Visor de obras.

  —245→  

Ministerio de Economía y Hacienda

Cualquier análisis de la balanza de capitales en España pone en evidencia la importancia que en la misma tienen los flujos de inversión extranjera en inmuebles (IEI); a pesar de ello, no ha suscitado la atención suficiente entre los analistas de la inversión extranjera que, normalmente, la han subsumido dentro del fenómeno turístico. La falta de literatura sobre la inversión extranjera en inmuebles no es exclusiva de nuestro país. Al igual que para la inversión extranjera directa hay publicados numerosos estudios teóricos y empíricos, para la IEI no hay apenas nada escrito en los países desarrollados, quizás por la escasa importancia que tiene esta partida en la balanza de capitales de la mayor parte de los países de la OCDE no mediterráneos.

Dadas estas premisas, parecía necesario, aun con la falta de un modelo teórico sólido y contrastado, afrontar el problema tanto desde la perspectiva de describir la evolución de estos flujos, como de intentar especificar los determinantes que explican el comportamiento de los mismos. La modelización teórica se ha realizado desde la perspectiva de un agente no residente, tipificado por las características de la IEI, cuyo paradigma de comportamiento consistiría en optimizar sus decisiones de compra de un bien de consumo duradero en España. Analizando los datos publicados por la Dirección General de Transacciones   —246→   Exteriores (DGTE) se constata que la mayor parte de la inversión extranjera inmobiliaria está constituida por adquisiciones de viviendas para uso vacacional, siendo el inversor típico una persona física (que invierte directamente o a través de una sociedad instrumental).

Hasta el momento queda claro que el objeto de nuestro análisis va a ser la adquisición de inmuebles españoles por no residentes mediante una aportación dineraria del exterior. No obstante, hay que comentar la extraordinaria importancia que ha adquirido la inversión en inmuebles por sociedades españolas con participación extranjera en su capital. En este caso, las aportaciones de fondos a estas sociedades por los accionistas no residentes (cuyo objetivo último va a ser la adquisición de inmuebles españoles) serán contabilizadas tanto en la Balanza de Pagos como en las estadísticas de la DGTE¹⁰⁵ como inversión extranjera directa¹⁰⁶.

Este trabajo se articula de la siguiente forma: en la sección 2 se describen las características generales de la IEI; en la sección 3 se plantea el marco teórico en el que se desarrolla el análisis; en la sección 4 se describen los datos utilizados y se determina el orden de integrabilidad de cada una de las series cuya incidencia se considera relevante desde un punto de vista teórico; en la sección 5 se utiliza la teoría de la cointegración, como método de selección de variables, para encontrar una relación de equilibrio a largo plazo entre la IEI y sus determinantes; en la sección 6 se especifica la dinámica de corto plazo en la forma de un modelo de corrección de error; por último, se resumen las conclusiones que cabe extraer de este trabajo.

Del examen de la serie histórica disponible sobre IEI (véase el Cuadro n.º 1) se puede concluir que¹⁰⁷:

- En términos nominales, la serie es creciente en valores absolutos, con sólo 6 tasas de crecimiento anual negativas (1966, 1967, 1974, 1975, 1976 y 1990). El valor mínimo de la serie es de 997,20 millones de pesetas, alcanzado en 1962, y el máximo de 311.300 millones de pesetas,

  —247→  

IEI bruta nominal		Tasa crecim. (%)	IEI bruta real	Tasa crecim. (%)
1962	997,20	-	-	-
1963	1.578,60	58,30	-	-
1964	2.300,40	45,72	20.156,40	-
1965	3.630,00	57,80	29.885,40	48,27
1966	3.312,00	-8,76	25.932,38	-13,23
1967	3.129,80	-5,50	22.437,13	-13,48
1968	6.359,50	103,19	42.667,63	90,17
1969	7.496,30	17,88	48.481,84	13,63
1970	10.108,00	34,84	61.728,61	27,32
1971	18.404,40	82,08	102.419,69	65,92
1972	25.880,20	40,62	134.949,09	312,76
1973	34.501,90	33,31	148.558,61	10,08
1974	27.829,40	-19,34	94.577,24	-36,34
1975	16.491,00	-40,74	44.920,52	-52,50
1976	13.452,30	-18,43	30.768,25	-31,51
1977	18.055,40	34,22	32.769,23	6,50
1978	33.698,70	86,64	49.316,09	50,50
1979	38.012,70	12,80	44.569,79	-9,62
1980	43.346,60	14,03	43.346,60	-2,74
1981	58.000,90	57,82	86.186,73	46,43
1982	74.276,10	28,06	58.859,58	13,66
1983	117.219,90	57,82	86.186,73	46,43
1984	140.183,00	19,59	95.879,55	11,25
1985	163.121,00	16,36	106.250,30	10,82
1986	194.878,00	19,47	120.896,84	13,78
1987	227.909,00	16,95	128.534,73	6,32
1988	274.700,00	20,53	143.707,69	11,80
1989	311,300,00	13,32	163.609,61	13,85
1990	258.752,00	-16,88	-	-
Fuente. Registro de Caja y Contabilidad Nacional. Elaboración propia.

correspondiente a 1989. Una característica del período muestral es su gran variabilidad.

- En términos reales y utilizando como deflactor el de la serie de inversión en inmuebles residenciales de la Contabilidad Nacional, con base 1980¹⁰⁸, hay que destacar, de nuevo, la gran variabilidad de la serie. El   —248→   valor mínimo corresponde a 1964, con 20.156,4 millones de pesetas y el máximo a 1989, con 163.609,6 millones de pesetas.

Comparando la IEI con las otras formas de inversión extranjera en España (directa y de cartera) se obtiene que en términos brutos, para el período 1962-90, la IEI ocupa el tercer lugar (representa un 15,41% de la inversión total), por detrás de la inversión de cartera (supone un 50,47% del total) y de la inversión directa (un 34,12%). Aunque en términos netos la IEI ocupa también el tercer lugar (representando un 25,10% del total), las diferencias con las otras formas de inversión son menores.

Asimismo, hay que reseñar que, al igual que las otras modalidades de inversión extranjera, la IEI procede mayoritariamente de los países de la OCDE, y dentro de ésta destaca la inversión comunitaria (con un 70% de la IEI entre 1980 y 1990). Respecto al origen geográfico de la IEI hay que destacar su elevada concentración (véase Cuadro n.º 2). En el período 1980-90, los cinco países que más han invertido en inmuebles españoles (Reino Unido, Alemania, Suiza, Francia y EE. UU.) absorben un 73% de la inversión total. Ese porcentaje es de un 62% para los tres principales inversores (Reino Unido, Alemania y Suiza) y de un 32% para el principal país inversor en España, el Reino Unido.

Otro rasgo que vale también la pena reseñar es la elevada concentración geográfica de la IEI (véase Cuadro n.º 3). En concreto, las regiones turísticas del litoral (Andalucía y la Comunidad Valenciana) más las Islas Canarias y Baleares han venido representando un 75% de la inversión en inmuebles verificada por la Administración española¹⁰⁹.

Por otra parte, la modalidad de IEI más frecuente (véanse Cuadros 4, 5 y 6) ha sido la adquisición de viviendas y solares para construcción de viviendas unifamiliares. El destino mayoritario de estas viviendas ha sido el de uso vacacional y el inversor típico en inmuebles españoles ha sido una persona física o una sociedad puramente instrumental (es decir, constituida con el único objeto de adquirir esa propiedad en España).

Por lo que respecta a los efectos económicos de la IEI cabe destacar, en primer lugar, el efecto financiador del déficit comercial por parte de los flujos de IEI. Comparando el volumen total de IEI con el déficit acumulado de la balanza comercial en el período 1962-1990, resulta que la IEI financió un 10,89%, en términos brutos, y un 10,58%, en términos

  —249→  

  —250→  

1988		%	1989	%	1990	%	1988-90	%
Andalucía	64.903 51,34	104.381	49,09	68.304	37,39	237.588	45,54
Aragón	27	0,02	111	0,05	119	0,07	257	0,05
Asturias	204	0,16	65	0,03	99	0,05	368	0,07
Baleares	10.870	8,60	18.618	8,76	14.292	7,82	43.780	8,39
Canarias	19.199	15,19	27.186	12,78	21.539	11,79	67.924	13,02
Castilla-León	59	0,05	216	0,10	275	0,15	550	0,11
Castilla-La Mancha	80	0,06	50	0,02	149	0,08	279	0,05
Cataluña	7.660	6,06	18.740	8,81	24.405	13,36	50.805	9,74
Euskadi	94	0,07	187	0,09	126	0,07	407	0,08
Extremadura	230	0,18	46	0,02	79	0,04	355	0,07
Galicia	177	0,14	371	0,17	715	0,39	1.263	0,24
Madrid	6.375	5,04	23.843	11,21	35.593	19,49	65.811	12,61
Murcia	3.738	2,96	2.920	1,37	3.252	1,78	9.910	1,90
Navarra	163	0,13	1.052	0,49	23	0,01	187	0,04
Rioja	102	0,08	64	0,03	21	0,01	1.238	0,24
Santander	82	0,06	283	0,13	332	0,18	697	0,13
Valencia	12.462	9,86	14.517	6,83	13.337	7,30	40.316	7,73
TOTAL	126.425	100,00	212.650	100,00	182,660	100,00	521.735	100,00
Fuente: DGTE y elaboración propia.

1988		%	1989	%	1990	%	1988-90	%
Edificio	8.247	6,52	42.795	20,12	34.556	18,92	85.598	16,41
Finca rústica	13.255	10,48	15.591	7,33	17.122	9,37	45.968	8,81
Garaje	270	0,21	405	0,19	423	0,23	1.098	0,21
Local comercial	8.109	6,41	12.463	5,86	14.908	8,16	35,480	6,80
Solar	27.021	21,37	37.417	17,60	39.752	21,76	104.190	19,97
Vivienda	68.726	54,36	102.912	48,40	75.124	41,13	246.762	47,30
Otros	797	0,63	1.067	0,50	774	0,42	2.638	0,51
TOTAL	126.425	100,00	212.650	100,00	182.659	100,00	521.734	100,00
Fuente. DGTE y elaboración propia.

  —251→  

1988		%	1989	%	1990	%	1988-90	%
Alquiler	23.531	18,61	53.373	25,10	47.640	26,08	124.544	23,87
Construcción	16.904	13,37	26.963	12,68	35.487	19,43	79.354	15,21
Time-sharing	3.119	2,47	3.043	1,43	5.661	3,10	11.823	2,27
Uso propio	77.972	61,67	102.502	48,20	78.441	42,94	258.915	49,63
Venta	4.898	3,87	36.770	12,59	15.431	8,45	47.099	9,03
TOTAL	126.424	100,00	212.651	100,00	182.660	100,00	521.735	100,00
Fuente: DGTE y elaboración propia.

1988		%	1989	%	1990	%	1 9 88-90	%
Person. física	28.371	22,44	33.081	15,56	23.478	12,85	84.930	16,28
Person. juríd.	98.055	77,56	179.569	84,44	159.183	87,15	436.807	83,72
TOTAL	126.426	100,00	212.650	100,00	182.661	100,00	521.737	100,00
Fuente: DGTE y elaboración propia.

netos, de dicho déficit comercial. Este efecto financiador fue claramente menor que el de la inversión directa (un 24,12% en términos brutos, y un 19,81% en términos netos) y sólo parcialmente mayor para la inversión de cartera (35,68%, en términos brutos, y sólo un 11,76% en términos netos)¹¹⁰.

En segundo lugar, se puede apuntar, de acuerdo con algunos estudios realizados para el período 1985-89¹¹¹, que las entradas de capital extranjero han aumentado la liquidez en el mercado inmobiliario español, lo que ha contribuido, junto a otros factores, a la aparición en dicho período de una «burbuja» especulativa a corto plazo. Esta burbuja ha traído como consecuencia un extraordinario aumento del precio de los activos inmobiliarios, dada la presión de la demanda y la inelasticidad   —252→   a corto plazo de la oferta¹¹². De poder generalizarse los efectos anteriores, tanto las entradas de capital extranjero en el sector inmobiliario como un factor muy ligado a las mismas, la evolución del turismo, jugarían un papel relevante en los ciclos cortos de la vivienda en España y, por consiguiente, en la evolución de los precios inmobiliarios¹¹³.

La modelización de la inversión en inmuebles residenciales se enmarca dentro de los modelos de demanda de consumo duradero con unas características específicas de diferenciación:

- Su tasa de depreciación es mínima comparada con la del resto de los bienes de consumo duradero.

- Su elevado coste provoca que su alquiler y, sobre todo, su compra tengan una gran importancia relativa en los gastos familiares.

- Su adquisición es una forma de colocación del ahorro de las unidades familiares.

El modelo que se plantea en este trabajo¹¹⁴ se refiere a un agente que adquiere un bien de consumo duradero¹¹⁵ en un país extranjero cuyo «precio de demanda» correspondería al valor presente descontado de la corriente de rendimientos esperados y en el que sus alternativas de elección serían los bienes de consumo e inversión del propio país, y los activos financieros de liquidez similar a la de los inmuebles residenciales.

El valor presente descontado de la corriente de rendimientos esperados vendría expresado por:

[3.1]

  —253→  

Y las decisiones de inversión se harán efectivas cuando el precio de los inmuebles (p) sea menor o igual al valor presente descontado:

Pero dado que se está considerando un consumidor extranjero, los precios de los activos alternativos se corresponderían con los bienes de consumo e inversión de su propio país, viniendo afectada la estructura de precios relativos por la evolución de los tipos de cambio, por lo que la ecuación de demanda de inversión en inmuebles residenciales podría escribirse como:

[3.2]

IEI = f (R, p, p*, tce, r)

donde

• = Inversión extranjera en inmuebles residenciales.
• R = Rendimientos esperados de la inversión.
• p = Precio de la inversión residencial en España.
• p* = Índice ponderado de precios de bienes de consumo e inversión de los países de procedencia de inversores en inmuebles residenciales en España.
• r = Tipo de cambio efectivo de los países de procedencia de las inversiones.
• r = Tipo de interés real al que descuenta los inversores sus rendimientos.

Las variables p, p* y tce pueden agruparse en un indicador de competitividad que adoptaría la siguiente forma:

[3.3]

Donde p es un índice de precios para el sector estudiado, concretamente el deflactor de la inversión en inmuebles residenciales (ver Corrales y Taguas, 1989); p* es un índice ponderado del deflactor del PIB de los países industrializados (es decir, son índices de precios relativos de los inmuebles residenciales en España, en términos de los bienes y servicios producidos en los países que concentran la inversión residencial en nuestro país) y tce es un índice del tipo de cambio efectivo   —254→   nominal, definido de forma que un aumento significa una apreciación nominal de la moneda nacional (es decir, es la inversa del tipo de cambio tal y como se define habitualmente). Así pues, PRR podría considerarse como una relación real de intercambio (véase Kenan, 1989) para el sector de inmuebles residenciales.

Los rendimientos esperados de las inversiones extranjeras en inmuebles residenciales, dadas las características de las mismas, consistirían fundamentalmente en servicios de alojamiento, alquileres, etc. En este sentido, los ingresos por turismo en términos reales podrían considerarse como una aproximación a la evolución del volumen de servicios de alojamiento demandados por extranjeros, apareciendo en la ecuación de demanda de IEI como una variable nivel.

El tipo de interés real a largo plazo concretaría, en el momento de la inversión, la tasa a la que los agentes descuentan los rendimientos esperados de la misma.

Por tanto, el modelo [3.2] se puede especificar como:

[3.4]

donde

• IEIt = Inversión extranjera real en inmuebles residenciales en España.
• TRt = Ingresos por turismo en términos reales.
• PRRt = Índice de competitividad, tipo de cambio efectivo real, o relación real de intercambio en el sector de inmuebles residenciales.
• rt = Tipo de interés ponderado real de los países industrializados.

Los signos esperados para a1, a2 y a3 serían positivo, negativo y negativo, respectivamente, dado que aumentos del tipo de interés efectivo real contraerían los rendimientos esperados por los inversores; aumentos del consumo de familias no residentes deberían traducirse en una mayor demanda de servicios de alojamiento; e incrementos de la relación real de intercambio significarían un encarecimiento de la inversión residencial en relación con activos alternativos.

En esta sección se presenta un análisis descriptivo de las series determinando su orden de integrabilidad.

  —255→  

La serie es el resultado de la información aportada por el Registro de Caja del Banco de España, confeccionada en base a las comunicaciones bancarias de cobros y pagos del y al exterior. De este Registro se puede obtener la serie histórica de inversión bruta y neta, así como de los rendimientos transferidos al exterior. La serie de compras de inmuebles residenciales, por parte de inversores extranjeros, se ha deflactado por los precios de la inversión residencial en España.

La serie analizada se presenta en el gráfico 1. El período muestral comprende desde 1964 a 1990 y exhibe una gran variabilidad. Para evitar la heterocedasticidad de la serie, parece aconsejable su transformación logarítmica. Del análisis gráfico se desprende la necesidad de obtener una primera diferencia para conseguir su estacionariedad (véanse gráficos 1 y 2).

Se utiliza la serie de la publicación Sector Exterior de la Secretaría General de Comercio (1990). El período muestral comprende desde 1964 a 1990. Esta serie, en su transformación logarítmica (gráfico 3), presenta una tendencia creciente con un máximo en 1988 y un mínimo en 1964 y su primera diferencia genera una serie claramente estacionaria (véase gráfico 4).

La relación real de intercambio para el sector de inmuebles residenciales, definida en [3.3], se ha elaborado en base a las siguientes variables: la relación entre el deflactor de la inversión residencial en España y un índice ponderado del deflactor del PIB en los países desarrollados (los cuales concentran la mayor parte de la inversión extranjera residencial en España) podría considerarse como una buena «proxy» de los precios para la asignación del gasto de las familias no residentes entre bienes inmuebles en España y bienes de consumo e inversión en su propio país. Se ha tenido en cuenta que el tipo de cambio es una variable relevante en las decisiones de consumo o inversión en países extranjeros y que no puede considerarse incorporada en los precios, pues su evolución depende no sólo de los diferenciales de inflación, sino también de decisiones de los Bancos Centrales.

  —256→  

La evolución de la relación real de intercambio, en su transformación logarítmica (gráfico 5), presenta un máximo en el año 1990 y un mínimo en 1964 recogiendo el efecto de la devaluación de diciembre de 1982. Del análisis gráfico se desprende la necesidad de obtener una diferencia en la serie para su transformación estacionaria (véase gráfico 6).

Esta serie se ha construido considerando los tipos de interés ponderado real de largo plazo de los países desarrollados.

Teniendo en cuenta el origen de la inversión en inmuebles reflejada en el cuadro 2 y el porcentaje que sobre el total representa la correspondiente a cada país, podría haberse preparado un tipo de interés real de los países inversores en inmuebles ponderado por la importancia que la inversión, por países, representaba respecto del total, pero este tratamiento presenta, a nuestro juicio, los siguientes problemas:

- La excesiva variabilidad de las ponderaciones por países como se desprende del análisis del cuadro 2.

- Países como Estados Unidos y, fundamentalmente, Japón tienen poca importancia como inversores en inmuebles en España, pero el efecto global que en las decisiones de inversión tiene la evolución de sus tipos de interés es considerable.

Por lo tanto, la serie de tipo de interés real de largo plazo de los países desarrollados, se ha construido teniendo en cuenta la serie publicada en el Apéndice Estadístico del Informe Económico del Banco de España. Para ampliar la muestra se han considerado los tipos de interés a largo plazo de los países con monedas más fuertes: Estados Unidos, República Federal Alemana, Reino Unido, Francia y Japón, ponderando por la participación media anual de las distintas monedas en la deuda exterior española. Para deflactar la serie se ha utilizado un índice ponderado de los deflactores del PIB de los países más representativos, utilizando una ponderación fija para cada año, obtenida a partir de la participación de dicho país en la deuda exterior española.

Del análisis gráfico de la serie se desprende que una diferencia la transforma en estacionaria (véanse gráficos 7 y 8).

  —257→  

En este epígrafe se aborda la determinación del orden de integrabilidad de cada una de las variables, mediante los tests de Dickey-Fuller (D-F) y Dickey-Fuller aumentado (D-F-A), para la contrastación de raíces unitarias en la parte autorregresiva (véase Andrés et al., 1990).

En el Cuadro 7 se presentan los resultados de contrastar la hipótesis nula de que la inversión extranjera en inmuebles en términos reales, los ingresos por turismo en términos reales, la relación real de intercambio y el tipo de interés real ponderado son integrables de orden uno, I(1), teniendo en cuenta los valores críticos al 5%, no se puede rechazar la existencia de una raíz unitaria, y podemos concluir, coincidiendo con el análisis gráfico, que las series son integrables de orden uno.

La inversión extranjera en inmuebles en términos reales presenta una constante, sin incluir tendencia lineal, y para un nivel de confianza del 95% no se puede rechazar la existencia de una raíz unitaria, por lo que

  —258→  

no hay evidencia en contra de que la serie sea integrable de orden uno.

Los ingresos por turismo en términos reales presenta una tendencia lineal; al 95% no se puede rechazar la existencia de una raíz unitaria, y podemos concluir que, coincidiendo con el análisis gráfico, la serie es integrable de orden uno.

En esta sección se analiza la existencia de una relación de equilibrio entre las variables consideradas en [3.4]. En este sentido, se utiliza la teoría de la cointegración como método de selección de variables, para obtener una especificación econométrica de la relación teórica [3.4]. Se adopta una estrategia gradual, partiéndose de las relaciones más sencillas y considerando nuevas variables hasta encontrar relaciones que puedan considerarse satisfactorias¹¹⁶.

Como se ha concluido en la sección anterior, todas las variables consideradas son integrables de orden uno¹¹⁷. Se intenta pues encontrar una combinación lineal de las variables que sea integrable de orden cero¹¹⁸. La relación a largo plazo se ha estimado por mínimos cuadrados ordinarios y el resultado se puede ver en el cuadro 8.

Para contrastar la presencia de una raíz unitaria en los residuos de equilibrio a largo plazo, puede usarse el test de Sargan y Bhargava, basado en el estadístico Durbin-Watson de la regresión de cointegración (CRDW). Si existe una raíz unitaria no se rechaza la no cointegración

  —259→  

y el CRDW tiende a cero. Para tres variables y una muestra de 50 observaciones, el valor crítico para un nivel de significación del 5 por ciento es 0,89 (Dolado, 1989), por lo que se puede rechazar la presencia de una raíz unitaria. Para dar robustez a las conclusiones se utiliza, igualmente, el test de Dickey-Fuller sobre los residuos de la regresión de cointegración. En este caso, el valor crítico al 5 por ciento para tres variables y una muestra de 50 observaciones es de -3,75 al 5 por ciento.

Por tanto los contrastes de cointegración ofrecen un resultado ambiguo. Este resultado no es sorprendente ni inusual dado el pequeño tamaño de las muestras, 27 observaciones (Jenkinson, 1986 y Sosvilla-Rivero, 1990). Dada esta ambigüedad se puede hacer uso del Teorema de Representación de Granger (Engle y Granger, 1987) que establece que si un conjunto de variables están cointegradas existirá una especificación del modelo dinámico en forma de modelo de corrección de error y viceversa. Así pues, la correspondencia entre cointegración y modelo de corrección de error puede utilizarse como un contraste muy robusto de la validez de regresión de cointegración como una relación de largo plazo (Fry et al. 1990).

En la siguiente sección se presenta el resultado de estimar el modelo de corrección de error (MCE) en una etapa (véase Andrés et al. 1990), obteniéndose un t ratio significativo para el coeficiente de corrección de error (CE), lo que confirma que la relación reportada en el cuadro 8 es de equilibrio.

En esta sección se estima un modelo dinámico para la inversión extranjera en inmuebles residenciales, sobre la base de la relación de largo plazo de la sección anterior. El teorema de representación de Granger (Engle y Granger, 1987) establece un vínculo natural entre la teoría de la cointegración y los modelos de corrección de error. Por tanto, y en base a la relación de cointegración del cuadro 8, se procede a la estimación del MCE, cuyos resultados se pueden ver en el cuadro 9.

La estimación se ha llevado a cabo por mínimos cuadrados no lineales, especificándose la dinámica por los métodos habituales. Los resultados reproducen esencialmente los parámetros de la relación de largo plazo estimados en la sección anterior.

  —260→  

Cabe resaltar el fuerte efecto de los ingresos por turismo en términos reales sobre la inversión extranjera en inmuebles residenciales. La elasticidad de largo plazo estimada es 2,42 y la de corto plazo, 0,94. Estos resultados son indicativos de que, tanto a corto como a largo plazo, la evolución de los ingresos por turismo en términos reales explica, en gran medida, los cambios en la inversión real en inmuebles de los mismos.

Por lo que respecta a la relación real de intercambio del sector de inmuebles residenciales, los resultados avalan la hipótesis de que también tiene un efecto importante sobre la inversión extranjera en inmuebles. La elasticidad estimada de largo plazo es -1,096, siendo la de corto plazo de -1,65.

Cabe destacar, igualmente, la presencia de un efecto acelerador en el tipo de interés real ponderado de los países desarrollados, como un factor explicativo a corto plazo, de los cambios en la inversión extranjera en inmuebles. No se encuentra, por el contrario, efecto alguno del tipo de interés efectivo real a largo plazo. Estos resultados avalan el papel que esta variable juega en las decisiones de inversión, como «proxy» de las expectativas de los agentes acerca de la evolución de la rentabilidad de activos financieros alternativos a los inmuebles residenciales y de similar liquidez.

Por último, el coeficiente estimado para el término de corrección de error es -0,52, pudiendo interpretarse como el porcentaje que los agentes corrigen de la desviación respecto a la relación de largo plazo o equilibrio en que se incurrió en el período anterior.

  —261→  

1) Test
Box-Pierce	Valor	Valor crítico al 5%
Q(4)	3,56	7,81
Q(8)	10,1	14,07
2) Correlación Serial Test de Lagrange
LM(1)	0,32	3,84
LM(2)	0,1	3,84
LM(3)	0,2	3,84
LM(4)	0,1	3,84
3) Heterocedasticidad
Test de Engle	0,52	3,84
4) Normalidad de los residuos
Bera-jarque	1,08	5,99
5) Estabilidad
Período Muestral	Ec	Valor crítico al 5%
1968-90	3,6	4,60
1969-90	2,15	3,63
1970-90	2,6	3,29
1971-88	2,40	3,48
1967-89	0,405	4,59
1967-88	0,202	3,63
1980-90	1,71	3,39
1975-88	1,81	4,77
6) Endongeneidad de variables independientes
Variable	Ecuación cuadro 9	Valor crítico al 5%
TR	1,54	2,16
PRR	0,026	2,16

El ajuste obtenido por el modelo es bastante aceptable, como se puede ver en el gráfico 9, dada la variabilidad muestral de la inversión extranjera en inmuebles. No se detectan «outliers» al 95%, por lo que el modelo tiene capacidad explicativa para los períodos de crisis de la inversión extranjera, que coinciden en el tiempo con las dos grandes crisis energéticas de la década de los setenta.

  —262→  

Los residuos de la ecuación estimada que se presenta en el cuadro 4 se han sometido a diferentes contrastes de validación. La presencia de correlación serial se ha contrastado mediante el test de Lagrange, superándose ampliamente. Se presenta, también, el test Arch de Engle para detectar la presencia de heterocedasticidad, el de normalidad de los residuos de Bera-Jarque, y el del Chow sobre estabilidad de los coeficientes, superándose los mismos.

El modelo de largo plazo estimado es consistente en cuanto a los signos expresados por la teoría, v. g. aumentos en la relación real de intercambio del sector de inmuebles residenciales, supondrían caídas en la inversión extranjera en el sector, y viceversa, así como incrementos de los ingresos por turismo en términos reales generarían aumentos en la inversión extranjera residencial.

Dada la existencia de una relación de cointegración entre las variables queda justificada la especificación de un modelo de corrección del error (Teorema de Granger). En el modelo estimado, el cual recoge de forma aceptable las desviaciones de IEI respecto de su relación de equilibrio a largo plazo, se ha incluido la segunda diferencia del tipo de interés a largo plazo de los países industrializados, lo que pondría en evidencia que los agentes valoran la aceleración en los cambios en dicha variable.

La modelización econométrica efectuada en el estudio pone de evidencia la importancia que la evolución de los ingresos por turismo, como partida fundamental de la serie de consumo de familias no residentes, tiene en la evolución de la inversión extranjera en inmuebles.

La competitividad del sector, expresada como la inversa del tipo de cambio efectivo, aparece como una variable relevante para la explicación del comportamiento de los agentes extranjeros en el momento de tomar decisiones de inversión en inmuebles en nuestro país.

El tipo de interés real ponderado de los países industriales se presenta como una variable explicativa estadísticamente significativa en el corto plazo del modelo de corrección de error estimado y no así en el largo plazo, lo cual avalaría el papel que dicha variable juega en las decisiones de inversión, como expectativa de la tasa a la que los inversionistas deberían descontar sus rendimientos esperados.

  —263→  

Desde la perspectiva de las posibles medidas de política económica que pudieran adoptarse para incentivar este tipo de inversión extranjera en España, este trabajo puede aportar un mayor conocimiento para el diseño de medidas adecuadas aunque, por supuesto, es necesario englobar el análisis en un modelo macroeconómico que incorpore todo tipo de relación entre las variables, así como la posibilidad del tratamiento de los ingresos por turismo en términos reales como variable endógena. De los resultados obtenidos en el modelo econométrico ajustado, podría deducirse que políticas estimuladoras del turismo en España, tendrían como efecto añadido incrementos de la inversión en inmuebles; asimismo, es de destacar la importancia que tienen los precios y la evolución del tipo de cambio para fijar las condiciones de competitividad del Sector.

  —264→  

  —265→  

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  —267→  

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This paper estimates an equation for foreign investment in housing in Spain over the period 1964-1990. This variable is found to depend on tourism expenditures, competitiveness as measured by the effective real exchange rate and, in the short run, the real interest rate.

  —270→  

Universidad Autónoma de Madrid

El trabajo presentado por Antonio Carrascosa y Luis Sastre aborda el estudio de la inversión extranjera en inmuebles en España (IEI). En este campo de la investigación económica las aportaciones existentes son poco numerosas, constituyendo este hecho un primer argumento sobre el interés del trabajo realizado.

El trabajo se compone de dos partes claramente diferenciadas. En la primera se elaboran diferentes series referidas a los flujos de IEI en España y se realiza un análisis descriptivo que ayuda a comprender las principales dimensiones sobre las que se ha sostenido el fenómeno estudiado (evolución temporal, ámbito geográfico, destino del inmueble, tipo de inmueble, etc.) y su impacto en la balanza de pagos. La tarea realizada en esta parte del trabajo aporta una información de indudable valor para las investigaciones que en el futuro se planteen en torno a la IEI en España.

En la segunda parte del trabajo se propone un modelo teórico con el fin de explicar el fenómeno de la IEI en España identificando sus principales factores determinantes. Dicho modelo se estima utilizando la metodología econométrica de la cointegración. Mis consideraciones sobre esta parte del trabajo son de carácter general y dirigidas a la formulación del modelo. Algunos comentarios, sin embargo, se referirán a aspectos concretos de los datos incorporados en el análisis econométrico.

En primer lugar, los autores afirman que su modelización se basa en el comportamiento de un agente no residente que optimiza sus decisiones de compra de un bien de consumo duradero en España, una vivienda con fines residenciales y no de inversión. En este sentido, el estudio del fenómeno de la IEI en España se limita, al no considerar España como un destino alternativo a otros países en la compra de un inmueble por parte de un no residente. Es decir, se supone que la elección del país donde se desea comprar el inmueble se toma separadamente y con anterioridad a la propia decisión de compra, y por tanto no se explica por qué es elegido nuestro país como destino de la IEI. Por otra parte, al no considerar la demanda de inversión queda sin explicar una parte del fenómeno de la IEI.

En segundo lugar, la razón que aducen los autores para justificar que   —271→   su modelo se limite a explicar la demanda por parte de no residentes de viviendas con fines residenciales consiste, en que en términos cuantitativos la mayor parte de la IEI en España se ha realizado en el pasado con fines vacacionales. Sin embargo, no incorporan entre las variables explicativas del modelo ningún factor de terminante de la demanda turística en nuestro país.

Si consideramos que la IEI en España se nutre de la demanda de particulares y/o unidades familiares que demandan servicios de alojamiento fuera de su país de origen, fundamentalmente con fines vacacionales la explicación del fenómeno debería considerar que los modelos de comportamiento individual de estos agentes serán diferentes según sus características sociodemográficas, culturales, ciclo de vida familiar, etc. Para explicar este tipo de demanda y conocer los factores que la determinan es necesario, en nuestra opinión, establecer el perfil del inversor extranjero que se dirige a nuestro país demandando servicios «permanentes» de alojamiento con fines vacacionales. Este argumento se encuentra claramente reflejado en los modelos de demanda de vivienda formulados y estimados en algunos países como EE. UU., Reino Unido o Suecia. Algunos trabajos como los de King (1980), Henderson e Ioannides (1985) y Brownstone y Persson (1988) encuentran significativas las variables sociodemográficas en sus modelos sobre elección del régimen de tenencia y cantidad demandada de vivienda. En concreto, el nivel de estudios, la edad y el estado civil eran variables determinantes de la probabilidad de compra y de la cantidad comprada. En mayor medida cabe esperar que este tipo de características del individuo o familia afecten a la decisión de compra de una vivienda residencial en un país extranjero.

Por esta razón, los modelos de demanda agregada deben incorporar variables que midan la evolución de los factores sociales que delimitan el segmento poblacional que considera nuestro país como destino vacacional prioritario, además de incorporar las variables económicas; precio del bien, precio de los bienes alternativos, tipo de cambio, servicios esperados y renta. En este sentido, también sorprende que la variable renta no se incorpore en el modelo propuesto, a pesar de que los autores reconocen que una de las características que diferencian la inversión en vivienda frente a otras demandas de bienes de consumo duradero es la importancia relativa que esta compra representa en el gasto familiar.

En tercer lugar, en el modelo se consideran como alternativas de inversión a la adquisición de una vivienda en España todos los bienes   —272→   de inversión y consumo del país de origen y los activos financieros de liquidez similar a la de los inmuebles residenciales. Este planteamiento, en mi opinión, adolece de generalidad, ya que difícilmente la compra de una vivienda puede considerarse una alternativa racional a la compra de bienes de consumo corriente. Por otra parte, si la demanda que se pretende explicar es la de un bien de consumo duradero en términos del servicio que presta, y no considerando su potencial como bien de inversión, el conjunto de los bienes alternativos debería tener en cuenta esta limitación impuesta al modelo por los propios autores.

Finalmente, pienso que para la estimación del modelo debería haberse depurado la serie de IEI con el fin de eliminar el componente que en la misma existe de compra de inmuebles por parte de no residentes con fines distintos a los que contempla el modelo (demanda de inmuebles como bien de inversión). Sobre todo en los últimos años de la serie, donde parece que la IEI en España muestra algunos cambios cualitativos, que en mi opinión no quedan claramente explicados en el texto del trabajo. Por ejemplo, desde 1988 se observa una importante caída de la participación de la IEI en las Comunidades tradicionalmente turísticas. También se observa una caída de la cuota de IE en vivienda frente a un incremento de la IEI en edificios, y del destino uso propio frente al uso de alquiler o venta. En este sentido, podría haberse estimado el modelo con las cifras referentes a las Comunidades Autónomas de destino tradicionalmente turístico o haberse construido una serie con el IEI cuyo destino declarado fuese el uso propio. Esta serie, en mi opinión, sería la que mejor reflejaría la demanda generada por los agentes extranjeros que toman la decisión de comprar un bien de consumo duradero, vivienda, en nuestro país.

En relación a la variable proxy utilizada para medir los servicios de alojamiento, el consumo real de no residentes, considero que el contenido informativo de dicha variable no es el adecuado, por diferentes razones, entre ellas destacan las siguientes: 1) el consumo real de no residentes no es independiente de la IEI, 2) mide en parte la demanda de bienes sustitutivos (hoteles, alquileres de viviendas) que no se ha incorporado al modelo vía precios, 3) incrementos en la tasa de consumo individual de bienes de compra corriente provocaría incrementos en el consumo real agregado que nada o poco tiene que ver con incrementos en los servicios de alojamiento esperados, 4) es una variable que en gran medida refleja la tendencia general de la evolución de la economía.

Para terminar estos comentarios, que en su mayoría son simplemente   —273→   reflexiones suscitadas por el interés que despierta el trabajo, considero que el grado de validez del modelo presentado es notable desde el punto de vista predictivo, sin embargo, adolece de algunas limitaciones como modelo explicativo del fenómeno de la IEI en España, y por tanto su utilidad para la toma de decisiones por parte de los agentes privados o públicos queda reducida.

Brownstone, D.; Englund, P. y Persson, M. (1988); «A Microsimulation Model of Swedish Housing Demand», Serie n.º 381, Institute for International Economic Studies.

Henderson, J. e Ioannides, Y. (1985), «Tenure Choice and Demand for Housing», Económica, 53.

King, M. A. (1980); «An Econometric Model of Tenure Choice and Demand for Housing as a Joint Decision», Journal of Public Economics, 14.

Universidad Carlos III de Madrid

En primer lugar quiero agradecer a los organizadores de este simposio el haberme invitado a participar como comentarista del trabajo de Carrascosa y Sastre. Me parece que su elección ha sido arriesgada ya que, como ellos bien saben, no soy un experto en temas de inversión extranjera.

En segundo lugar quiero dar la enhorabuena a los autores por el excelente análisis descriptivo de la evolución de la inversión extranjera en inmuebles, (IEI), en España desde mediados de los años sesenta. En mi opinión, las características de este tipo de inversión han sido expuestas claramente y están bien documentadas.

Con respecto a las características de la IEI en España yo destacaría las siguientes:

1. Los países de la Comunidad Económica Europea (CEE) representan el 70 % de la IEI, durante la década de los ochenta.
2. El Reino Unido, Alemania y Suiza realizan el 62 %.
3. El principal inversor es el Reino Unido con una participación del 32%.

En cuanto al destino de la IEI:

  —274→  

1. A Andalucía, Valencia, Baleares y las Islas Canarias se dirige el 75 % del total de la IEI.
2. Sólo Andalucía representa el 45 %.

La IEI en Madrid ha tenido una evolución ascendente llegando a pasar de un 5 % en 1985 hasta casi un 20 % en el año 1990 (esta característica no ha sido comentada por los autores y puede haber tenido un importante efecto en la mencionada burbuja especulativa).

En cuanto al tipo de inmueble al que va dirigida la inversión extranjera hay que destacar las viviendas unifamiliares y solares para uso vacacional.

Con respecto a las características antes mencionadas me atrevería a sacar las siguientes conclusiones sobre el tipo de análisis que habría que hacer:

1) No tiene mucho sentido tratar de explicar las decisiones de los inversores extranjeros de forma agregada y homogénea, ya que como hemos visto solamente tres países ya representan el 62 % de la IEI. Por lo menos, habría que distinguir entre los tres principales países y el resto de los países y a su vez estudiar a cada uno de esos tres países por separado.

2) No da la impresión de que la IEI en Madrid haya aumentado su participación en los últimos años por motivos vacacionales. Por ello se debería tratar de forma especial ya que, como antes hemos dicho, puede estar jugando un papel fundamental en la mencionada burbuja especulativa.

3) No parece que se pueda estudiar la IEI en España, sin por lo menos distinguir entre Andalucía, Valencia, Baleares, las Islas Canarias y por otro lado el resto de España.

Una vez hechos estos comentarios generales pasaré a comentar los resultados del estudio econométrico realizado sobre la IEI a nivel agregado.

El apartado tercero se dedica a formalizar «el modelo» de IEI. Sin tener nada en contra de lo que allí se dice no puedo por menos que sorprenderme de que a esa discusión heurística y no rigurosamente formalizada sobre las relaciones y signos esperados entre las variables económicas, se le denomine «un modelo». Mi crítica por tanto no es al contenido del apartado 3, sino al pretencioso título que se le ha dado.

En cuanto a los aspectos de la discusión heurística que pueden ser relevantes para explicar la IEI creo que deberían incluirse elementos como restricciones de liquidez, hipotecas, tratamiento fiscal diferencial entre los países y características cualitativas (zona costera, islas, etc.).

  —275→  

La función de inversión a estimar aparece en la ecuación (3.4). Esta función de inversión tiene los tres ingredientes fundamentales: variables de escala, precios relativos y coste de oportunidad.

En cuanto a los datos utilizados hay dos que especialmente me parecen poco apropiados.

El primero es la utilización de los ingresos por turismo (TR) como sustituto cercano de los servicios de alojamiento y alquileres. En todo caso parece que esta variable debería estar altamente correlacionada con la IEI, que ambas se determinan conjuntamente y que, por tanto, ambas deberían ser variables endógenas a explicar por el modelo general.

El segundo es el índice de competitividad construido. Este índice debería indicar los precios relativos relevantes para las decisiones de IEI. Dado que los precios nacionales (P) son los de la inversión residencial, con los precios extranjeros de la inversión residencial, sin incorporar los bienes de consumo, se debería formar el índice de precios del exterior.

La metodología econométrica que utilizan es apropiada dadas las características de los datos no estacionarios, y el modelo al que llegan parece ser interpretable en términos económicos ya que satisface los contrastes de especificación realizados. Sin embargo, se echa de menos la estimación del modelo de corrección de error en 2 etapas. Sería muy informativo sobre el por qué no aparece una constante en el modelo dinámico.

A la luz de los resultados de la estimación no parece que, a nivel agregado, haya ninguna burbuja especulativa a corto plazo, como se menciona al final del apartado 2, ya que el modelo dinámico ajusta bien durante el período 85-89.

Para concluir quiero reconocer que a pesar de haber dicho, en la primera parte de este comentario, que para entender los determinantes de la IEI en España habría que hacer un estudio más desagregado, es cierto que el presente trabajo puede ser de gran utilidad por otros motivos. No sólo por ser uno de los trabajos empíricos pioneros sobre este tema, sino por ser de interés para otros objetivos. Puede por ejemplo servir de guía para desagregar algunas de las ecuaciones de comportamiento del modelo MOISEES de la Dirección General de Planificación del Ministerio de Economía y Hacienda.

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Charles Bean apunta que la inversión extranjera en inmuebles parece relativamente fácil de explicar pues bastaría con preguntarles a los ciudadanos del Reino Unido los motivos por los cuales eligen España para sus vacaciones. Justifica esta afirmación en la similitud que ha advertido entre el perfil de la serie de inversiones extranjeras en inmuebles y la evolución de algunos indicadores macroeconómicos de su país durante el mismo período.

E. Graham reflexiona en torno a las características del trabajo econométrico que se ha expuesto en esta y en otras ponencias del Simposio, preguntándose si la especificación de los modelos no estará más condicionada por la metodología de estimación que se utiliza que por la teoría que se quiere contrastar, cuando en su opinión debería ser lo contrario.

Finalmente Javier Quesada interviene proponiendo que dentro de la categoría de inversión vacacional debería distinguirse por su importancia, especialmente en determinadas zonas, la inversión materializada en residencias para jubilados.

Los autores contestan, en relación a la desagregación, dentro de la inversión vacacional, de la inversión en residencias para jubilados, que los datos elaborados por el Ministerio de Economía no contemplan esa distinción, presentando únicamente cifras totales de inversión vacacional o para uso propio.

Juan José Dolado interviene para responder a las observaciones sobre las características del trabajo econométrico. Bajo su punto de vista las técnicas econométricas deben utilizarse siempre al límite de sus posibilidades técnicas y su utilización correcta y cuidadosa debe ser útil para detectar y diagnosticar posibles errores en la especificación del modelo.