1999, p.738).

“Otra característica importante del desarrollo regional en México es la relativa inmovilidad de los estados más pobres. Así, mientras parece haber un cierto reacomodo en las posiciones de los estados en la parte media y superior de la distribución entre 1940 y 1995, es claro que prácticamente no ha habido movilidad entre los estados más pobres” (Esquivel, 1999, p.739).

La existencia de convergencia absoluta es comprobada a través del resultado de la correlación simple entre el nivel del ingreso per cápita del Estado para 1940 y la tasa de crecimiento del mismo para el período 1940-1995:

“Un análisis de regresión simple genera un estimador de la pendiente que estadísticamente significativo y que se ajusta más o menos bien a los datos observados (R2 = 0,51)” (Esquivel, 1999, p.739).

Adicionalmente, durante el mismo período también se ha reducido la varianza en las tasas del ingreso per cápita estatal, aunque:

“la mayor parte de la reducción en la dispersión del producto per cápita entre 1940 y 1995 en realidad ocurrió entre 1940 y 1960. A partir de 1960 la dispersión en el ingreso per cápita se ha mantenido relativamente constante” (Esquivel, 199, p.740-741).

El valor del coeficiente β de convergencia estimado para este período fue de 0,012 y fue significativo a nivel estadístico. No obstante, es bastante bajo comparado con lo encontrado para el caso de los Estados Unidos y relativamente inestable a lo largo del tiempo:

“La regresión (2) muestra que la tasa de convergencia entre 1940 y 1960 fue mucho más alta que la convergencia para todo el período (3,2 versus 1,2% por año). En contraste, la estimación de la convergencia absoluta entre 1960 y 1995 es de sólo 0,9% al año y es estadísticamente distinta de cero sólo a 10% del nivel de significancia” (Esquivel, 1999, p.743).

El análisis de convergencia también se hizo aproximándose al concepto de convergencia condicional. Los estados de la federación se subdividieron en 7 grandes regiones. Comparando los niveles de ingreso per cápita promedio en 1940 con las tasas de crecimiento del ingreso per cápita entre 1940 y 1995 se verifica la existencia de convergencia pues se presenta una correlación negativa significativa con un R2 del 58%. De la misma manera se verifica un descenso en la desviación estancar del ingreso per cápita regional a lo largo del período al pasar de 0,462 en 1940 a 0,359 en 1995. En términos de estructura y jerarquía regional:

“se concluye que existe un importante grado de inmovilidad en la distribución económica regional, en particular en lo que se refiere a los extremos de la distribución. (…) La única fuente de movilidad entre las regiones se ha dado en la parte media de la distribución” (Esquivel, 1999, p.749).

Mientras la región Centro-Norte se ha rezagado, la Pacífico se ha ido desplazando hacia arriba.

Tal vez uno de los resultados más interesantes de este análisis regional tiene que ver con el hecho de que los coeficientes de convergencia aumentan cuando se les introducen dummies regionales:

“Los coeficientes estimados de la tasa de convergencia siempre son mayores cuando se incluyen variables ficticias regionales. (…) Por último, otra característica interesante de los resultados del cuadro 7 es que todos los coeficientes asociados a las variables regionales son positivos. Esto indica que, manteniendo constante el producto inicial per cápita, los estados que pertenecen a las regiones Norte, Pacífico, Golfo y Capital tienden a crecer más rápido que los estados que pertenecen a las zonas sur, centro y centro-norte del país”.

Esto supone de manera implícita que existen diferencias permanentes entre las distintas regiones del país. En este sentido, las variables ficticias regionales son una especie de ‘caja negra’ que intenta captar esas diferencias (posiblemente no observables) entre regiones” (Esquivel, 1999, pp. 749-750).

a

Desviación estándar

b

Número de observaciones

Para terminar, se exploró el peso explicativo de las migraciones y de la formación de capital humano en la explicación de las disparidades económicas regionales y en la lentitud del proceso de convergencia. Con respecto a las migraciones, no se encontró ninguna relación explicativa significativa, mientras que en el de la educación se encontró una contribución negativa:

“En conclusión, los resultados descritos sugieren que una posible explicación de la falta de convergencia regional en el ingreso per cápita en México a partir de 1960 es la creciente divergencia en la formación de capital humano entre las distintas regiones del país” (Esquivel, 1999, p.757).

Messmacher (2000) explora otras posibles explicaciones a esta tendencia a la congelación o reversión de la convergencia regional:

“analizar si las recientes reformas estructurales y la firma del Tratado de Libre Comercio de América del Norte (TLCAN) han llevado a un aumento en la desigualdad regional en México” (Messmacher, 2000, p.2).

De acuerdo con las condiciones específicas en las que se dio este proceso en México, este autor espera que el impacto del tratado sobre la economía regional se haya producido por la vía de cambios estructurales:

“La estructura sectorial indica dos efectos de las reformas estructurales. Por un lado, una aceleración en el crecimiento del sector manufacturero, en especial en relación con otros componentes del PIB. Dicha aceleración ha ocasionado que tengan un mayor crecimiento los estados para los cuales las manufacturas representan una elevada proporción del producto estatal” (Messmacher, 2000, p.5).

Utilizando datos de Esquivel, este autor parte de la existencia de un proceso de estancamiento y reversión de la convergencia económica regional en México durante los años más recientes:

“Existe cierta evidencia a favor de un proceso de convergencia de 1970 a 1980, mismo que se aceleró en el período 1980-1985. Sin embargo, el proceso se revierte durante el período 1985-1993 y se vuelve a observar una débil evidencia de convergencia durante los años noventa” (Messmacher, 2000, p.8).

Por tanto, las disparidades económicas regionales han experimentado un proceso de convergencia lento (estadísticamente débil) y discontinuo, con poca evidencia a favor de una relación estrecha entre integración comercial y divergencia regional:

“Aunque no es evidente que las reformas estructurales y el TLCAN hayan llevado a una dispersión mayor que la observada en los últimos treinta años, el hecho es que no se han reducido las diferencias regionales” (Messmacher, 2000, p.8).

Para alcanzar el propósito central del trabajo se examinó la relación y el impacto directo del crecimiento manufacturero sobre el PIB de los estados mexicanos, sustentando la conclusión de una difícil asociación entre integración comercial y divergencia regional.

a) En primer lugar se constató que el desempeño de los sectores en las regiones correspondió al desempeño nacional, descartando ésta como fuente de explicación de las diferencias en el crecimiento de los estados:

“El primer ejercicio que se realizó para analizar la importancia de la estructura sectorial consistió en calcular el crecimiento anual que cada estado debería haber tenido si cada sector de la producción del estado hubiera crecido a la tasa nacional para ese sector, durante el período 1993-1998. (…) Se encontró que las diferencias entre la tasa de crecimiento real y la correspondiente a la estructura sectorial son reducidas, explicándose el 93,3% de la variación en tasas de crecimiento entre los estados por la estructura sectorial” (Messmacher, 2000, p.18).

b) En un segundo momento, para calcular el impacto de las diferencias sectoriales sobre el crecimiento económico de los estados:

“el ejercicio se repitió observando la variación en tasas de crecimiento en el tiempo y entre estados. Para ello, se utilizaron las tasas de crecimiento por año calculadas empleando la estructura sectorial real, sin agregarlas temporalmente, y dando la misma ponderación a cada estado. Se encontró que la estructura sectorial explica el 53,8% de la variación en tasas de crecimiento. Si, en cambio, se repite el ejercicio pero se pondera por el tamaño de los estados, al sumar el nivel de PIB obtenido para cada Estado, se obtiene que la estructura sectorial explica casi el 100% de la variación en la tasa de crecimiento” (Messmacher, 2000, p.21).

En las condiciones mexicanas, el impacto del TLCAN sobre la expansión manufacturera habría favorecido el crecimiento regional de los estados del norte y contribuido, por esta vía a equilibrar el desarrollo regional del país o, por lo menos y en el peor de los casos, no habría contribuido a aumentar la divergencia territorial.

2. Brasil

Las disparidades económicas regionales en este país son juzgadas como particularmente agudas:

“Brasil es conocido por sus altos niveles de desigualdad en el ingreso regional. (…) datos del PIB per cápita de los estados brasileños indican que sólo tres de ellos están por encima del promedio nacional, a saber, San Pablo, Río de Janeiro y Río Grande del Sur. (…) Es destacable que nueve de los diez estados más pobres están en el Nordeste, y tres de los cuatro estados del sudeste hacen parte del grupo de los cinco estados más ricos del país” (Azzoni et al., 2000, p.6).

Los cálculos de convergencia económica regional realizados para Brasil arrojan resultados a favor de la hipótesis, aunque, estadísticamente hablando son algo frágiles. Por ejemplo, para el período 1960-1990, se encuentra una relación inversa entre el nivel inicial del ingreso per cápita y la tasa de crecimiento del mismo, pero con varias restricciones:

“El coeficiente estimado es negativo para todos los períodos, con excepción de la década de los sesenta, para la cual el coeficiente es positivo, aunque no significativo. En los años setenta, el coeficiente no es significativo, aunque presenta el signo correcto” (Pittella, 1999, p.224);

es decir, que para dos de las tres décadas examinadas la relación no es estadísticamente significativa.

No obstante, de manera semejante a lo observado para el caso de México, los resultados mejoran substancialmente cuando se introducen dummies regionales.

“En la columna (1’) de la tabla 3, se reportan los resultados para el caso de la convergencia condicional, cuando se incluyen las dummies regionales en la regresión (no presentadas para ahorrar espacio). En ese caso, el coeficiente negativo evidencia la existencia de convergencia intraregional. De forma general, los coeficientes son superiores a los del ejercicio anterior, con los mismos signos. La década de los sesenta continúa con su coeficiente de convergencia no significativo. El aumento en el valor absoluto de los coeficientes indica variación en la velocidad de la convergencia, sugiriendo que ésta difiere entre regiones. A pesar de esto, los coeficientes de las dummies son no significativos, indicando convergencia absoluta” (Pittella, 1999, p.226).

Otra semejanza con el caso mexicano es que no se encuentra una relación estadísticamente significativa entre la migración y la convergencia regional en Brasil (Pittella, 1999, p.227).

En otro estudio, utilizando datos de ingreso laboral per cápita mensual para la ocupación principal de los trabajadores, recogida a través de encuestas de hogares entre 1981 y 1996, Azzoni calculó los coeficientes de convergencia, con los siguientes resultados:

“El coeficiente estimado es muy pequeño y no significativamente diferente de cero, lo que básicamente implica la persistencia en las diferencias de ingreso per cápita interestatales. Es decir, no hay evidencia de convergencia absoluta en el Brasil durante el período analizado” (Azzoni et al., 2000, p.17).

Por el contrario, cuando se introducen variables que permiten captar las diferencias socioeconómicas estructurales entre los estados y estimar la existencia de convergencia condicional, se obtienen resultados favorables:

“En síntesis, los resultados indican una alta velocidad de convergencia en el ingreso entre los estados del Brasil después de tener en cuenta las diferencias geográficas, en capital humano, participación laboral y condiciones de infraestructura y desarrollo humano” (Azzoni et al., 2000, p.18).

Aunque los dos estudios citados coinciden en la fragilidad de la evidencia estadística, existe una discrepancia de resultados que vale la pena dejar señalada. El subperíodo en el que Pittella (1999), encuentra una tendencia a la convergencia alta y significativa (años 1980) se sobrepone a una parte substancial del período para el que Azzoni (1981-1996) rechaza la existencia de convergencia.

Una posible explicación, apoyada más en información indirecta que en mediciones explícitas y directas, sería que en la década de los años 1980 efectivamente se presenció un proceso de convergencia que posteriormente pudo haber sido neutralizado o incluso contrabalanceado por una tendencia a la divergencia retomada durante los años 1990. Esta explicación es, insistimos, una hipótesis interpretativa que tendría que ser verificada a través del procesamiento de información de primera mano.

Con respecto al proceso de convergencia de los años ochenta, hay información complementaria a los coeficientes β que apoya la hipótesis.

“Después de un siglo de concentración industrial en el Estado de San Pablo y de polarización en su área metropolitana, en las últimas décadas el proceso se invirtió, iniciando un movimiento de reversión de la polarización y de desconcentración hacia varias regiones del país. Como consecuencia, la participación del Estado de San Pablo y del área metropolitana de San Pablo en la producción industrial del país se redujo del 58% al 49% y del 44% al 26% respectivamente entre 1970 y 1990” (Diniz, 1995, p.10).

Este proceso habría sido el resultado de la conjugación de varios factores, tales como las deseconomías de aglomeración del área metropolitana de San Pablo, la acción del Estado en términos de inversión regional y construcción de infraestructura, la búsqueda de recursos naturales y la unificación del mercado, fruto del desarrollo del sistema de comunicaciones (Diniz, 1995, p.11).

No obstante, este mismo autor predice un impacto regional diferenciado de las políticas de apertura económica e integración regional que podrían favorecer tendencias a la reconcentración de la actividad económica regional y explicar la contención de la convergencia.

“El cambio en la política comercial podrá reforzar la reconcentración relativa de la producción industrial en el área más industrializada del país, con mejores condiciones de ganancia en eficiencia y capacidad de competencia en el mercado internacional. Esto porque el 80% de las exportaciones brasileñas se generan en la región centro-sur del país. Mercosur tendría entonces dos efectos conjugados, una expansión de las exportaciones industriales provenientes de las regiones más desarrolladas, acompañada de crecientes importaciones primarias que podrían afectar la producción agrícola y agroindustrial con efectos negativos en los tres estados del sur” (Diniz, 1995, p.30).

Esta tesis es compartida por Azzoni y Ferreira (1998) quienes, con datos de producción industrial más actualizados, muestran que la larga tendencia al descenso en la participación del Estado de San Pablo en la producción manufacturera se detiene en 1985, momento a partir del cual se conserva por los alrededores del 50% (Azzoni y Ferreira, 1998, p.87, gráfico 1). De la observación del gráfico 1, acabado de citar se deriva las peculiaridades de este período, que además del mantenimiento en la participación relativa de San Pablo en la producción industrial brasileña, estaría dada por la presencia de un ciclo muy marcado, con una cumbre en 1988 (54,5%), un valle en 1993 (52,5%), otra cumbre en 1995 (55%) y otro valle en 1997 (53%).

3. Perú

Odar (2002) hace una comparación de los métodos de Quah (1995), y Barro y Sala-i-Martin (1995a), para identificar y calcular los procesos de convergencia económica regional. Utilizando las distribuciones de Kernel se identifica la formación de dos grupos de departamentos que convergen hacia ingresos per cápita promedio totalmente diferentes. Mientras en 1961 los productos departamentales per cápita giraban en torno de la media nacional, para 1980 ya era visible la existencia de un segundo grupo cuyo ingreso per cápita giraba en torno de un promedio 4 veces el nacional. Para las observaciones de 1990 y 1996 esta estructura tiende a mantenerse (Odar, 2002, p.53, gráfico 3.1).

“En todo caso, una rápida inspección a los paneles del gráfico sugiere un aumento de la dispersión, al tiempo que se aprecia que la concentración alrededor de 1 de 1961 parece desdoblarse en dos peaks (uno mayor que 1, y el otro menor que 1) en 1996, mientras que una pequeña masa se ha agrupado alrededor de 4, aunque con fluctuaciones a lo largo del tiempo” (Odar, 2002, p.53).

Adicionalmente, para analizar la movilidad de los departamentos entre los diferentes estratos del ingreso, este autor utilizó las cadenas de Markov que le permitieron establecer una alta inmovilidad al interior del grupo de los más pobres y una mayor movilidad al interior de los grupos medios y altos.

“De ambos cuadros se desprende una persistencia muy fuerte de los departamentos más pobres a seguir siéndolo, con una probabilidad de 0,81. Sin embargo, en el caso de los departamentos más ricos, esa persistencia se reduce ostensiblemente, pues la probabilidad de que un departamento muy rico siga siéndolo después de 15 años es de sólo 0,63 en una cadena de 5 estados” (Odar, 2002, p.55-56).

Para el mismo período y en las mismas condiciones del análisis, la probabilidad de pasar del cuarto al quinto quintil es de 0,22.

No obstante, el análisis de las distribuciones a través del método del Kernel estocástico, sugerido por Quah (1995), no ratifica la existencia de dos segmentos económicos regionales sino que sugiere la existencia de convergencia absoluta. No obstante, se trata de una convergencia depresiva en la medida en que el acercamiento se produce más por el empobrecimiento relativo de los más ricos, que por el enriquecimiento de los más pobres.

“Sin embargo, la ‘base de atracción’ es una sola, y está situada en la parte inferior de la distribución. Esto nos indica una fuerte tendencia hacia el empobrecimiento relativo de los departamentos de mayores productos per cápita y, además, la persistencia en la situación de pobreza de los que inicialmente ya lo eran” (Odar, 2002, p.57-58).

El análisis de convergencia a través del procedimiento propuesto por Barro y Sala-i-Martin (1995a), confirma las anteriores conclusiones pero agrega información acerca de su debilidad estadística.

“Pero además se aprecia que el coeficiente asociado al nivel inicial de PBI, a pesar de que experimenta un sesgo pro convergencia según la “Falacia de Galton” vista anteriormente, es muy pequeño (aunque significativamente diferente de 0, según el test de Wald)” (Odar, 2002, p.59).

Finalmente, para evaluar la posible existencia de dos regímenes de crecimiento se introdujo una variable dummie regional que separa los departamentos de la costa y los de la sierra. Los resultados del ejercicio estadístico sugieren conclusiones semejantes a las anteriores aunque ofrecen alguna información adicional.

“En dicho cuadro se aprecia que aún incluyendo las variables costa y sierra, en todos los casos el umbral es significativo. Sin embargo, lo importante es notar que mientras los departamentos de menores ingresos iniciales no convergen entre sí (o lo hacen de manera muy lenta, como se observa cuando el ‘trimming’es 29%), los departamentos de mayores ingresos sí lo hacen” (Odar, 2002, p.63).

“Ello significa que en el Perú coexisten dos grupos de economías, las de altos y las de bajos ingresos iniciales, cada una con una dinámica propia. Para ambos grupos se encontró indicios de convergencia, aunque las economías de mayores ingresos iniciales muestran un β sustancialmente mayor (0,026 contra 0,007 para los departamentos de menores ingresos)” (Odar, 2002, p.67).

Así como en los casos de Brasil y México, Odar (2002, p.66), exploró el poder explicativo de las migraciones sobre la convergencia regional, concluyendo su bajo poder de influencia.

4. Chile

Con datos de PIB per cápita regional entre 1960 y 1996, publicados por Subdere-Cieplan (1994), Aroca y Claps (s/f) aplican las medidas de convergencia regional sugeridas por el modelo de crecimiento neoclásico. Las distintas combinaciones de períodos arrojan estimaciones del coeficiente β de signo positivo, es decir, consistentes con lo predicho por la teoría.

“Para el intervalo más largo en las trece regiones chilenas se obtiene un estimativo estadísticamente significativo del coeficiente β, cercano a 0,013 y, por consiguiente, podemos afirmar que la evidencia da soporte a la hipótesis de convergencia β” (Aroca y Claps s/f, p.5).

Cuando estas estimaciones se desagregan por períodos quinquenales, se constata la presencia de diferencias sustanciales en la velocidad del proceso e incluso, en algunas ocasiones, en el sentido del mismo. La velocidad de la convergencia es mucho más alta para los períodos comprendidos entre 1965 y 1975, con tasas superiores al 3% anual. Posteriormente, entre 1975 y 1981 asume la forma de tendencia a la divergencia, después de lo cual retoma el signo positivo (convergencia) para 1980-1985 pero con un valor muy cercano a cero y estadísticamente no diferente de cero. El patrón de convergencia es recuperado para la década siguiente pues para los dos quinquenios comprendidos entre 1985 y 1996 alcanza una velocidad cercana al 2,5% anual, la más alta desde 1975 (Aroca y Claps, s/f, p.6).

Es interesante notar que:

“la velocidad de la convergencia a través de cortos períodos de tiempo es sensiblemente diferente a la de períodos más largos. En este caso los choques juegan un papel fundamental porque afectan de diferente forma las economías que, en otras circunstancias, seguirían el patrón de la convergencia” (Aroca y Claps (s/f), p.7).

Tomando alguna distancia de la interpretación ofrecida por los autores, es oportuno utilizar estos resultados para establecer algunas observaciones y comparaciones con interesantes implicaciones para el caso latinoamericano. Por una parte, interesa señalar que los resultados para períodos cortos y largos contradicen la predicción y recomendaciones de Sala-i-Martin (1995a), al respecto quienes consideran que mientras más se extiende el período de observación, más débil es la relación entre niveles de desarrollo iniciales y tasas de crecimiento. Esta contradicción se explica en parte por las razones mencionadas por Aroca y Claps (s/f), es decir, por el hecho de que el decenio 1975 a 1985 es de “turbulencia”. No obstante, esta inestabilidad no debe ser atribuida única y exclusivamente a choques exógenos, sino que en el caso chileno asume claramente la forma de transformaciones estructurales de fondo. Durante esta época la economía chilena experimenta modificaciones institucionales sustanciales que instauran reglas del juego totalmente diferentes a las existentes en el período previo a 1975 (1973 exactamente). Por tanto, este caso debe ser interpretado más como el paso de un estado estacionario a otro, más que como la mera experimentación de inestabilidad coyuntural. Por otra parte, además de esta fase de cambio excepcional, es de notar la presencia de una relativamente estable tendencia a la convergencia económica, de velocidad semejante a la presentada por el caso norteamericano de largo plazo.

Las estimaciones de la dispersión en las tasas de producto per cápita regional por año, convergencia σ, muestran la existencia de varios períodos, con tendencias de diferente signo: 1960¬1965, con dispersión creciente (divergencia); 1965-1975, con significativa disminución en la dispersión (convergencia); 1975-1982, con aumento en la dispersión (divergencia); 1983-1996, con disminución en la dispersión, más lenta y más inestable que la del período previo a 1975. Estos resultados son bastante consistentes con las estimaciones del coeficiente β pues los períodos de dispersión creciente o divergencia σ, 1960-1965 y 1975-1985, coinciden con períodos de contención o reversión de la convergencia β. Los períodos de convergencia β, por su parte, 1965¬1975 y 1985-1996, coinciden con períodos de convergencia σ, incluso con movimientos muy semejantes en su velocidad.

Sobre la base de resultados semejantes a los obtenidos por Aroca y Claps (s/f), Fuentes (1997) hace algunas pruebas estadísticas exploratorias de, por una parte, otras dimensiones del fenómeno y, por la otra, posibles explicaciones a las tendencias a la convergencia regional absoluta encontradas. Las diferencias de Fuentes (1997), con respecto a Aroca y Claps (s/f), se restringen al hecho de trabajar con datos menos actualizados, solamente hasta 1990, con una desagregación temporal que no coincide totalmente con los subperíodos utilizados por estos últimos.

En cuanto a lo primero, es decir de otras dimensiones del fenómeno de convergencia económica regional en Chile, Fuentes (1997), se pregunta si hay variaciones significativas en los resultados cuando se utilizan dos variables diferentes como son, el PIB per cápita (el más frecuentemente utilizado) y el ingreso per cápita. Examinar esta posible discrepancia tiene justificaciones tanto de orden analítico como de política económica:

“El tema de la diferencia entre la convergencia en producto y la convergencia en ingresos es importante por dos razones: (a) en economías abiertas el ingreso y el producto pueden tener comportamientos muy distintos debido a las posibilidades que tienen los residentes de una economía de endeudarse con agentes económicos de otras regiones; (b) las implicancias de bienestar de convergencia en ingresos versus productos son muy distintas” (Fuentes, 1997, p.185).

A pesar del interés de esta comparación, debido a las limitaciones de información, ésta se limitó a un período de tiempo relativamente reducido entre 1987 y 1994.

A pesar de encontrar una alta correlación estadística simple entre el comportamiento de las dos variables en cuestión, de 0,7, la velocidad de convergencia para los ingresos es sensiblemente más alta que la del producto:

“El β estimado para el ingreso es de 7,4%, mientras que para el producto regional es de 1,66%. (…) Este resultado permite estimar que la mitad de la brecha en ingresos per cápita es cubierta en 9,34 años, lo cual muestra un panorama bastante optimista” (Fuentes, 1997, p.186).

Este resultado contrasta con pruebas semejantes realizadas por Barro y Sala-i-Martin (1995a), quienes encuentran iguales velocidades de convergencia regional para ambas variables. Si bien es cierto, como lo afirma Fuentes (1997, p.187), que:

“este resultado les parece sorpresivo a la luz de un modelo de economías pequeñas con retornos constantes al mercado de capitales global”.

También lo es que para el caso regional chileno se constate una diferencia tan fuerte. Las posibles explicaciones son señaladas, aunque ninguna de ellas alcanza a ser explorada sistemáticamente como para descartarla o aceptarla:

“Algunas explicaciones alternativas que pueden esgrimirse son políticas gubernamentales, error de medición en el ingreso per cápita inicial, que los dueños de los ingresos en una región no viven en el mismo lugar en que los ingresos se generan y los efectos de la migración” (Fuentes, 1997, p.187).

A todas éstas podría agregarse otra no mencionada que son posibles errores en la medición del PIB regional que, ante una discrepancia tan sensible, no debería descartarse antes de algún examen minucioso que permitiera llegar a esa conclusión.

Quedan así abiertas todas las posibilidades, es decir que los programas gubernamentales tengan un impacto importante sobre la distribución de ingresos (alto impacto redistributivo regional y social), que los flujos de recursos entre regiones alcancen una escala considerable (movimientos desde las regiones mayores generadoras del producto a otras receptoras), o bien que la localización del producto esté sobreestimando el peso real de las regiones de mayor actividad económica. Así como estas preguntas quedan abiertas para el caso chileno, dejan el interrogante para los otros países de América Latina en donde este tipo de discrepancias también podría llegar a ser significativa.

En cuanto a lo segundo, es decir factores explicativos de las tendencias a la convergencia económica regional, Fuentes (1997), explora el peso e impacto de las migraciones. Para empezar, se constata la existencia de una relación estadística positiva y significativa entre migraciones y diferenciales regionales de ingreso per cápita, es decir que el movimiento se da en el sentido esperado de regiones menos desarrolladas expulsoras de población y más desarrolladas, receptoras:

“Como se puede apreciar, existe una relación positiva entre estas dos variables, aun cuando la relación es relativamente baja (33%). Esta baja correlación y la presencia de algunos outliers, como la Región Metropolitana y la Duodécima, llevan a considerar que son otras las variables más relevantes en las corrientes migratorias” (Fuentes, 1997, p.189).

“Al incluir la variable migración para los períodos 1965-1970, 1977-1982 y 1987-1992 en las regresiones con datos de panel mostradas en el cuadro 2, la velocidad de convergencia aumenta a valores de entre 1,8% y 4,4%. (…) Estos resultados son evidencia de que la migración interna no ha colaborado en forma importante al resultado de la convergencia.

(…) En otras palabras, al mantener la migración constante (…) la velocidad de convergencia es mayor que cuando ésta varía (…), lo que indica que la migración juega un rol que va en contra de la convergencia” (Fuentes, 1997, p.191).

El interés de este resultado no se limita al hecho de contrastar y oponerse a lo obtenido para los otros países latinoamericanos revisados más arriba, en donde se rechazó la hipótesis de contribución de la migración a la convergencia, sino porque abre la posibilidad de existencia de un patrón de migración selectivo que podría estar desabasteciendo las regiones atrasadas y el campo de la fuerza de trabajo de mayor calificación y aumentando las brechas de ingresos entre regiones. No obstante, en éste como en el caso anterior, la pregunta y su posible explicación quedan apenas formuladas.

El último de los estudios (Morandé, Soto y Pincheira, 1997) de convergencia para Chile revisados para la preparación de este documento hace aportes metodológicos interesantes y arroja algunos resultados que contradicen parcialmente la evidencia arrojada por otros estudios, específicamente, la aceptación de la hipótesis de convergencia absoluta en Chile. Adicionalmente, aporta instrumentos que podrían ser útiles para explorar algunas de las hipótesis y resultados parciales arrojados por estudios para otros países latinoamericanos como es el caso de la posible persistencia de las desigualdades económicas territoriales, especialmente para el grupo de áreas más pobres de cada país (sugeridos en los casos de México, Brasil y Perú). Además de estas diferencias de enfoque y conclusiones, este trabajo utiliza como fuente de información la producida por el Banco Central, la restringe al período 1980-1995 y la subdivide en dos fases distintas de acuerdo con la tendencia general de crecimiento nacional: recesiva para la primera, 1980-1986, y expansiva la segunda, 1987-1995.

Para poner a prueba la hipótesis de convergencia condicional, o de rechazo de la convergencia absoluta, se introducen algunas variantes metodológicas que permiten superar la limitación del tamaño del universo que, en condiciones normales, haría imposible la realización de este tipo de pruebas. Se acude entonces al procedimiento sugerido por Canova y Marcet (1995) y se concluye que:

“El posterior indicador de Odds sugiere que es poco plausible que las regiones converjan hacia el mismo estado estacionario y que, aunque hay evidencia de convergencia, los estados estacionarios estén determinados también por las condiciones iniciales. Por tanto, se observará convergencia pero con persistencia en los niveles de desigualdad. Esta persistencia en la desigualdad está auto correlacionada con la pobreza extrema, ausencia de infraestructura y la dotación de recursos naturales” (Morandé, Soto y Pincheira, 1997, p.163).

De acuerdo con los estados estacionarios estimados, podría sugerirse la existencia de tres grandes conglomerados (observaciones a partir de Morandé, Soto y Pincheira (1997), gráfico 4 de la p. 160). El primero, conformado por las regiones I, II y XII que convergen hacia niveles per cápita en un 15% superiores al promedio nacional; el segundo, conformado por las RM, III, V y VI que convergen alrededor del promedio per cápita nacional; y un tercero, conformado por las regiones restantes (IV, VII, VIII, IX, X y XI) que convergen hacia un promedio que es cerca del 75% del nacional.

Para terminar, con el propósito de determinar los factores que explican la existencia de diferentes estados estacionarios, los autores exploraron tres hipótesis con los siguientes resultados.

“Primero, nuestros resultados muestran que la escolaridad, en contra de la intuición, no juega un rol significativo en la explicación de las desigualdades regionales de estado estacionario. Antes de extraer una conclusión errónea, sería deseable intentar con otras definiciones de capital humano, tales como el gasto público en educación. (…) Segundo, no es extraño que la dotación de recursos naturales tenga una implicación significativa en la desigualdad regional, dado que ciertas regiones han estructurado sus actividades en torno de industrias basadas en recursos naturales. (…) La única variable de política utilizada en una perspectiva regional, la inversión pública, muestra un efecto negativo, reflejo probable del propósito gubernamental de ayudar a las regiones rezagadas. Qué tan buen vehículo es o no para reducir la desigualdad regional, no obstante, no fue probado” (Morandé, Soto y Pincheira, 1997, p.163-164).

Las diferencias de nivel en los estados estacionarios encontrados por este estudio parecerían muy débiles en comparación con lo mostrado por otras situaciones nacionales en América Latina, como las mencionadas en México, Perú y Brasil, y dejan planteada la inquietud de qué tan significativos sean los resultados obtenidos por estos autores en contra de la convergencia absoluta y a favor de la diferencial. De otro lado, una interpretación alternativa de los resultados obtenidos en la identificación de factores determinantes de las diferencias regionales de estado estacionario estaría hablando a favor de la política social chilena y su impacto regional: si la tasa de escolaridad no está jugando un papel de diferenciación podría ser porque su tendencia “espontánea” estaría siendo contrarrestada de alguna manera; si la inversión pública ha dado preferencia a los más rezagados significaría que ha operado como paliativo a la tendencia natural de la inversión privada de localizarse en las regiones de mayor desarrollo relativo. No obstante, tal y como el mismo estudio lo aclara, estas hipótesis deberían contrastarse con ejercicios mejor dotados en información específica.

5. Bolivia

Los ejercicios estadísticos realizados y la evidencia empírica disponible es bastante fragmentaria e incompleta e impide una visión precisa y detallada en el campo de las disparidades económicas territoriales en Bolivia durante los últimos años. Adicionalmente, las conclusiones obtenidas por los dos estudios consultados aunque difícilmente comparables parecen contradictorias.

Las diferentes mediciones de la convergencia entre 1976 y 1992 arrojan resultados contradictorios y poco conclusivos estadísticamente hablando.

“Si la dispersión es medida a través de la desviación estándar de los índices de bienestar disponibles, hay un resultado claro de divergencia pues estos indicadores tienden a aumentar. De otro lado, si se consideran de qué forma los niveles de estas variables en 1976 afectaron sus tasas de crecimiento, no es posible obtener resultados consistentes. Comenzando por el Índice de Desarrollo Humano (IDH), la figura 10 sugiere la existencia de convergencia: los departamentos con mayores IDH en 1976 experimentaron más bajos crecimientos en este indicador que los departamentos más desarrollados. Los datos de PIB per cápita mostrados en la figura 11 ofrecen un resultado más neutro en la medida en que no existe un patrón identificable. Finalmente, la figura 12, basada en los datos de Necesidades Básicas Insatisfechas (NBI), sugieren divergencia. En este caso, como puede observarse, las áreas con menores niveles de NBI iniciales logran reducirlos a una tasa más rápida” (Urquiola et al., 1999, p.39-40).

Morales et al. (2000) también utilizan el indicador de NBI, denominado δ, como medición de desarrollo y bienestar regional y observan su evolución entre 1976 y 1988. Las conclusiones obtenidas son, como en el caso anterior, poco contundentes pero tienden a sugerir un resultado de divergencia.

“Los residuos de las estimaciones correspondientes al primer modelo (período 1976-1988) no son distribuidos acorde con una función de densidad normal según el Test de Jacque-Bera; ello invalida el uso de la mayor parte de test de significación corrientemente utilizados. Por el contrario, el segundo modelo (período 1988-1992) satisface los criterios de todas las pruebas estadísticas mencionadas” (Morales et al., 2000, p.24).

6. Colombia

El trabajo de Cárdenas et al. (1993) introdujo en Colombia el debate contemporáneo acerca de la convergencia económica regional. Sus principales resultados y afirmaciones han dado lugar a réplicas y comparaciones que han aportado y enriquecido la discusión desde una perspectiva histórica de largo plazo (Bonet y Meisel, 1999), desde un examen más detallado de las distribuciones de convergencia al estilo propuesto por Quah (Birchenall y Murcia, 1997), o desde una mirada territorial y económica más detallada (Sánchez y Núñez, 2000). Como se verá a continuación, en algunos puntos del debate hay resultados aún ambiguos, mientras en otros, las conclusiones de los diferentes autores se complementan y matizan.

Las diferencias regionales en el ingreso per cápita en Colombia son, como en el resto de los países latinoamericanos examinados, relativamente altas. No obstante, a lo largo de la segunda mitad del siglo XX descendieron de forma significativa:

“En efecto, la relación entre el ingreso per cápita de la entidad territorial más rica y el de la más pobre se redujo de 10,0 en 1950 a 6,1 en 1960, 6,7 en 1970, 4 en 1980 y 3,1 en 1989” (Cárdenas et al., 1993, p.118).

Los cálculos de convergencia absoluta arrojan resultados positivos.

“Los resultados indican que para la totalidad de subperíodos los coeficientes son positivos y significativos. Sin embargo, varían significativamente y se tornan negativos (aunque de manera no significativa) para dos períodos. En el período completo 1950-1989, la tasa de convergencia estimada es de 4,22% anual, más del doble de lo que ha sido estimado para los Estados Unidos, Europa y Japón. La convergencia fue particularmente rápida (5,7%) durante los años cincuenta, de manera que cuando se mira exclusivamente el período 1960-1989 (cuya información es más confiable), la velocidad de convergencia cae a 3,2%. (…) En general, la introducción de dummies regionales tiende a incrementar el coeficiente de convergencia (en todas las décadas con excepción de los ochenta), así como su significancia estadística. Para el período 1950-1989, como un todo, el coeficiente β estimado aumenta a 5,2%” (Cárdenas et al., 1993, p.118-121).

Con relación al coeficiente de convergencia σ se obtuvieron los siguientes resultados:

“La dispersión en el producto per cápita disminuyó sustancialmente entre 1950 y 1960. La magnitud de este cambio resulta, sin embargo, exagerada con relación a la evolución posterior en el grado de convergencia σ. Este resultado refuerza nuestras dudas acerca de la calidad de la información para 1950. Durante los años sesenta, la dispersión departamental parece mantenerse estable, con excepción de un aumento súbito en 1965. Después de 1972, cuando también aumentó la desviación estándar en el producto regional, se restablece una tendencia claramente negativa que dura hasta el año 1983. Durante los años ochenta se ha presentado un aumento en el grado de dispersión regional que ha revertido por completo la mejoría de los años setenta” (Cárdenas et al. 1993, p.122).

Estilizando la lectura de este mismo gráfico y excluyendo de ella el año 1950, por las razones de confiabilidad mencionadas por Cárdenas et al. (1993), se obtiene una lectura más sencilla de las tendencias que concluye en la existencia de tres grandes momentos: 1960-1972 (divergencia), 1972-1983 (convergencia) y 1983-1989 (divergencia). Comparando los resultados de los dos indicadores se encuentra una correspondencia para dos de las tres décadas y una discrepancia para la tercera de ellas. En efecto, la década de los años sesenta es de divergencia σ que coincide con un bajo coeficiente de convergencia β; los años setenta son de convergencia en los dos tipos β y σ; finalmente y en contraste, la década de los 1980 muestra un índice de convergencia β relativamente alto, concomitante con un índice de divergencia σ también significativo.

Finalmente, Cárdenas et al. (1993 p.135), estima el impacto de las migraciones sobre la convergencia departamental y encuentra una relación positiva aunque relativamente débil.

“En principio, si la migración ayuda a la convergencia se debería esperar que la inmigración exógena tenga un efecto negativo sobre el crecimiento del PIB per cápita y que el coeficiente β se reduzca después de añadir este regresor. (…) En cualquier caso, el efecto de la migración sobre el crecimiento es marginal ya que la velocidad de la convergencia disminuye apenas levemente. Con todo, la reducción en el coeficiente β sugiere que los movimientos ínterdepartamentales de población contribuyen a la convergencia. Durante el período 1960¬1989 la tasa de convergencia estimada es de 4,97%, de los cuales sólo 0,13 puntos porcentuales pueden atribuirse a las migraciones. Esta magnitud es ciertamente baja e indica que el papel de las migraciones no es tan importante como el que tradicionalmente se ha afirmado en el país. Sin embargo, resulta interesante observar que durante los años sesenta las migraciones explican buena parte (1,5 puntos porcentuales) de la convergencia (3,6%)”.

El trabajo de Bonet y Meisel (1999, p.12) presenta una perspectiva de largo plazo, 1926¬1995, en la evolución de la convergencia regional en Colombia. Dado que previamente a 1960 no existen estimaciones directas del PIB departamental, estos autores utilizan el comportamiento de los depósitos bancarios como variable proxy del ingreso departamental.

“Se emplea esa variable ya que existía una alta correlación entre el PIB per cápita y los depósitos bancarios per cápita departamentales. Por ejemplo, en 1960 el coeficiente de correlación entre esas dos variables fue de 0,83”.

Para el segundo período, 1960-1995, el estudio se hace sobre la base de las diversa fuentes directas de estimación del PIB de los departamentos colombianos.

“La evidencia empírica señala que en Colombia se dio, claramente, un proceso de convergencia tipo β entre 1926 y 1960” (Bonet y Meisel, 1999, p.14).

La velocidad de convergencia para este lapso es de 2,5%, y la mayor velocidad se presentó durante el decenio 1940-1950 con 3,1%. Por otro lado, la convergencia σ señala el mismo tipo de evolución:

“La evolución de este indicador señala, nuevamente, la existencia de un proceso exitoso en materia de convergencia en el subperíodo, al pasar de 1,25 en 1926 a 0,66 en 1960” (Bonet y Meisel, 1999, p.16).

Se hace un cálculo muy interesante y útil que sirve para clasificar los departamentos entre convergentes y divergentes que consiste en calcular:

“la desviación estándar del logaritmo de la relación entre el PIB per cápita y la media nacional” (Bonet y Meisel, 1999, p.23).

Así, los que se acercan a la media se les califica de convergentes y los que se alejan de la media se les califica de divergentes. Como una adición a este análisis, por nuestra cuenta y sobre la base de la observación de las gráficas departamentales presentadas en el documento, se discriminan entre convergentes positivos (los que se acercan a la media desde abajo) y negativos (los que se acercan a la media desde arriba) y entre divergentes negativos (se alejan de la media hacia abajo) y positivos (se alejan de la media hacia arriba). De acuerdo con estos criterios, para el período 1926¬1960, los departamentos de Colombia quedan categorizados de la siguiente forma (organizada arbitrariamente partiendo de las tendencias más depresivas a las más positivas, pasando en el centro por las neutras):

Divergentes negativos: Antioquia, Bolívar y Caldas.

Convergentes negativos: Atlántico y Valle.

Estables: Cundinamarca y Cauca.

Convergentes positivos: Huila, Magdalena, Nariño, norte de Santander,

Santander, Tolima y Territorios Nacionales.

De los departamentos en donde se asientan las ciudades que crecieron y se industrializaron durante el siglo XX, amplios receptores de población, el único que escapa a las tendencias “negativas” es Cundinamarca. En el otro costado, de los departamentos con tendencias “positivas”, el único que no es expulsor de población son los territorios nacionales.

“Para el período comprendido entre 1960 y 1995, se encuentra una evidencia débil para la convergencia β. Si bien encontramos un coeficiente de correlación negativo entre las tasas de crecimiento del período y el valor inicial del PIB per cápita departamental, el valor del coeficiente (-0,3) es mucho menor al encontrado en el período anterior (-0,89). (…) La velocidad de convergencia estimada es de 1,3%, inferior a la calculada para el primer período. Sin embargo, el coeficiente estimado no es estadísticamente significativo y por lo tanto, no existe evidencia estadística para rechazar la hipótesis de que el coeficiente de convergencia tipo β es igual de cero. (…) Las estimaciones del coeficiente β absoluto por décadas (…) arrojan resultados significativos para los años setenta, con una velocidad de 3,2%, y en el período 1990-1995, pero con una velocidad de –3,0%” (Bonet y Meisel, 1999, p.38).

Por otra parte, en cuanto a la convergencia σ, estos autores tampoco encuentran evidencia positiva:

“La desviación estándar del logaritmo del PIB per cápita real departamental se mantuvo en un nivel más o menos similar entre 1960 y 1975. A partir de 1980 se inició un incremento de este indicador (…). El aumento en la dispersión permite afirmar que entre 1960 y 1995 se presentó un proceso de polarización en Colombia” (Bonet y Meisel, 1999, p.40).

Lo que el gráfico 14 (Bonet y Meisel, 1999, p.31) sugiere es la presencia de tres períodos claramente diferenciados: el primero 1960-1972 de divergencia; el segundo 1973-1983 de convergencia, y el tercero 1984-1995, de aceleración significativa de divergencia. Hasta 1983 el nivel de dispersión del ingreso per cápita departamental era a grandes rasgos el mismo que 20 años atrás pero luego de ese año inicia un proceso que coloca este mismo nivel en un valor superior en casi un 70%. Este proceso parece casi totalmente atribuible a la peculiar tendencia presentada por Bogotá. Bonet y Meisel (1999, p.43), calculan el índice de concentración de Herfindahl-Hirschman con y sin Bogotá, obteniendo lo siguiente:

“Al excluir del cálculo del índice a Bogotá se presenta un comportamiento diferente en el resto del país. El índice en 1960 se reduce a 597 y en 1995 a 540, lo cual indica que si se excluye a Bogotá, en Colombia se generó una ligera desconcentración territorial en la producción”.

Una parte importante de las discrepancias en las conclusiones de convergencia o divergencia para Colombia en la segunda mitad del siglo XX, explícita en el debate Cárdenas-Meisel, parece explicarse por el impacto de las cifras de 1950 que, como el mismo Cárdenas et al. (1993), reconoce son poco confiables y que, Bonet y Meisel (1999), excluyen de su periodización que la toman como iniciando en 1960.

“Los resultados para los períodos con base en 1950 y 1960, indican que la estimación es muy sensible al período de cálculo y por lo tanto sería muy apresurado afirmar (o negar) la existencia de convergencia en el crecimiento del producto per cápita de las distintas regiones del país” (Birchenall y Murcia, 1997, p. 278).

En verdad, y como se ha visto, es innecesario emitir un juicio sobre la totalidad del período y neutralizar la década del cincuenta por las dudas que genera, manifestándose sobre los resultados específicos de cada subperíodo, en los cuales los autores no tienen verdaderas diferencias.

Cuando se hace el mismo ejercicio de clasificación de los departamentos por tipo de tendencia, para el segundo subperíodo 1960-1995, el resultado que sobresale, además de la relativa inestabilidad en los comportamientos, es la presencia de un masivo grupo de departamentos con lo que hemos denominado divergencia negativa, grupo poco numeroso en el período anterior: Atlántico, Bolívar, Boyacá, Caquetá, César, norte de Santander y Sucre. Al lado de éstos, surge también un muy numeroso grupo de departamentos sin tendencia clara o estables: Antioquia, Caldas, Cauca, Quindío, Santander, Tolima y Valle. Finalmente, al otro extremo del espectro hay sólo dos grupos con divergencia positiva: Bogotá y Nuevos Departamentos. Este proceso de aparente conformación de conglomerados y estratos es cuidadosamente investigado por Birchenall y Murcia (1997).

De acuerdo con esta clasificación, sería conveniente matizar la conclusión de Bonet y Meisel acerca del papel determinante de Bogotá en la explicación de las tendencias a la divergencia puesto que revelan que al lado de su positivo comportamiento, acompañado solamente por los nuevos departamentos en donde se ha desarrollado la nueva industria minera y de exportaciones primarias de Colombia, se ha dado una depresión generalizada de numerosos territorios. Si se excluye Bogotá, el escenario es de convergencia depresiva al estilo de lo que se encuentra en Perú. Por tanto, las explicaciones de la divergencia en Colombia deberían combinar los factores explicativos del éxito relativo de su ciudad capital, al lado de los factores explicativos de la depresión generalizada de numerosos departamentos, fenómeno prácticamente inexistente en las tendencias de la primera mitad del siglo XX.

Birchenall y Murcia (1997, p.291) aplican la metodología de análisis sugerida por Quah (1995), gracias a la cual les es posible poner a la vista una serie de procesos difícilmente captables a través de la metodología tradicional propuesta por Barro y Sala-i-Martin (1995a):

“La ventaja de este modelo es que nos permite preguntarnos por la evolución de la distribución departamental de acuerdo con dos grandes aspectos:

a) El cambio en la forma de la distribución, el cual a su vez depende: (i) del nivel de ingresos y los cambios en la distribución como un todo; (ii) de la desigualdad del ingreso y los cambios en la dispersión de la desigualdad, y (iii) de los patrones de agrupación y polarización en varios puntos de la escala de ingresos.

b) La dinámica distributiva en el interior de la distribución de ingresos: cómo una parte de la distribución se moviliza en el tiempo, y las transferencias implicadas en este proceso.”

De manera gráfica, este procedimiento observa los cambios o permanencias de los territorios en los grupos pobres, medios o ricos de la distribución, con tres casos representativos de las posibles combinaciones posibles: persistencia, movilidad y convergencia:

“En el caso de persistencia la figura muestra como la distribución mantiene sus características entre los períodos t y t+s, los pobres siguen siendo pobres y los ricos siguen siendo ricos; mientras que en el caso de la movilidad, ilustramos una reversión total en las condiciones iniciales de los individuos, ya que aquellos considerados pobres en el período t, transcurridos s períodos se convierten en ricos, y los que inicialmente podían caracterizarse como ricos pasan a ser pobres en t+s” (Birchenall y Murcia, 1997, p.296).

En el caso de convergencia, con el paso del período t al t+s se preserva una distribución normal de los territorios alrededor del ingreso per cápita promedio.

De acuerdo con estos criterios, el análisis gráfico de los períodos realizado por los autores arroja los siguientes resultados: 1960-1975, persistencia en cuatro grupos de departamentos y movilidad en un quinto grupo; 1970-1985, convergencia y polarización; 1980-1994: persistencia.

“Basados en los métodos señalados en el texto, encontramos unos resultados que nos permiten afirmar que Colombia no es un caso de convergencia; en oposición, existe un claro proceso de persistencia que ha mantenido las distancias entre los ingresos de los departamentos colombianos; es decir, que ha mantenido una distribución de ingresos en las mismas posiciones que en 1960. Adicionalmente, observamos que a pesar de que existen indicios de convergencia; estos resultados parecen señalar procesos de movilización de economías pobres hacia niveles de ingreso altos (…) gracias a los ingresos de la minería en los últimos años especialmente” (Birchenall y Murcia, 1997, p.305).

• Conclusiones:

El ejercicio de comparación de los distintos casos nacionales revisados y de éstos con respecto a otras experiencias internacionales, comporta numerosos riesgos, derivados de las diferencias en la calidad de los datos, en su desagregación temporal, en la especificación de las variables y ecuaciones claves y en los criterios de interpretación utilizados por los distintos autores. No obstante y teniendo las precauciones debidas, es importante aventurar algunas observaciones generales derivadas de la comparación:

Una primera observación es aparentemente formal pero con consecuencias importantes sobre la calidad de los resultados obtenidos. Cuando se trata de procesos de cambio económico regional es recomendable trabajar con períodos de tiempo relativamente largos, preferiblemente de 50 años en adelante, dado que ese es el ritmo al cual maduran las transformaciones en esta dimensión de la vida social. Desde este punto de vista, los estudios adelantados para los países desarrollados tienen el privilegio de cumplir este requisito y ofrecer mejores condiciones para establecer conclusiones robustas. Como acaba de observarse, la mayor parte de los estudios realizados para los países de América Latina se extienden, en el mejor de los casos a medio siglo y en muchos de ellos se limitan a una década y media. La estrechez de plazos no solamente impide la necesaria mirada en perspectiva, sino que además deja al observador desprovisto de criterios para juzgar la credibilidad y dotar de sentido a lo que está observando. Por esta razón pensamos que el avance en el conocimiento de esta problemática depende en buena medida del esfuerzo por constituir series históricas de largo plazo, bien puede ser con variables sustitutas, como lo enseña el trabajo de Bonet y Meisel (1999). Un esfuerzo de esta naturaleza permite dirimir diferencias de interpretación tan fuertes como las surgidas en el caso colombiano respecto de la evolución de las disparidades económicas territoriales durante la segunda mitad del siglo XX, tal y como lo comentamos oportunamente.

Un segundo comentario tiene que ver con el valor de los coeficientes β de convergencia absoluta encontrados por los diferentes estudios. A excepción del caso colombiano, en los demás países se encontraron tasas de convergencia notablemente inferiores a las identificadas por Barro y Sala-i-Martin (1995a), para los Estados Unidos, Europa y Japón. En efecto, para las estimaciones del coeficiente en los períodos completos, los resultados oscilan entre velocidades de convergencia del 0,7% y el 1,3%. En Colombia, Cárdenas et al. (1993) y Bonet y Meisel (1999) discrepan entre tasas del 4,2%, estadísticamente significativas entre 1950 y 1989 para el primero y 1,3% no significativas entre 1960 y 1995 para el segundo. Mirando esta discrepancia en la perspectiva comparativa e internacional, el buen juicio sugiere inclinarse por una estimación semejante a la de los demás países latinoamericanos que probablemente será estadísticamente significativa si se toma como referencia el período 1960-1983, antes de iniciar la tendencia a la divergencia en Colombia.

Este resultado de menor velocidad de la convergencia no extraña cuando se le mira a la luz de fenómenos como los analizados en el capítulo II de la primacía urbana y de sus valores inusualmente altos para América Latina. Por tanto, el sentido general del resultado parece sensato y concuerda con lo encontrado a través de otros síntomas o expresiones de las disparidades territoriales como es ésta de la concentración urbana.

Otra observación deriva del contraste entre los resultados estadísticos de corto y mediano plazo para los países latinoamericanos. Aunque en ninguno de los casos se hizo la prueba estadística rigurosa para determinar si los coeficientes decenales o quinquenales son significativamente diferentes entre sí, la intuición sugiere que éste es el caso. En efecto, mientras los resultados estadísticos para los plazos más largos suelen dar estadísticamente significativos, así sean débiles en algunos casos, para los plazos más cortos hay numerosas excepciones y cambios de velocidad relativamente importantes. Aunque este resultado contradice lo obtenido por los estudios realizados para los países desarrollados, parecen aceptables y tener sentido a la luz de dos consideraciones: (i) debido a la importancia atribuida por autores como Barro y Sala-i-Martin (1995a), a los llamados cambios “exógenos” drásticos en la perturbación de los procesos relativamente estables de convergencia observada en los países desarrollados, y (ii) cuando la anterior consideración se mira a la luz de lo establecido en el capítulo IV acerca de la menor estabilidad en los ritmos de crecimiento económico en América Latina, los resultados excepcionales del corto plazo adquieren sentido y parecen plausibles. Este resultado reforzaría una de las conclusiones propuestas en el cuarto capítulo donde inestabilidad macroeconómica y aumento de las disparidades territoriales son fenómenos que parecen ir de la mano y tener una particular pertinencia para el continente latinoamericano.

Estos cambios de velocidad y de ritmo, incluso de sentido de la convergencia tienden a expresarse más en procesos de contención que en la aparición de tendencias a la divergencia. De los numerosos subperíodos en donde para los distintos países se rechaza la hipótesis de convergencia, sólo en muy pocos se hace por razón de la existencia de divergencia. Brasil de los años 1960, Chile de 1975 a 1980 y Colombia después de 1983 son estos períodos relativamente minoritarios. Los rechazos a la hipótesis de convergencia son, sin embargo más abundantes: México de 1980-1995, Brasil de los años setenta y ochenta, Chile del 1980-1985, y Colombia de los años sesenta y ochenta. Por su número, difícilmente podremos referirnos a estos períodos con la calificación de excepcionales así se enmarquen, como dijimos arriba, en lapsos que en el largo plazo si aceptan la hipótesis de la convergencia.

De los ensayos por determinar el papel de las migraciones en la explicación de la convergencia sobresalen los resultados negativos. Para los casos de Brasil, México y Perú no se encuentra en las migraciones un factor que contribuya a explicar la convergencia y sólo en los casos de Chile y Colombia se encuentra una asociación estadística positiva entre las dos variables pero con sentido opuesto, aportando a la divergencia en Chile y débilmente a la convergencia en Colombia. El régimen de las migraciones, su sistema geográfico (cuencas) y sus cambios a lo largo del tiempo, deberían ser mirados entonces con mayor profundidad.

Hay una serie de sugerencias sueltas y fragmentarias que deberían ser examinadas con más cuidado y que sugieren la posibilidad de que la convergencia condicional tenga un peso inusualmente alto en América Latina y que, en contra de lo esperado, los diferentes territorios tiendan a operar como conglomerados heterogéneos, con diferentes estados estacionarios y con dificultades de integración social, económica y territorial. En efecto, en la mayor parte de los casos en los que se incluyeron dummies regionales se mejoró la significancia estadística de los resultados y se aumentó considerablemente el valor de los coeficientes y de las velocidades de convergencia. En este mismo sentido pueden interpretarse las diversas menciones a la persistencia e inmovilidad en la pobreza de los territorios pobres, encontrada en casos como los de México, Brasil, Perú y Colombia. Este resultado sugiere la necesidad de que en el futuro se ponga especial atención a investigar la presencia de estas barreras a la integración, de esta diversidad y persistencia en los

regímenes económicos que podrían estar a la base tanto de la debilidad de la convergencia latinoamericana, como de su ya mencionada inestabilidad.

Otra instancia, un poco en contra de lo que ciertos segmentos de la literatura internacional ha venido proponiendo, es de subrayar la importancia concedida a la evolución de la actividad industrial en la explicación de la evolución de las disparidades regionales en México y Brasil, aunque con sentido opuesto. Para México se encuentra que la positiva dinámica industrial y su muy peculiar orientación regional ha podido contribuir a debilitar la concentración espacial de la actividad económica y el bienestar en ciudad de México. Para Brasil, al contrario, se proyecta que la integración comercial a producirse en el Mercosur puede contribuir a consolidar la economía de las regiones de mayor desarrollo relativo, en particular San Pablo, y debilitar dinámicas económicas positivas en zonas de base agroindustrial que habían venido sirviendo de contrapeso al rol de la mayor metrópoli brasileña.

Para terminar, y a la luz de esta mirada comparativa y de los casos de otros países analizados en este mismo capítulo, vale la pena avanzar algunos comentarios relacionados con la evolución reciente de las disparidades económicas territoriales en América Latina. En primer lugar, habría que destacar que la evolución de los distintos países es muy singular y que difícilmente se puede hablar de la existencia de un patrón común. No obstante, algunos síntomas sugieren que la última década y media se ha acompañado de, a lo menos, un proceso de contención de las tendencias a la convergencia regional. Para los casos de México (1980-1995) y Brasil (1970-1990) se rechaza la hipótesis de convergencia, para Perú (1980-1996) se acepta como muy débil y para Colombia (1983-1995) se encuentra la opuesta, es decir divergencia. Chile aparece entonces como un caso algo excepcional al evidenciar una tendencia a la convergencia para el período más reciente (1985-1995). Estos resultados sugieren, además de esfuerzos adicionales para ratificarlos o cambiarlos, la justificación y necesidad de lanzar algunas hipótesis explicativas de la contención de la convergencia o aparición de divergencia:

a) Esta tendencia podría estar asociada al incremento en la inestabilidad del crecimiento que a su vez, como se dijo más arriba, estaría incentivando el crecimiento de las disparidades territoriales.

b) Se podría explicar por la existencia de procesos de integración relativamente fragmentados que estarían restringiendo los procesos económicos dinámicos a las áreas de influencia más directa de los grandes centros, es decir, habría procesos de difusión del crecimiento regional muy selectivos y fragmentarios.

c) Puede tener relación con el impacto de la apertura comercial y la liberalización con la producción y los niveles de vida y bienestar en el campo pues los diferenciales rural-urbanos se habrían acentuado.

d) Esta fase podría ser interpretada como propia de una transición tecnológica que estaría poniendo en ventaja, por lo menos temporal, a las regiones más desarrolladas para ser las receptoras de los impulsos dinámicos que habrían roto con los esquemas de difusión previamente existentes para los patrones tecnológicos del pasado.