ECONOMIAS - Universidad Autónoma de Colombia

ECONOMÍA
Y DESARROLLO
, VOLUMENCOMO
5 NÚMERO
1, MARZO
2006 BILATERAL
ECONOMÍAS DE
ESCALA Y DIFERENCIACIÓN
DE PRODUCTOS
DETERMINANTES
DEL COMERCIO
65
Economías de escala y diferenciación
de productos como determinantes del
comercio bilateral en los países del
continente americano:
Una prueba empírica
FERNANDO J. ESTUPIÑÁN VARGAS*
Resumen
Este trabajo realiza una estimación de la ecuación de gravedad por tipo de productos
con el fin de establecer si los mercados ampliados —mediante acuerdos de libre
comercio— permiten a las firmas explotar economías de escala. Las estimaciones de
corte transversal utilizando análisis Tobit respaldan la hipótesis de que un mercado
grande para los productos de la industria manufacturera, se traduce en una mayor
producción que genera excedentes suficientes para exportar a mercados socios de
menor tamaño. Este resultado es conocido como efecto de economía doméstica. Un
resultado similar fue obtenido al probar la existencia de un efecto de economía
doméstica ampliada, aunque su magnitud resultó ser menor. De otra parte, las
estimaciones basadas en datos de panel con efectos fijos producen resultados
opuestos sustentando la existencia de un efecto reverso de economía doméstica.
Este resultado, aparentemente contradictorio, evidencia que las estimaciones de
corte transversal reflejan el equilibrio de largo plazo, mientras que las estimaciones
de efectos fijos reflejan desviaciones de corto plazo con respecto al equilibrio.
Abstract
This paper addresses the estimation of the gravity equation by type of products to
establish the extent to which the expanded market (resulting from free trade
agreements) provides firms with a sufficient market in order to exploit economies
of scale. Estimations based on cross-sectional Tobit analysis support the hypothesis
that a large domestic market for the products of the manufacturing industry
translates into a larger production, thus generating a surplus which is exported to
a smaller partner. A similar result has been obtained for the expanded home market
effect, although it appears to be smaller than home market effect. On the other hand,
estimations based on panel data fixed effects neither support the hypothesis of
home market effects nor expanded home market effect. This apparently contradictory
result is explained by assuming that cross-sectional analysis reflects the long run
equilibrium, whereas panel data analysis reflects short run deviations from
equilibrium.
Palabras clave: efecto de economía doméstica, competencia monopolística, ecuación
de gravedad, diferenciación de producto, comercio internacional.
Clasificación JEL: F12, F14
*
MSc en Economía Universidad de Warwick, Asesor Superintendencia de Industria y Comercio.
E-mail: festupinan@correo.sic.gov.co
Fecha de recepción: noviembre 22 de 2005 / Fecha de aceptación: marzo 21 de 2006.
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FERNANDO J. ESTUPIÑÁN VARGAS
1. Introducción
La literatura económica provee varias teorías que apoyan la idea de que el
libre comercio permite asignar recursos donde son más productivos y rentables.
Una de estas teorías se deriva del modelo de competencia monopolística, con
el cual se ha mostrado que el comercio mejora el dilema que enfrentan las
naciones cuando en su política comercial deben decidir entre promover la
eficiencia de las economías de escala o la mayor competencia y disponibilidad
de variedades para el consumidor.
El modelo propuesto por CHAMBERLIN (1936) y adaptado por KRUGMAN (1979) para
explicar el comercio internacional describe un mercado con un gran número
de firmas, cada una produciendo una variedad única de un producto
diferenciado y sin barreras de entrada.
La predicción clave de este modelo es que la liberalización del comercio entre
países implica que algunas firmas deben salir en cada uno, mientras que las
firmas que permanecen expanden su producto y aprovechan las economías
de escala. Sin embargo, en el modelo no hay explicación alguna acerca de
dónde se ubicarán las firmas que permanecen en el mercado, es decir, de los
patrones de comercio.
Para contestar esta pregunta es posible usar otro modelo introducido por
KRUGMAN (1980) en el cual los rendimientos crecientes de escala juegan un
papel importante en la localización de las firmas. De acuerdo con KRUGMAN, una
amplia demanda en el mercado local aumenta la producción doméstica para
exportaciones. Cuando dos países tienen comercio, el más grande producirá
un mayor número de productos y será el exportador neto de productos
diferenciados. Este fenómeno se denomina “efecto de economía doméstica”
y se deriva del hecho de que una reducción en las barreras al comercio genera
una relocalización de las firmas hacia el mercado más grande donde pueden
explotar economías de escala y exportar hacia el mercado más pequeño,
convirtiéndose así en exportador neto.
Como resultado de este proceso, los países terminarán completamente
especializados en diferentes variedades de productos. Este tipo de comercio
se conoce como comercio intraindustrial y puede describirse a través de la
ecuación de gravedad.
La ecuación de gravedad refleja el hecho de que el comercio bilateral entre
dos países está relacionado positivamente con sus respectivos ingresos y
negativamente con la distancia entre ellos. La teoría que sustenta esta
ecuación predice coeficientes del ingreso de cada país iguales a la unidad
(HELPMAN, 1987 y HEAD, 2003). No obstante, FEENSTRA, MARKUSEN y ROSE (2001),
Economía y Desarrollo - marzo 2006, vol. 5, n° 1
ECONOMÍAS DE ESCALA Y DIFERENCIACIÓN DE PRODUCTOS COMO DETERMINANTES DEL COMERCIO BILATERAL
67
afirman que coeficientes diferentes a la unidad pueden ser usados para
probar hipótesis alternativas. En particular, estos autores presentan una
metodología y evidencia empírica para demostrar competencia monopolística
y diferenciación de producto.
El presente artículo se enfoca en la aplicación de dicha metodología empleando
una muestra de países en el hemisferio occidental, con una variación al
modelo de competencia monopolística. La pregunta central que busca responder
este trabajo es en qué medida el mercado expandido —mediante un acuerdo
de libre comercio— provee a las firmas locales con suficiente mercado para
explotar economías de escala. En otras palabras, si existe o no un efecto de
economía doméstica ampliada. Naturalmente, para responder esta pregunta
se buscará modelar el comportamiento del comercio intraindustrial o de
productos diferenciados, especialmente caracterizado por economías de
escala.
Esta aproximación está motivada por el hecho de que la mayor parte de
acuerdos de libre comercio en el hemisferio occidental han sido implementados
bajo el supuesto que los mercados nacionales pueden ser expandidos mediante
la integración con otros países. Lo anterior resalta la necesidad de determinar
si los mercados expandidos mediante acuerdos de integración generan una
mayor demanda, que permite a las empresas explotar economías de escala no
disponibles antes del acuerdo de integración.
Para avanzar en ese propósito, en este artículo se ha seleccionado una
muestra de 19 países del hemisferio occidental. Estos países reportan el 99%
de las exportaciones del hemisferio y han estado involucrados en 11 acuerdos
de libre comercio, dentro de los cuales se destacan el TLCAN, Comunidad
Andina y Mercosur 1 . Además, la mayor parte de países de la muestra son
economías pequeñas que han orientado recientemente su política comercial
hacía la liberalización para promover la producción de bienes industriales.
Este análisis se presentará de la siguiente manera. La sección dos discute
brevemente el modelo de competencia monopolística, sus derivaciones en
términos de efecto de economía doméstica y algunos trabajos empíricos
relevantes para la discusión. La tercera sección explica los datos y la muestra
utilizada para probar la hipótesis de economía doméstica.
En la cuarta sección se hace una descripción de la metodología y el modelo
econométrico. En particular, esta sección muestra las modificaciones
realizadas al modelo de FEENSTRA, MARKUSEN y ROSE (2001) y la selección de las
técnicas econométricas, las cuales determinarán diferentes conclusiones.
1
Los países no incluidos en esta muestra corresponden a aquellos países del Caribe con participaciones pequeñas
en exportaciones.
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FERNANDO J. ESTUPIÑÁN VARGAS
Esta sección es seguida por la presentación de los resultados empíricos
después de aplicar el modelo en la quinta sección. Por último se presentan
algunas conclusiones.
2. Revisión de la literatura existente
2.1. Literatura teórica
La ausencia de argumentos satisfactorios por parte de la teoría del comercio
internacional, y en particular de la teoría de la competencia perfecta, para
explicar el comercio entre países de similares características y en productos
similares, motivó el surgimiento de un nuevo conjunto de postulados teóricos
basados en la noción de economías de escala. Este supuesto es inconsistente
con el modelo de competencia perfecta porque reconoce que las firmas
pueden explotar tales economías de escala, y consecuentemente, ejercer
cierto poder de mercado.
En este contexto, un modelo apropiado para explicar el comercio es el de
competencia monopolística, formulado originalmente por CHAMBERLIN (1936),
desarrollado por DIXIT y STIGLITZ (1977), y aplicado al comercio internacional por
KRUGMAN (1979). Este es un modelo basado en demanda de muchas variedades
por parte de los consumidores de bienes diferenciados que son indiferentes
entre productos pero tienen preferencia por la diversidad.
En este modelo el número de variedades es determinado endógenamente y
el equilibrio es alcanzado cuando los individuos y las firmas maximizan sus
funciones de utilidad y beneficios, respectivamente. El equilibrio es simétrico
(precios y cantidades son las mismas para todas las variedades) y corresponde
a la situación en la cual los beneficios son nulos, o alternativamente, el
precio iguala el costo medio.
Al introducir el intercambio comercial en el modelo, se pueden establecer
interesantes conclusiones sobre la relación entre economías de escala y
comercio. Inicialmente, el modelo asume una situación en la que dos países
de tamaño y tecnología similar se desplazan desde autarquía hacia el libre
comercio (como resultado de un acuerdo comercial entre ellos, por ejemplo).
El comercio surgirá entre ellos porque cada uno produce bienes diferenciados.
Las firmas exportarán al otro país, mientras que en el mercado local
enfrentarán competencia de las firmas extranjeras. Este incremento en el
número de competidores disminuirá el precio de los bienes (FEENSTRA, 2003, p.
141).
La reducción en el equilibrio de precios representa una ganancia para los
consumidores; sin embargo, existe una ganancia adicional. El número de
variedades después de la liberalización es la economía combinada, es mayor
que el número de variedades en cada país en autarquía.
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ECONOMÍAS DE ESCALA Y DIFERENCIACIÓN DE PRODUCTOS COMO DETERMINANTES DEL COMERCIO BILATERAL
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Considerando cada país individualmente, la liberalización del comercio
reduce el número de productos por el menor precio a lo cual las firmas
reaccionan aumentando la producción. Dado que el tamaño de la población es
fijo, el incremento de la producción implica una reducción en el número de
firmas en cada país, mientras que las que sobreviven comienzan a explotar
economías de escala.
En la economía integrada, más variedades están disponibles para los
consumidores y cada firma produce más, y en consecuencia, puede ofrecer
un precio más bajo. Esta es la razón por la cual el comercio es visto como una
fuente de ganancias aún cuando los países no difieran en cuanto a tecnología
y recursos.
KRUGMAN (2003) resalta el hecho de que el modelo de competencia monopolística
ayuda a entender cómo el comercio mejora el dilema que tienen las naciones,
entre promover la competencia y variedad de productos y, por otra parte, la
eficiencia de las economías de escala.
El dilema existe porque es deseable en términos de eficiencia técnica que
haya un pequeño número de firmas cuando el costo medio es decreciente
(incluso una firma cuando se trata de un monopolio natural). Sin embargo, un
pequeño número de firmas generalmente implica mayor poder de mercado y
restricciones en las cantidades producidas (M ARKUSEN et al., 1995).
La importancia del comercio radica en que es posible incrementar el número
total de firmas en competencia mientras que reduce el número de firmas en
cada uno de los países. En el equilibrio, cada firma producirá más cantidades
a un costo medio menor. Al mismo tiempo, los consumidores estarán mejor
porque en el mercado ampliado por el comercio, existe un mayor número de
opciones y cada variedad puede ser producida a un precio menor. KRUGMAN lo
sintetiza de la siguiente manera (2003, p. 138):
“Para obtener estas ganancias de la integración, los países deben dedicarse
al comercio internacional. Para conseguir economías de escala cada empresa
debe concentrar su producción en un país —el nuestro o el extranjero—. Debe
vender su producción a los consumidores de ambos mercados. Por lo tanto,
el producto será producido en un solo país y exportado a los demás.”
No obstante, KRUGMAN reconoce que este modelo dice poco sobre el patrón de
comercio que resulta de la explotación de economías de escala. De esta
manera, la pregunta pendiente se refiere a dónde se localizarán las firmas
supervivientes.
A pesar del supuesto acerca de similar tecnología y costos, es posible asumir
que el tamaño de los países juega un papel importante en la localización de
las firmas. En la dinámica de entrada y salida causada por el comercio, las
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FERNANDO J. ESTUPIÑÁN VARGAS
firmas deben decidir dónde localizarse. De esta manera, la pregunta es si una
mayor demanda en un país más grande atraerá más firmas.
FEENSTRA (2003) usa el hecho de que en el modelo de competencia monopolística
cada producto es producido por sólo una firma, para responder esta pregunta
en términos del número y naturaleza N i de productos que cada país produce.
El modelo de competencia monopolística es modificado con la introducción de
un bien homogéneo (el numerario) y una función de utilidad CES2 . De
acuerdo con FEENSTRA, más que resolver para el número de productos en cada
país, lo más relevante es resolver para cada tipo de producto y determinar
cómo cambia su producción cuando cambia el tamaño del país. En el caso de
los bienes diferenciados por ejemplo, si los países son similares (y tienen los
mismos costos de transporte entre ellos), éstos terminarán exportando el
mismo número de productos entre ellos: N i = N j.
Sin embargo, suponer que el país i es más grande que j (o viceversa) le permite
predecir a FEENSTRA (2003, p. 165) que “el número de productos en el país más
grande crecerá más que proporcionalmente a su tamaño, mientras que en
aquellos países más pequeños el número de productos se reducirá”, esto es:
˜ N i > ˜ N j.
En consecuencia, el modelo de competencia monopolística predice que las
exportaciones Xij de cada país cambiarán en proporción al número de productos,
con N i creciendo y N j disminuyendo. De este modo, el país i se convertirá en
exportador neto del bien diferenciado al país j. Al respecto, FEENSTRA (2003, p.
165) concluye: “Con dos países comerciando, el más grande producirá un
mayor número de productos y será exportador neto del bien diferenciado”.
En otras palabras, teniendo en cuenta que cada firma produce un bien, la
predicción principal del modelo es que las firmas que producen bienes
diferenciados se localizarán en el mercado más grande para explotar mejor
las economías de escala y exportar al otro país. Este resultado es conocido
como efecto de economía doméstica y responde la pregunta acerca de la
localización de las firmas. La evidencia empírica al respecto es presentada a
continuación y una nueva prueba de este efecto será realizada en la sección
quinta.
2.2. Literatura empírica
DAVIS y WEINSTEIN (1996) realizaron una prueba para demostrar la existencia del
efecto de economía doméstica para los países de la OCDE con datos a nivel de
sector industrial —4 dígitos—. Los autores encontraron que un incremento
2 Elasticidad de sustitución constante.
Economía y Desarrollo - marzo 2006, vol. 5, n° 1
ECONOMÍAS DE ESCALA Y DIFERENCIACIÓN DE PRODUCTOS COMO DETERMINANTES DEL COMERCIO BILATERAL
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de la demanda de 10% para un producto específico, estaría asociado a un
aumento de la producción local equivalente a 16%.
A pesar de este aliciente resultado para probar la existencia de un efecto de
economía doméstica, los autores se declararon cautelosos con respecto a la
significancia de los parámetros. Posteriormente D AVIS y WEINSTEIN (1999)
analizaron la estructura regional de la producción en Japón, confirmando el
mismo hallazgo para la mitad de los sectores industriales, pero esta vez los
resultados fueron más robustos.
De otra parte, HEAD y RIES (2002) hicieron una prueba para el efecto de
economía doméstica entre los Estados Unidos y Canadá. Los autores
encontraron que la “relación entre participación en el producto y participación
en la demanda depende de la técnica de estimación” (HEAD y RIES, 2002, p. 874).
En particular, los resultados de las estimaciones basadas en corte transversal
sustentan la existencia de un efecto de economía doméstica, mientras que
los resultados de las estimaciones basadas en variaciones a través del tiempo
(datos de panel con efectos fijos) no lo sustentan.
Similares resultados fueron obtenidos por FEENSTRA, MARKUSEN y ROSE (2001)
usando la ecuación de gravedad para probar la existencia del efecto de
economía doméstica en cortes transversales para varios años3 . De acuerdo
con los autores, la especialización de los países en diferentes productos
sustenta el uso de la ecuación de gravedad para describir el comercio
bilateral. Incluso, la ecuación de gravedad ha funcionado tanto para países
desarrollados (altamente especializados) como para países en desarrollo (no
especializados). Este resultado es usado para mostrar que los coeficientes en
la ecuación de gravedad pueden utilizarse para distinguir entre diferentes
teorías del comercio, por ejemplo, entre diferenciación nacional de producto
y efecto de economía doméstica4 . Usando datos para 110 países y estimando
la ecuación de gravedad en cortes transversales de 5 años diferentes, los
autores probaron si la existencia del efecto de economía doméstica dependía
del tipo de bienes, a través de la estimación de una ecuación de gravedad para
el comercio bilateral entre dos países por cada tipo de bien.
El resultado de esta estimación mostró que la elasticidad de las exportaciones
con respecto al ingreso del propio país es mayor que la elasticidad del ingreso
con respecto al país socio, para los bienes diferenciados pero no para los
bienes homogéneos. Estos resultados son consistentes con la existencia de
3 Desafortunadamente los autores se concentraron en corte transversal y no presentan evidencia para una serie
temporal.
4 La diferencia fundamental entre estos dos conceptos radica en que bajo diferenciación nacional de producto,
las variedades están asociadas a los países, mientras que bajo efecto de economía doméstica las variedades están
asociadas a las firmas.
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FERNANDO J. ESTUPIÑÁN VARGAS
un efecto de economía doméstica para los bienes diferenciados y con el
modelo de competencia monopolística.
Con la misma metodología, CARRILLO y LI (2002) lograron confirmar la existencia
del efecto de economía doméstica para una muestra de países en Sur
América. Sin embargo, el objetivo principal del análisis fue el de evaluar el
rol de acuerdos de libre comercio, tales como la Comunidad Andina y el
Mercosur, en el proceso de regionalización. Por esta razón, se enfocaron en
10 países de Sur América y adicionaron México. El método de estimación fue
Tobit de efectos aleatorios, por lo cual los resultados respaldan la existencia
de efectos de economía doméstica en el caso de la variación entre países, pero
no permiten concluir nada en el caso de la variación de los países a través del
tiempo.
Como puede verse, la mayor parte de investigaciones empíricas respaldan la
existencia del efecto de economía doméstica. No obstante, en cada caso hay
algunas limitaciones que dejan espacio para nuevas pruebas. En primer
lugar, algunos trabajos han limitado significativamente el tamaño de la
muestra de países (HEAD y RIES 2002, CARRILLO y LI 2002, DAVIS y WEINSTEIN 1996).
En segundo lugar, el estudio más extenso en términos de muestra de países
(FEENSTRA, MARKUSEN y ROSE, 2001), realizó una prueba del efecto de economía
doméstica basado únicamente en corte transversal, es decir, analizando la
variación entre países. Si se tiene en cuenta que los resultados dependen de
la técnica de estimación que se utilice, de acuerdo con lo señalado por HEAD
y RIES (2002), es necesario también realizar la prueba con estimaciones
basadas en la variación a través del tiempo y aplicarla a una muestra más
amplia de países para poder contrastar ambos resultados.
De esta manera, las limitaciones en cuanto a tamaño de muestra y método
de estimación justifican la realización de una prueba adicional como la que
se propone en este artículo con evidencia para 19 países del hemisferio
occidental (la mayor parte de ellos no OCDE) y usando la ecuación de gravedad
en un panel de datos desde 1994 hasta 2003.
3. Los datos
La información empleada en este artículo proviene de tres fuentes principales.
En primer lugar, la información sobre comercio fue tomada del sistema de
estadísticas de comercio para el hemisferio occidental —DATAINTAL— del
Banco Interamericano de Desarrollo —BID— a través de su página web. Este
sistema reúne estadísticas oficiales de exportaciones e importaciones de
cerca 30 países de América clasificada de acuerdo con el Sistema Armonizado
de 1992 y 1996 y la Clasificación Uniforme del Comercio Internacional
Revisión 3 -SITC Rev. 3- a cinco dígitos para el período 1994 a 2003.
Economía y Desarrollo - marzo 2006, vol. 5, n° 1
ECONOMÍAS DE ESCALA Y DIFERENCIACIÓN DE PRODUCTOS COMO DETERMINANTES DEL COMERCIO BILATERAL
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La información del período 1994 a 2003 en clasificación SITC Rev. 3 a 4 dígitos
fue utilizada para una muestra de 19 países (véase tabla 8 del anexo). Con el
objeto de obtener las cifras de exportaciones en valores constantes se empleó
el índice de valor unitario de las exportaciones para deflactar siguiendo la
metodología del Fondo Monetario Internacional —FMI—5 .
En segundo lugar, este trabajo empleó información de comercio internacional
compilada por JON HAVEMAN6 . En particular, los datos de tres variables del
modelo de gravedad provienen de esta fuente: i) La distancia circular entre
las ciudades capitales de los países, ii) La existencia de frontera común
(adyacencia) entre países, y iii) La clasificación de bienes en productos
diferenciados, productos homogéneos y productos precio-referenciados con
su correspondiente clasificación SITC Rev. 27 .
Por otra parte, es importante señalar que teniendo en cuenta que no fue
posible encontrar una equivalencia entre la clasificación de RAUCH (1999) que
emplea SITC Rev. 2 y la información de comercio SITC Rev. 3, fue necesario
hacer uso del Sistema Armonizado para hallar la correspondencia entre
ambas clasificaciones 8 .
Finalmente, la tercera fuente de información corresponde al World Economic
Outlook del FMI, el cual comprende información de variables macroeconómicas
por país. En particular, este trabajo utilizó información del producto interno
bruto —PIB— calculado de acuerdo con la Paridad del Poder de Compra, debido
a que estas cifras permiten comparar el PIB real de los países en dólares (G ULDE
y SCHULZE-GHATTAS, 1993). Una descripción más detallada de las variables
incluidas en las estimaciones econométricas se presenta en la tabla 10 del
anexo.
4. El modelo
Como se explicó anteriormente, para probar la existencia del efecto de
economía doméstica es necesario demostrar que las firmas que producen
bienes diferenciados se localizarán en el mercado más grande después de la
liberalización del comercio entre un par de países. La ecuación de gravedad
5 El FMI reúne índices unitarios de exportaciones e importaciones según la metodología Laspeyres (FMI, 1998).
6 Esta información también puede encontrarse en Internet a través de la página web www.macalester.edu/
research/economics/PAGE/HAVEMAN/Trade.Resources/TradeData.html
7 RAUCH (1999) diseñó una clasificación de bienes que denominó conservativa y liberal, cuyas diferencias se fijaron
a 4 dígitos. La clasificación conservativa intentó minimizar el número de bienes homogéneos y bienes precioreferenciados cuando se presentaron ambigüedades en el proceso de agregación de bienes. Por este motivo,
este trabajo se inclinó por la clasificación conservativa.
8 La equivalencia entre estas dos clasificaciones se encuentra también disponible en la página web de JON
HAVEMAN. Para aquellos bienes a los cuales no se encontró una correspondencia entre clasificaciones, se empleó
la equivalencia de los bienes más cercanos de acuerdo con la clasificación a 3 dígitos.
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74
FERNANDO J. ESTUPIÑÁN VARGAS
puede ser usada para este propósito porque provee estimaciones de la
sensibilidad de las exportaciones al tamaño de la economía doméstica y al de
la economía social:
“La ecuación de gravedad dice que el comercio bilateral entre dos países es
directamente proporcional a la multiplicación del producto interno bruto de
los dos países. De esta manera, países grandes tenderán a comerciar más
entre ellos, y países que se parecen en su tamaño relativo, también tenderán
a comerciar más entre ellos” (FEENSTRA, 2003, p. 145).
En la más conocida derivación de la ecuación de gravedad (ANDERSON, 1979;
HELPMAN, 1987; BERGSTRAND, 1989; DEARDORFF, 1995; HEAD, 2003) se supone que los
países están altamente especializados, no hay costos de transporte9 y los
gustos son idénticos. La demanda de cada país por cualquier bien k está dada
por su ingreso Ii, que es una proporción del ingreso mundial
,L
,Z
, luego es
posible expresar las exportaciones del bien k desde el país i hacia el país j como
,
,

\LN 
M
Z



donde yik es el valor de la producción del país i del bien k. Sumando para
todos los bienes k, el total de las exportaciones desde el país i hacia el país j
será:
; LM
=
,L , M
,Z
y se puede transformar como una función logarítmica:
/Q (;
LM
)= − /Q(, )+ /Q(, )+ /Q(, )
Z
L
M
(1)
Según HEAD (2003) es de esperarse que se obtengan coeficientes iguales a la
unidad cuando esta ecuación es estimada para un corte transversal de países
y que el primer término del lado derecho sea una constante. Sin embargo, en
el contexto del efecto de economía doméstica, estos coeficientes representan
las elasticidades de las exportaciones con respecto al ingreso del país
exportador y al ingreso del país importador. En realidad estos coeficientes son
diferentes de la unidad.
Siguiendo la metodología de FEENSTRA, MARKUSEN y ROSE (2001), se define i y j
como las elasticidades de las exportaciones del producto x del país i con
respecto a su propio ingreso y el ingreso del país socio, respectivamente. La
situación inicial es un mundo de dos países, los cuales tienen tamaño
similar. Recordando que en el marco teórico se mencionó que el efecto de
economía doméstica está basado en diferentes tamaños de los países, es
9 ANDERSON (1979) provee una derivación de la ecuación de gravedad con el supuesto de barreras al comercio
más que con costos de transporte igual a cero.
Economía y Desarrollo - marzo 2006, vol. 5, n° 1
75
ECONOMÍAS DE ESCALA Y DIFERENCIACIÓN DE PRODUCTOS COMO DETERMINANTES DEL COMERCIO BILATERAL
necesario suponer que hay una transferencia desde el país j hacia el país i,
por lo cual i > j y consecuentemente el país i se convierte en exportador neto
del bien x. La predicción consiste en que las exportaciones de x del país i, son
más sensitivas al ingreso del país propio que al ingreso del país socio.
En la ecuación (1):
/Q (;
LM
)= − /Q(, )+ β /Q(, )+ β /Q(, )
Z
L
L
M
M
1’
De acuerdo con FEENSTRA, MARKUSEN y ROSE (2001), el modelo de competencia
monopolística corresponde a i > j y dados los supuestos del modelo, esto será
válido para bienes diferenciados pero no para bienes homogéneos.
Al respecto, FEENSTRA, MARKUSEN y ROSE (2001, p. 436) afirman:
“En el modelo de competencia monopolística, la producción agregada de x
juega un rol menor, la atención está centrada en la variedad, la cual es
producida en el mismo monto independientemente del país que la produzca.
Sin embargo, el tamaño del país sí juega un papel importante en la demanda.
Si los precios de una variedad i y j son los mismos, la demanda total será más
alta para la variedad producida en el país más grande, porque la mayor parte
de la demanda será realizada en la economía doméstica donde los costos de
transporte son nulos. Esto implica una entrada de firmas más que proporcional
para restaurar la situación de cero beneficios”.
Si el efecto de economía doméstica es reversado, es decir que i < j habría
indicios de diferenciación nacional de producto. “La situación en la cual las
exportaciones netas de un país resultan ser más sensibles al ingreso del país
socio que a su propio ingreso” (FEENSTRA, MARKUSEN y ROSE 2001, p. 436).
Dado que se ha supuesto que x es un producto diferenciado, la implementación
empírica del modelo requiere distinguir entre diferentes tipos de productos,
lo cual puede ser realizado usando la clasificación de productos de RAUCH
(1999)10 .
Esta metodología permitirá probar la existencia del efecto de economía
doméstica; sin embargo, esta no es la única hipótesis de este trabajo.
Adicionalmente se quiere probar la existencia del efecto de economía
doméstica en el mercado ampliado, es decir, si un acuerdo de libre comercio
provee un mercado ampliado que se convierte en la economía doméstica para
las firmas localizadas dentro de la economía integrada.
10 La clasificación de RAUCH (1999, p. 8) está basada en la SITC a 5 dígitos y distingue productos en tres categorías:
aquellos comercializados en mercados organizados de intercambio, aquellos no comercializados en tales
mercados, pero que poseen un precio internacional de referencia y todas las demás mercancías, es decir, los
bienes diferenciados.
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76
FERNANDO J. ESTUPIÑÁN VARGAS
El supuesto fundamental es que el mercado creado por el acuerdo de
integración o de libre comercio, crea una mayor demanda que permite a las
firmas explotar economías de escala y exportar, no sólo al mercado expandido,
sino también a terceros países. Esta hipótesis será llamada de aquí en
adelante efecto de economía doméstica ampliada.
Para probar esta hipótesis, el modelo a estimar es una modificación de la
ecuación de gravedad (1’), que incluye un término para medir la elasticidad
de las exportaciones con respecto al ingreso de la economía ampliada. Esta
medición será realizada de dos formas diferentes. La primera está dada por:
/Q;
LMN
= β 0 + β1 /Q( , ) + β 2 /Q( , ) + β 3 /Q( ([WUD0N ) − β 4 /Q( ' )
LN
MN
LN
+ β 5 $'- + β 6 )7$ + β 7 6QG)7$ + ε
LM
LM
LMN
(2)
LMN
Donde la variable dependiente Xij, es el comercio bilateral expresado como el
logaritmo natural de las exportaciones desde el país i hacia el país j en
millones de dólares. El primer término del lado derecho de la ecuación es la
constante seguida por el ingreso del propio país i, (Iik) y el ingreso del país socio
j, (Ijk). El cuarto término es el logaritmo natural del mercado extra para el país
i. Este término captura el tamaño de las economías donde el país i tiene
acceso en razón de su participación en un acuerdo de integración o libre
comercio. Si 3 > 2 y el coeficiente 3 es mayor para los productos diferenciados
que para los homogéneos, el tamaño del mercado de los socios proveen las
condiciones necesarias para explotar economías de escala. Dijk se refiere a la
distancia entre países i y j, medida como la distancia circular y captura no sólo
costos de transporte sino también cualquier otra barrera al comercio. ADJ ij es
una variable binaria que refleja si los países son adyacentes o no. El subíndice
k denota el tipo de producto, es decir, diferenciado, homogéneo o precio –
referenciado y la variable FTA ha sido introducida para controlar por la
existencia de un acuerdo de libre comercio entre los países i y j, mientras que
la variable SndFTA controla por la existencia de un acuerdo de libre comercio
previo al suscrito por los países i y j. Finalmente, es el término de error
aleatorio.
El segundo modelo está dado por:
/Q;
LMN
= β 0 + β1 /Q( 0NH[, ) + β 2 /Q( , ) − β 3 /Q( ' ) + β 4 $'- + β 5 )7$
LN
+ β 6 6QG)7$ + ε
MN
LMN
LM
LM
(3)
LMN
Este es esencialmente el mismo modelo anterior, pero ahora el segundo
término del lado derecho de la ecuación representa el logaritmo natural del
mercado expandido para el país i, por lo cual esta especificación incluye el
propio ingreso del país i y el ingreso del país j. La misma hipótesis puede ser
Economía y Desarrollo - marzo 2006, vol. 5, n° 1
ECONOMÍAS DE ESCALA Y DIFERENCIACIÓN DE PRODUCTOS COMO DETERMINANTES DEL COMERCIO BILATERAL
77
probada. Si 1 > 2 y 1 es mayor para los bienes diferenciados que para los
homogéneos, entonces el tamaño del mercado expandido permitirá explotar
economías de escala.
Siguiendo el trabajo de CARRILLO y LI (2002), todas las variables continuas son
expresadas como promedio bianuales para reducir las fluctuaciones causadas
por el ciclo de los negocios y variaciones irregulares en el comercio.
Tal como HEAD y RIES (2002) señalan, la técnica de estimación ha resultado ser
determinante de las conclusiones encontradas. Por esta razón, los modelos
en las ecuaciones (2) y (3) serán estimadas usando tanto análisis de corte
transversal como análisis de datos de panel con efectos fijos.
En el primer caso, se estimaron 5 cortes transversales, que representan 5
períodos de tiempo: 1994-1995, 1996-1997, 1998-1999, 2000-2001, y 20022003. Vale la pena anotar que el comercio bilateral entre países incluye
observaciones donde el valor de las exportaciones fue cero. Esto ocurre para
el 1.31% de los productos diferenciados, el 8.8% de los productos precio referenciados y el 8.73% de los productos homogéneos.
CHEN (2004) sugiere que la eliminación de tales observaciones no es apropiada
dado que se omitirían observaciones que contienen información valiosa
sobre niveles bajos de comercio. En este caso, además, el método de estimación
de Mínimos Cuadrados Ordinarios tampoco sería conveniente por la existencia
de tales observaciones. Lo más apropiado sería usar la estimación de un
modelo Tobit11 . Sin embargo, se requiere una transformación de la variable
dependiente puesto que el comercio bilateral está expresado en logaritmo
natural y el logaritmo de cero no está definido. Siguiendo la metodología
adoptada por CHEN (2004, p. 97) la variable dependiente transformada será:
1+Xij. En consecuencia, para altos valores de comercio bilateral, Ln(1+X ij)=
Ln(Xij) y para Xij=0, Ln(1+Xij)=0.
De otra parte, para el análisis de datos de panel del período 1995 y 200312 ,
estimaciones con efectos fijos por pares de países y tiempo fueron preferidas
porque de esta manera se puede utilizar el estimador que mide la variación
del comercio bilateral de cada par de países a través del tiempo.
5. Resultados empíricos
Esta sección presenta los resultados de las estimaciones usando las dos
técnicas econométricas descritas, para probar la existencia de un efecto de
11 El modelo Tobit es usado cuando la variable dependiente es continua pero su rango puede estar restringido.
En particular, cuando la variable dependiente es cero para un número importante de observaciones y positivo
para el resto de las observaciones (véase VERBEEK, 2004).
12 El deflactor de las exportaciones no se encuentra disponible, por lo que se excluyeron las observaciones para
dicho año.
Universidad Autónoma de Colombia
78
FERNANDO J. ESTUPIÑÁN VARGAS
economía doméstica ampliado, lo cual constituye la principal innovación de
este trabajo, con respecto a trabajos previos. (DAVIS y WEINSTEIN, 1996, 1999;
EVENETT y KELLER, 1998; TRIONFETTI, 1998; FEENSTRA, MARKUSEN y ROSE, 2001; CARRILLO
y LI, 2002; HEAD y RIES, 2002).
5.1. Efecto de economía doméstica13
El análisis de corte transversal con estimación del modelo Tobit se presenta
en la tabla 3 y corresponde a la ecuación (2) por tipo de bien. A partir de esta
información se puede concluir que el comercio bilateral está positivamente
relacionado con el ingreso de la economía doméstica, el ingreso del país socio
y la existencia de un acuerdo comercial entre ellos. En contraste, la distancia
tiene un efecto negativo en el comercio. En todos los casos los coeficientes
fueron estadísticamente significativos para todas las regresiones.
En cuanto a la hipótesis a ser probada y de acuerdo con la predicción del
modelo, en la regresión para bienes diferenciados, el coeficiente 1, que
representa la elasticidad de las exportaciones con respecto al ingreso del
propio país, fue estadísticamente más grande que el coeficiente para el país
socio, 214 . Este resultado es válido para todos los cortes transversales
estimados. Esto significa que los bienes exportados son más sensibles al
mercado doméstico que al mercado del país socio. Además, la magnitud de los
coeficientes sigue el patrón esperado de acuerdo con el tipo de producto, esto
es, el grado de sensibilidad aumenta a medida que nos movemos de bienes
homogéneos hacia bienes diferenciados.
TABLA 1
Modelo ecuación. 2 (Variable dependiente: Ln de exportaciones bilaterales
[1+Ln(Xij)]
1994-1995
1996-1997
1998-1999
2000-2001
2002-2003
Productos diferenciados
Ln (I i )
Ln (I j )
Ln (ExtraMki)
1.07
(0.03)***
0.62
(0.03)***
-0.03
(0.01)**
1.04
(0.03)***
0.62
(0.03)***
-0.007
(0.01)
1.05
(0.03)***
0.61
(0.04)***
0.03
(0.01)*
1.02
(0.03)***
0.62
(0.04)***
0.03
(0.01)**
1.02
(0.03)***
0.61
(0.04)***
0.05
(0.01)***
13 En el caso de estimaciones del modelo Tobit, los coeficientes no son medidas de elasticidad; sin embargo, la
magnitud de estos coeficientes permiten derivar conclusiones acerca de la existencia del efecto de economía
doméstica. El análisis de las elasticidades será presentado en la sección 5.2
14 Este resultado fue confirmado mediante el test de Wald para la hipótesis nula de que â1 fuera igual a â2. Véase
tabla 10 en el anexo.
Economía y Desarrollo - marzo 2006, vol. 5, n° 1
ECONOMÍAS DE ESCALA Y DIFERENCIACIÓN DE PRODUCTOS COMO DETERMINANTES DEL COMERCIO BILATERAL
Ln (Dij)
ADJ ij
FTA i j
SndFTA
Const
Left-censored obs.
Uncensored obs.
79
-1.00
(0.09)***
0.16
(0.18)
0.99
(0.18)***
-0.16
(0.11)
-1.45
(1.36)
-0.98
(0.09)***
0.22
(0.19)
0.93
(0.17)***
-0.06
(0.12)
-1.69
(1.38)
-1.14
(0.09)***
0.13
(0.19)
0.79
(0.17)***
-0.08
(0.12)
-0.00
(1.34)
-1.10
(0.09)***
0.11
(0.18)
0.94
(0.16)***
-0.15
(0.12)
-0.62
(1.35)
-1.21
(0.09)***
0.02
(0.18)
0.58
(0.14)***
-0.11
(0.13)
1.02
(1.38)
10
332
3
339
4
338
3
339
2
340
Bienes Precio-Referenciados
Ln (Ii)
1.01
(0.03)***
0.59
(0.03)***
1.01
(0.03)***
0.56
(0.03)***
1.01
(0.02)***
0.56
(0.03)***
0.99
(0.03)***
0.58
(0.03)***
0.97
(0.03)***
0.58
(0.03)***
Ln (ExtraMki )
-0.01
(0.01)
-0.01
(0.01)
0.01
(0.01)
0.01
(0.01)
0.03
(0.01)*
Ln (Dij )
-0.89
(0.09)***
0.49
(0.17)***
0.79
(0.17)***
-0.91
(0.09)***
0.48
(0.16)***
0.69
(0.16)***
-1.10
(0.09)***
0.40
(0.16)**
0.53
(0.15)***
-1.10
(0.09)***
0.46
(0.17)***
0.61
(0.16)***
-1.19
(0.09)***
0.39
(0.18)**
0.40
(0.14)***
SndFTA
-0.07
(0.12)
-0.000
(0.11)
-0.02
(0.11)
-0.01
(0.11)
-0.08
(0.12)
Const
-3.01
(1.23)**
-2.20
(1.24)*
0.04
(1.25)
-0.05
(1.25)
1.20
(1.25)
26
316
29
13
24
318
23
319
0.79
(0.03)***
0.78
(0.04)***
0.75
(0.03)***
0.75
(0.04)***
Ln (Ij)
ADJ ij
FTA i j
Left-censored obs. 36
Uncensored obs.
306
Productos Homogéneos
Ln (Ii)
Ln (Ij)
0.85
(0.03)***
0.77
(0.04)***
Universidad Autónoma de Colombia
0.85
0.03)***
0.79
(0.04)***
0.78
(0.03)***
0.78
(0.04)***
80
Ln (ExtraMki )
Ln (Dij )
ADJ ij
FTA i j
SndFTA
Const
Left-censored obs.
Uncensored obs.
FERNANDO J. ESTUPIÑÁN VARGAS
-0.03
(0.01)**
-1.00
(0.12)***
0.26
(0.22)
0.66
(0.21)***
0.01
(0.15)
-0.72
(1.60)
-0.00
(0.02)
-1.14
(0.12)***
0.27
(0.23)
0.40
(0.22)*
-0.08
(0.17)
0.80
(1.68)
0.04
(0.02)*
-1.26
(0.12)***
0.25
(0.19)
0.35
(0.19)*
-0.25
(0.16)
2.91
(1.61)*
0.04
(0.02)*
-1.33
(0.13)***
0.12
(0.22)
0.50
(0.21)**
-0.32
(0.17)*
3.84
(1.82)**
0.03
(0.02)
-1.26
(0.12)***
0.18
(0.21)
0.53
(0.19)***
-0.43
(0.17)**
3.51
(1.67)**
31
311
32
310
25
317
28
314
21
321
Coeficientes Tobit, Los errores estándar (en paréntesis) están corregidos por
heteroscedasticidad.
*** Implica significancia estadística al 1%, ** al 5% y * al 10%
Como puede verse en la tabla 1, en cada período, la evidencia empírica
respalda la existencia de un efecto de economía doméstica con coeficientes
de Ln(I i) mayores que la unidad para bienes diferenciados, cercanos a la
unidad para bienes precio - referenciados y alrededor de 0,8 para bienes
homogéneos, lo cual es consistente con los resultados de FEENSTRA, MARKUSEN y
ROSE (2001).
De otra parte, el coeficiente 3, el cual es usado para medir el efecto de un
mercado adicional al que el país i tiene acceso en virtud de un acuerdo de libre
comercio, fue significativo sólo en 7 de 15 regresiones, y dos de ellos
muestran una relación negativa entre el mercado adicional y las
exportaciones. Por ejemplo, para bienes diferenciados, la regresión estimada
para 1994-1995 produjo un coeficiente de -0,034. En períodos donde el
coeficiente es positivo y significativo, por ejemplo 2000-2001, el patrón de
valores más grandes para bienes diferenciados no fue obtenido. Como
resultado de lo anterior, con esta medición no es posible dar ninguna
conclusión con respecto a la hipótesis de la existencia de un efecto de
mercado economía doméstica expandida.
Podría argumentarse que una mejor medida del efecto de economía doméstica
expandida debe ser utilizada. En efecto, la medida usada hasta este momento,
captura el efecto del tamaño de la economía a la cual se tiene acceso por el
acuerdo comercial, pero incluye el ingreso del propio país como un término
independiente. Estimaciones con una medida alternativa fueron realizadas
y sus resultados se presentan en lo que sigue de este documento.
Economía y Desarrollo - marzo 2006, vol. 5, n° 1
ECONOMÍAS DE ESCALA Y DIFERENCIACIÓN DE PRODUCTOS COMO DETERMINANTES DEL COMERCIO BILATERAL
81
Teniendo en cuenta que ya se probó la existencia del efecto de economía
doméstica, de la manera tradicional, el segundo ejercicio empírico consiste
en la estimación del modelo descrito en la ecuación (3) para analizar hasta
dónde la suma del ingreso del propio país y el del país o países socios proveen
a las firmas locales con el suficiente mercado para explotar economías de
escala.
Si la hipótesis de existencia de un efecto de economía doméstica ampliada es
válida, el coeficiente 1 en la ecuación (3) debe ser mayor al coeficiente, 2,
en la regresión para bienes diferenciados. Los resultados de dicha estimación
se presentan en la tabla 2.
TABLA 2
Modelo ecuación. 3 (variable dependiente: Ln de exportaciones bilaterales
(1+LnXij)
1994-1995
1996-1997
1998-1999
2000-2001
2002-2003
Productos diferenciados
Ln (MkexIik)
0.80
(0.05)***
0.84
(0.05)***
0.88
(0.06)***
0.94
(0.07)***
0.96
(0.08)***
Ln (Ij)
0.57
(0.05)***
0.58
(0.05)***
0.55
(0.05)***
0.57
(0.05)***
0.54
(0.05)***
Ln (Dij)
-0.88
(0.15)***
-0.87
(0.13)***
-0.90
(0.15)***
-0.88
(0.15)***
-0.91
(0.15)***
ADJ ij
0.61
0.28)**
0.65
(0.27)**
0.66
(0.29)**
0.76
(0.28)**
0.59
(0.29)**
FTA i j
0.59
(0.29)**
0.61
(0.26)**
0.61
(0.26)**
0.76
(0.25)***
0.45
(0.23)*
SndFTA
-0.55
(0.18)***
-0.40
(0.15)***
-0.15
(0.16)
-0.51
(0.17)***
-0.91
(0.19)***
Const
-1.43
(2.07)
-2.39
(1.93)
-2.54
(2.21)
-4.06
(2.28)
-3.63
(2.21)
3
339
4
338
3
339
2
340
Left-censored obs. 10
Uncensored obs.
332
Productos precio-referenciados
Ln (MkexIik)
0.78
(0.05)***
0.81
(0.05)***
0.81
(0.06)***
0.85
(0.07)***
0.86
(0.07)***
Ln (Ij)
0.54
(0.05)***
0.52
(0.05)***
0.50
(0.05)***
0.51
(0.05)***
0.50
(0.05)***
Ln (Dij)
-0.77
(0.14)***
-0.83
(0.14)***
-0.86
(0.15)***
-0.85
(0.15)***
-0.88
(0.15)***
Universidad Autónoma de Colombia
82
ADJ ij
FERNANDO J. ESTUPIÑÁN VARGAS
0.92)
0.89
(0.28)***
0.92
(0.27)***
0.93
(0.28)***
0.94
(0.28)***
FTA i j
0.44
(0.29)
0.37
(0.27)
0.38
(0.26)
0.46
(0.25)*
0.30
(0.23)
SndFTA
-0.29
(0.15)
-0.37
(0.15)**
-0.15
(0.16)
-0.41
(0.17)**
-0.85
(0.18)***
Const
-3.23
(1.90)
-2.54
(1.92)
-2.21
(2.15)
-3.09
(2.19)
-2.89
(2.19)
26
342
29
313
24
318
23
319
(0.29)***
Left-censored obs. 36
Uncensored obs.
306
Productos homogéneos
Ln (MkexIik)
0.62
(0.05)***
0.70
(0.05)***
0.67
(0.05)***
0.72
(0.06)***
0.63
(0.06)***
Ln (Ij)
0.73
(0.05)***
0.75
(0.05)***
0.73
(0.05)***
0.73
(0.05)***
0.68
(0.05)***
Ln (Dij)
-0.91
-1.05
-1.06
-1.13
-0.97
(0.16)***
(0.16)***
(0.15)***
(0.16) ***
(0.15)***
ADJ ij
0.62
(0.28)**
0.61
(0.27)**
0.65
(0.25)***
0.51
(0.26)*
0.63
(0.26)**
FTA i j
0.33
(0.26)
0.13
(0.26)
0.24
(0.23)
0.40
(0.24)*
0.49
(0.22)**
SndFTA
-0.34
(0.17)*
-0.39
(0.18) **
-0.32
(0.18)*
-0.60
(0.20)***
-1.01
(0.20)***
Const
-0.67
(1.97)
0.22
(2.02)
0.83
(2.02)
1.03
(2.21)
0.39
(2.10)
32
310
25
317
28
314
21
321
Left-censored obs. 31
Uncensored obs.
311
Coeficientes Tobit. Los errores estándar (en paréntesis) están corregidos por
heteroscedasticidad.
*** Implica significancia estadística al 1%, ** al 5% y * al 10%.
La diferencia entre 1 y 2 se confirma sistemáticamente para cada una de
las regresiones estimadas y, asimismo, el patrón esperado en función del tipo
de producto15 . Es decir, el coeficiente 1 se incrementa de bienes homogéneos
hacia bienes diferenciados (véase tabla 2).
Este patrón puede ser interpretado en defensa de la hipótesis de efecto de
economía doméstica ampliada porque muestra que las exportaciones de
bienes diferenciados son más sensibles al propio mercado que al mercado del
15 Esto fue confirmado con una prueba de Wald para la hipótesis nula de que
1
es igual a
.
2
Economía y Desarrollo - marzo 2006, vol. 5, n° 1
ECONOMÍAS DE ESCALA Y DIFERENCIACIÓN DE PRODUCTOS COMO DETERMINANTES DEL COMERCIO BILATERAL
83
país socio. En este caso, el propio mercado se refiere al mercado ampliado
donde los productos tienen acceso en virtud del acuerdo de libre comercio. En
otras palabras, las firmas que producen bienes diferenciados usan el mercado
local y el mercado de los países socios para alcanzar un tamaño de producción
que les permita explotar economías de escala.
Si bien es cierto que se confirma la existencia de dicho efecto, es necesario
considerar que en la regresión de la ecuación (2) el coeficiente del ingreso del
propio país fue mayor que la unidad, mientras que en la estimación de la
ecuación (3) el coeficiente del ingreso del mercado ampliado fue menor a la
unidad. A pesar que no es posible comparar estos coeficientes
estadísticamente, se puede decir que el mercado doméstico es fundamental
para explicar el comportamiento de las exportaciones de un país.
El menor coeficiente del ingreso del mercado ampliado puede estar relacionado
con la permanencia de algunas barreras al comercio aún cuando existe un
acuerdo comercial. En particular, este resultado resalta la necesidad de
investigar la existencia de efectos de frontera 16 , los cuales son
presumiblemente importantes a pesar de que se han implementado procesos
de integración.
En términos del efecto de economía doméstica simple, hasta aquí se han
presentado resultados que sustentan su existencia tal como otros trabajos
previos (DAVIS y WEINSTEIN, 1996, 1999; TRIONFETTI, 1998; FEENSTRA, MARKUSEN y ROSE,
2001). Sin embargo, estos ejercicios corresponden a la aplicación de una
metodología basada en la variación entre países o de corte transversal.
Tal y como lo identificaron HEAD y RIES (2002), la estimación del modelo de
retornos crecientes de escala es extremadamente sensible a la fuente de
variación utilizada para identificar los coeficientes. En otras palabras, la
estimación basada en variación entre países produce resultados consistentes
con retornos crecientes de escala mientras que la regresión con variación a
través del tiempo produce estimaciones contrarias (HEAD y RIES, 2002, p. 868).
Para poder contrastar esta hipótesis para la muestra de países seleccionada,
los modelos representados por las ecuaciones (2) y (3) fueron estimados como
datos de panel con efectos fijos para el período 1994-2003 y los resultados se
presentan en las tablas 5 y 6. El modelo de la ecuación (2) estimado con efectos
fijos origen - destino produjo resultados opuestos a la hipótesis de existencia
de un efecto de economía doméstica. En particular, el coeficiente para el
ingreso del propio país es inferior al coeficiente para el ingreso del país socio,
e incluso es negativo para la regresión de los bienes diferenciados (tabla 3).
16 Los efectos de frontera capturan todos aquellos factores que reducen el comercio entre un par de países. Pueden
incluir aranceles, diferentes regulaciones, costos de información, etc.
Universidad Autónoma de Colombia
84
FERNANDO J. ESTUPIÑÁN VARGAS
Con respecto a la magnitud
resultado no es el esperado.
diferenciados se encuentra que
mayor en la regresión para los
bienes diferenciados.
de la diferencia entre los coeficientes, el
Al moverse de bienes homogéneos hacia
el coeficiente del ingreso del propio país es
bienes homogéneos que en la regresión para
Al analizar el coeficiente que mide el efecto de la economía doméstica
ampliada, se encuentra que no es significativo en la regresión para bienes
diferenciados. Como puede verse en la tabla 3, el coeficiente â3 es significativo
únicamente para los bienes precio - referenciados, mientras que en las
demás regresiones no son significativos.
TABLA 3
Modelo ecuación. 2 (variable dependiente: Ln de exportaciones bilaterales
(1+LnXij) Panel 1995-2003
Ln (Ii)
Ln (Ij)
Ln (ExtraMki)
Ln (Dij)
ADJ ij
FTA ij
SndFTA
Const
Adjusted R2
N
F
F critical value
Homogéneos
Precioreferenciados
0.77
(0.28)***
2.04
(0.34)***
0.008
(.009)
0.24
(0.13)*
-0.15
(0.09)
-29.79
(5.23)***
0.94
1675
17.80
1.93
-0.21
(0.21)
1.85
(0.20)***
0.06
(0.01)***
-0.04
(0.08)
-0.07
(0.08)
-17.47
(3.65)***
0.96
1676
26.51
1.93
Diferenciados
-1.16
(0.29)***
2.00
(0.22)***
0.003
(0.008)
0.11
(0.09)
-0.01
(0.06)
-6.95
(3.94)
0.96
1677
16.19
1.93
Los efectos fijos de origen-destino y de tiempo no son reportados. Los errores estándar (en
paréntesis) están corregidos por heteroscedasticidad
*** Implica significancia estadística al 1%, ** al 5% y * al 10%. El signo – expresa que las
variables fueron eliminadas.
En cuanto al modelo de la ecuación (3), se observa un mejoramiento en cuanto
a la significancia de los coeficientes (cuarta columna de la tabla 4); sin
embargo, el coeficiente que mide el efecto de economía doméstica ampliada
es menor al del ingreso del país socio. Esto significa que no hay evidencia que
respalde la existencia de dicho efecto y competencia monopolística.
Economía y Desarrollo - marzo 2006, vol. 5, n° 1
ECONOMÍAS DE ESCALA Y DIFERENCIACIÓN DE PRODUCTOS COMO DETERMINANTES DEL COMERCIO BILATERAL
85
TABLA 4
Modelo ecuación. 3 (variable dependiente: Ln de exportaciones
bilaterales (1+LnXij)
Panel 1995-2003
Ln (MkexIik)
Ln (Ij)
Ln (Dij)
ADJ ij
FTA
SndFTA
Const
Adjusted R2
N
F
F critical value
Homogéneos
Precio-referenciados
0.05
(0.02)*
2.00
(0.34)***
0.25
(0.13)*
-0.16
(0.10)
-21.04
(4.10)***
0.94
1675
17.79
1.98
0.11
(0.02)***
1.86
(0.20)***
-0.02
(0.08)
-0.10
(0.07)
-20.86
(2.42)***
0.96
1676
29.03
1.98
Diferenciados
-0.05
(0.02)**
2.06
(0.22)***
0.09
(0.09)
-0.01
(0.06)
-20.31
(2.71)***
0.96
1677
18.71
1.98
Fixed effects controlled but not presented. Los errores estándar (en paréntesis) están
corregidos por heteroscedasticidad
*** Implica significancia estadística al 1%, ** al 5% y * al 10%. El signo – expresa que las
variables fueron eliminadas.
Estos resultados son consistentes con los presentados por HEAD y RIES (2002)
para el comercio entre Canadá y los Estados Unidos de América después de
la implementación del acuerdo de libre comercio. Estos autores concluyen
que las estimaciones de corte transversal (en ese caso por industrias)
respaldan la existencia de economías de escala, mientras que los resultados
de las estimaciones con datos de panel, es decir, midiendo la variación de las
industrias a través del tiempo, respaldan un efecto reverso de economía
doméstica (HEAD y RIES, 2002, p. 874).
La explicación dada por HEAD y RIES de lo que ellos llaman, “aparentemente
contradictorios resultados”, es que las estimaciones de corte transversal
reflejan un equilibrio de largo plazo, mientras que los resultados de datos de
panel con efectos fijos reflejan un equilibrio de corto plazo cuando el número
de firmas es constante.
Esto significa que el modelo de efectos fijos 1995-2003 captura variaciones
bianuales que responden más a cambios en la demanda del país socio que a
Universidad Autónoma de Colombia
86
FERNANDO J. ESTUPIÑÁN VARGAS
cambios en la demanda de la economía doméstica. Sin embargo, el nivel de
exportaciones en el largo plazo responde al efecto de economía doméstica, lo
cual tiene sentido porque las decisiones de las firmas con respecto a
localización para explotar economías de escala tienen efectos permanentes.
5.2. Efectos marginales
El análisis precedente fue realizado con los coeficientes de las regresiones;
sin embargo, como se mencionó antes, los coeficientes del modelo Tobit no
son elasticidades. Las elasticidades pueden ser calculadas para valores
específicos de la variable dependiente, como por ejemplo la media y a partir
de allí calcular diferentes efectos.
Una de las posibilidades que ofrece el cálculo de las elasticidades es la de
poder evaluar el efecto que tendría un acuerdo de libre comercio entre un par
de países sobre las exportaciones bilaterales.
De acuerdo con los efectos marginales obtenidos mediante la estimación de
la ecuación (2), la implementación de un acuerdo de libre comercio parece
tener un gran impacto para los bienes diferenciados, más que para otro tipo
de bienes (tabla 5). En efecto, la evidencia indica que un acuerdo comercial
(ceteris paribus) incrementa las exportaciones de bienes diferenciados entre
los países suscriptores del acuerdo en 76.8% (exp[0.57]), de bienes precio referenciados en 46.2% (exp[0.38], y de bienes homogéneos en 63% (exp[0.49]).
TABLA 5
Modelo ecuación. 2 Efectos marginales
Variable dependiente: Ln de exportaciones bilaterales(1+LnXij)
2002-2003
Ln (Ii)
Ln (Ij)
Ln (ExtraMk)
Ln (Dij)
ADJij
FTAij
SndFTA
Homogéneos
dy/dx
Precioreferenciados dy/dx
Diferenciados
dy/dx
0.69
0.68
0.03
-1.15
0.49
-
0.91
0.54
0.03
-1.11
0.38
-
1.00
0.60
0.05
-1.19
0.57
-
Cuando se utiliza otra medida para el efecto de economía ampliada, la
implementación de un acuerdo comercial tiene un efecto similar sobre los
bienes homogéneos y los diferenciados. En ambos casos un acuerdo comercial
Economía y Desarrollo - marzo 2006, vol. 5, n° 1
ECONOMÍAS DE ESCALA Y DIFERENCIACIÓN DE PRODUCTOS COMO DETERMINANTES DEL COMERCIO BILATERAL
87
incrementaría el comercio en 50%, mientras que el comercio de bienes
precio-referenciados crecería en 24% (tabla 6).
TABLA 6
Modelo ecuación. 3 Efectos marginales
Variable dependiente: Ln de exportaciones bilaterales (1+LnXij)
2002-2003
Homogéneos
dy/dx
Precioreferenciados
dy/dx
0.63
0.68
-0.97
0.63
0.42
-1.01
0.64
0.37
-0.65
0.75
0.22
-0.61
Ln (MkexIik)
Ln (Ij)
Ln (Dij)
ADJij
FTA
SndFTA
Diferenciados
dy/dx
0.81
0.45
-0.76
0.51
0.38
-0.74
Con este modelo es posible además, medir el efecto de la variable binaria que
captura la adyacencia de los países involucrados en el comercio. En el modelo
de la ecuación 3, la adyacencia explica un 66% más de comercio de bienes
diferenciados, un 87% más de bienes homogéneos y dos veces más de bienes
precio - referenciados.
Los referentes más importantes de este tipo de comercio son los de Colombia
y Venezuela, Argentina y Brasil, o México y los Estados Unidos, donde el
comercio de materias primas y bienes intermedios es bastante dinámico.
Finalmente, la variable que captura el efecto de acuerdos preexistentes
(SndFTA) tiene un impacto negativo sobre el comercio bilateral. La existencia
de un acuerdo entre el país i y otros países, previo a la suscripción de un
acuerdo con el país j, limitará las exportaciones hacía el país j, en un 47% para
bienes diferenciados, 54% para bienes precio - referenciados y en un 36%
para los bienes homogéneos.
Estos resultados se pueden interpretar como un fenómeno de desviación de
comercio que reduce el potencial que un nuevo acuerdo puede tener. Para dar
un ejemplo, los resultados del Nafta muestran que México logró disparar las
exportaciones hacia los Estados Unidos y Canadá según ROMALIS (2002), pero
el desempeño en otros acuerdos comerciales posteriores no ha podido ser tan
sobresaliente.
En el caso colombiano, la pregunta pertinente es cuál puede ser el efecto de
un acuerdo comercial de Colombia con los Estados Unidos, que elimine las
Universidad Autónoma de Colombia
88
FERNANDO J. ESTUPIÑÁN VARGAS
barreras al comercio entre los dos países. Para responder esta pregunta, se
realizó un ejercicio econométrico con la ecuación (2), en la que se remplazó
la media de Ii por el ingreso de Colombia y la media de Ij por el ingreso de los
Estados Unidos. La tabla 7 muestra que el efecto de un acuerdo de libre
comercio entre los dos países sería de un incremento del 55% (exp[0.44]) en
las exportaciones de Colombia hacía los Estados Unidos.
TABLA 7
Modelo ecuación. 3 Efectos marginales
Variable dependiente: Ln de exportaciones bilaterales (1+LnXij)
Ln (I i)=12.57, Ln (I j)=16.17 ftaij=1 all other variables at mean
Variable
dy/dx
Std. Err.
z
P>|z|
0.96
0.54
-0.91
0.59
0.44
-0.90
0.08
0.06
0.15
0.29
0.23
0.19
11.70
9.05
-6.03
2.00
1.91
-4.72
0.000
0.000
0.000
0.045
0.057
0.000
Ln (MkexIik)
Ln (I j)
Ln (Dij)
ADJij*
FTA*
SndFTA*
(*) dy/dx para un cambio en la variable discreta de 0 a 1.
6. Conclusiones
Este artículo se ha concentrado en verificar la existencia de un efecto de
economía doméstica y de un efecto de economía doméstica ampliada para una
muestra importante de países del hemisferio occidental. Por medio del
modelo de competencia monopolística y haciendo uso de la ecuación de
gravedad con dos medidas diferentes del efecto de economía doméstica, se ha
abordado el análisis desde dos puntos de vista diferentes.
En primer lugar, estimaciones Tobit de corte transversal respaldan la
existencia de un efecto de economía doméstica, lo cual implica que un gran
mercado doméstico para productos industriales se traduce en una mayor
producción que genera excedentes que son exportados a países de menor
tamaño.
Asimismo, se encontró evidencia de la existencia de un efecto de economía
doméstica ampliada, es decir, un efecto significativo sobre las exportaciones
del ingreso del país doméstico más el ingreso de los países socios, lo cual
constituye una ampliación del mercado doméstico. Si bien las estimaciones
econométricas permiten afirmar que existe tal efecto, la evidencia indica
que es más pequeño que el efecto de economía doméstica simple.
Economía y Desarrollo - marzo 2006, vol. 5, n° 1
ECONOMÍAS DE ESCALA Y DIFERENCIACIÓN DE PRODUCTOS COMO DETERMINANTES DEL COMERCIO BILATERAL
89
De otra parte, las estimaciones econométricas de panel de datos con efectos
fijos no mostraron evidencia para soportar la existencia de un efecto de
economía doméstica o de economía doméstica ampliada. Por el contrario, los
resultados de estas estimaciones sugirieron la existencia de una
diferenciación de productos nacional, es decir, el efecto opuesto al de efecto
de economía doméstica.
De esta manera, las conclusiones acerca de la existencia o no de efectos de
economía doméstica y economía doméstica ampliada parecerían depender de
las técnicas econométricas empleadas. Como fue explicado anteriormente,
estimaciones de corte transversal favorecen las dos hipótesis analizadas,
mientras que las estimaciones de panel de datos con efectos fijos muestran
los efectos contrarios. Este resultado ha sido explicado como un reflejo del
equilibrio de largo plazo que es capturado con el modelo de corte transversal
y unas desviaciones de corto plazo con respecto al equilibrio capturadas por
el modelo de efectos fijos.
Por lo tanto, este trabajo ha intentado contribuir con evidencia empírica
adicional que fortalece los elementos de discusión en relación con la
existencia de efectos de economía doméstica. De un lado, este trabajo ha
incluido un mayor número de países en desarrollo en la muestra de análisis.
Además, ha incorporado una nueva metodología al tratar de comprobar la
existencia de un efecto de economía doméstica ampliada, hipótesis que no
había sido verificada hasta el momento.
Igualmente, los resultados hallados para los efectos marginales demostraron
la importancia de los acuerdos de libre comercio para crear comercio entre
economías similares. Esta afirmación es especialmente relevante para la
categoría de productos diferenciados. No obstante, el impacto de un acuerdo
de libre comercio sobre el intercambio bilateral parece disminuir si uno o los
dos países han firmado acuerdos de libre comercio previamente.
Finalmente, es necesario señalar que la existencia de importantes mercados
domésticos juega un papel muy relevante para apoyar las exportaciones de
productos diferenciados. La expansión de estos mercados a través de acuerdos
de libre comercio tiende a aumentar la escala de producción de las firmas,
aunque los incrementos parecen ser relativamente bajos. Como consecuencia,
sería recomendable que la negociación de acuerdos de libre comercio y de otro
tipo de integración comercial fuera más ambiciosa con el fin de aprovechar
mayores oportunidades para incrementar la escala de producción de las
firmas, y por ende, reducir los costos de producción.
Universidad Autónoma de Colombia
90
FERNANDO J. ESTUPIÑÁN VARGAS
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Universidad Autónoma de Colombia
92
FERNANDO J. ESTUPIÑÁN VARGAS
Anexo
TABLA 8
Lista de países de la muestra
Argentina
Bolivia
Brasil
Canadá
Chile
Colombia
Costa Rica
Ecuador
El Salvador
Guatemala
Honduras
México
Nicaragua
Panamá
Paraguay
Perú
Uruguay
Estados Unidos
Venezuela
TABLA 9
Variable
;LM
Descripción
Fuente
Exportaciones del país L al país M en millones de dólares para 19
países, deflactadas por el índice de valor unitario de las
exportaciones de acuerdo con la metodología del FMI (FMI, 1988).
DATAINTAL
Ingreso o PIB del país L de acuerdo con la valoración del PIB del
país según la Paridad del Poder de Compra en millones de
dólares.
World
Economic
Outlook, FMI
Ingreso o PIB del país M de acuerdo con la valoración del PIB del
país según la Paridad del Poder de Compra en millones de
dólares.
World
Economic
Outlook, FMI
Distancia calculada con la metodología de la distancia circular
entre las capitales de dos países
International
Trade Data
,L
,M
'LM
'LM==3962.6
3962.6 arc
arc ([(Sen(Y
[(Sen(Yii)*Sen(Y
)*Sen(Yj)])
j)] ++
'LM
[Cos(Yi)*Cos(Yj*Cos(Xi-
X[Cos(Y
j)])
i)*Cos(Yj*Cos(Xi-Xj)]
Donde X es la longitud en grados multiplicada por 57.3 para
convertirla en radianes y Y es la latitud multiplicada por
-57.3, asumiendo que ésta es medida en grados del hemisferio
occidental (Head, 2003).
Economía y Desarrollo - marzo 2006, vol. 5, n° 1
ECONOMÍAS DE ESCALA Y DIFERENCIACIÓN DE PRODUCTOS COMO DETERMINANTES DEL COMERCIO BILATERAL
$'-LM
93
Variable discreta con valor igual a 1 si los países L y M son
adyacentes y valor igual a 0 si no lo son.
International
Trade Data
Variable discreta con valor igual a 1 si los países L y M pertenecen
a un mismo acuerdo de libre comercio y 0 si no cumplen con esta
condición.
Cálculos
propios con
base en SICE
Variable discreta con valor igual a 1 si el país Lpertenece a un
acuerdo de libre comercio con un país diferente al país M y valor
igual a 0 si no se cumple esta condición.
Cálculos
propios con
base en SICE
)7$LM
6QG)7$
([WUD0NL
-
∑,
M =1
donde I es el ingreso o PIB basado en la Paridad del Poder
M
Cálculos
propios
de Compra de los paísesM, los cuales son socios del país Len un
acuerdo de libre comercio. Esta variable mide el tamaño del
mercado al cual las firmas en el paísLpueden acceder por virtud
del acuerdo. No se incluye el PIB del propio país.
0NH[,L
-
,L + ∑ , M
donde Ij representa el ingreso o PIB basado en la
Cálculos
propios
M =1
Paridad del Poder de Compra de los países M socios del país Len
un acuerdo de libre comercio. Esta variable mide el tamaño de
mercado que las firmas en el país Lpueden acceder por virtud del
acuerdo, incluyendo el PIB del propio país.
TABLA 10
Test de Wald Productos diferenciados
Hipótesis nula Ho: 1= 2
Modelo ecuación 2
Período
Estadístico
F
F (1, 335) valor
crítico al 95%
Decisión
120.68
89.60
100.23
100.23
80.87
3.92
3.92
3.92
3.92
3.92
Rechazar
Rechazar
Rechazar
Rechazar
Rechazar
1994-1995
1996-1997
1998-1999
2000-2001
2002-2003
Modelo ecuación 3
Periodo
Estadístico
F
F (1, 336) valor
crítico al 95%
Decisión
11.61
11.61
21.15
26.20
27.29
3.92
3.92
3.92
3.92
3.92
Rechazar
Rechazar
Rechazar
Rechazar
Rechazar
1994-1995
1996-1997
1998-1999
2000-2001
2002-2003
Universidad Autónoma de Colombia