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: [email protected] Fecha de recepción: noviembre 22 de 2005 / Fecha de aceptación: marzo 21 de 2006. Universidad Autónoma de Colombia 66 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. Universidad Autónoma de Colombia 68 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. Economía y Desarrollo - marzo 2006, vol. 5, n° 1 ECONOMÍAS DE ESCALA Y DIFERENCIACIÓN DE PRODUCTOS COMO DETERMINANTES DEL COMERCIO BILATERAL 69 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 Universidad Autónoma de Colombia 70 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 71 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. Universidad Autónoma de Colombia 72 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 73 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 FMI5 . 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. Universidad Autónoma de Colombia 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. Universidad Autónoma de Colombia 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 Bibliografía ANDERSON, J., (1979), A Theoretical foundation for the gravity equation, en American Economic Review, 69, 106-116. BERGSTRAND, J., (1989), The generalized gravity equation, monopolistic competition, and the factor-proportions theory in international trade, en The Review of Economics and Statistics, 71, 1, 143-153. CARRILLO, C. y LI, C., (2002), Trade blocks and the gravity model: evidence from Latin American Countries, en Economics Discussion Papers, Colchester 542. Universidad de Essex. CHAMBERLIN, E., (1936), The theory of monopolistic competition: a reorientation of the theory of value. Cambridge, Harvard University Press. CHEN, N., (2004), Intra-national versus international trade in the European Union: why do national borders matter?, en Journal of International Economics, 63, 93118. DAVIS, D. y WEINSTEIN, D., (1999), Economic geography and regional production structure: an empirical investigation, en European Economic Review, 91, 14231453. DAVIS, D. y WEINSTEIN, D., (1996), Does economic geography matter for international specialization, en NBER Working Paper, No. 5706. DEARDORFF, A., (1995), Determinants of bilateral trade: does gravity work in a neoclassical world?, en NBER Working Paper, No. 5377. DIXIT, A. y STIGLITZ, J., (1977), Monopolistic competition and optimum product diversity, en American Economic Review, 67, 297-308. EVENETT y KELLER, (1998), On theories explaining success of the gravity equation, en NBER Working Paper, No. 6529. FEENSTRA R., (2003), Advanced international trade. New Jersey, Princeton University Press. FEENSTRA, R.; MARKUSEN J., y ROSE A., (2001), Using the gravity equation to differentiate among alternative theories of trade, en Canadian Journal of Economics, Vol. 34, Num 2, 430-437. GULDE, A. y SCHULZE-GHATTAS, M., (1993), Purchasing power parity based weights for the World Economic Outlook, en Staff Studies for the World Economic Outlook Washington, FMI, 106-123. HAVEMAN, J. (n.d.), International trade data. Tomado el 1 de julio de 2005 de: http:/ /ww.macalester.edu/research/economics/PAGE/HAVEMAN/Trade.Resources/ TradeData.html HEAD, K., (2003), Gravity for beginners, Mimeo. Vancouver, Universidad de British Columbia. Economía y Desarrollo - marzo 2006, vol. 5, n° 1 ECONOMÍAS DE ESCALA Y DIFERENCIACIÓN DE PRODUCTOS COMO DETERMINANTES DEL COMERCIO BILATERAL 91 HEAD, K. y RIES, J., (2002), Increasing returns versus National product differentiation as an explanation for the pattern of the us-canada trade, en American Economic Review, 91, 858-876. HELPMAN, E., (1987), Imperfect competition and international trade: Evidence from fourteen industrial countries, en Journal of the Japanese and international Economics, 1, 62-81. FMI (1988), IFS, Supplement on Trade Statistics No. 15 INTAL (n.d.) Trade statistics system for the western hemisphere. Tomado en junio de 2005 de: http://www.iadb.org/intal/ingles/bdi/i-dataintalweb.htm KRUGMAN, P., (2003), International economics. Theory and policy. Sexta edición. Boston, Addison Wesley. KRUGMAN, P., (1980), Scale economies, product differentiation, and the pattern of trade, en American Economic Review, 70, 950-959. KRUGMAN, P., (1979), Increasing returns, monopolistic competition, and international trade, en Journal of International Economics, 9, 469-479. MARKUSEN, J.; MELVIN, J.; KAEMPFER, W. y MASKUS, K., (1995), International trade. theory and evidence, Singapore, McGraw-Hill. RAUCH, J., (1999), Networks versus Markets in international trade, en Journal of International Economics, 48, 7-35. ROMALIS, J., (2002), NAFTA and CUSFTAs Impact on North American Trade, en NBER Working Paper, No. W11059. SICE, Foreign Trade Information System (n.d.). Tomado el 8 de julio de 2005 de http:/ /www.sice.oas.org/Welcomee.asp TRIONFETTI, N., (1999), On the home market effect: theory and empirical evidence. London: Centre for Economic Performance. London School of Economics and Political Science. VERBEEK, M., (2004), A guide to modern econometrics. Chichester, UK, John Wiley & Sons, Ltd. 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