Factores determinantes del saldo de la balanza comercial en México, 1989-1998 ••••••••••

ROGELIO VARELA LLAMAS '

esde la crisis de 1982 la economía mexicana ha impulsado un proceso de apertura que ha significado grandes esfuerzos en materia de negociación y diversificación comerciales. En los primeros años de los ochenta se comenzó a racionalizar la protección, lo que implicó tasas arancelarias y permisos previos más flexibles en algunos sectores. En 1986 esta política adquirió un impulso renovado con la incorporación de México al Acuerdo General sobre Aranceles Aduaneros y Comercio (GATT), que aceleró la eliminación de las barreras arancelarias a la movilidad de mercancías. 1 Ambos procesos propiciaron que muchos sectores y ramas de la economía participaran en la dinámica del comercio bilateral y multilateral. En el actual decenio la política comercial ha trascendido la apertura unilateral con la firma en 1994 del tratado comercial entre Canadá, Estados Unidos y Méx ico, que reafirma la importancia delcomercio exterior en el desarrollo económico del país. En el presente trabajo se analizan los factores determinantes de la balanza comercial del primer trimestre de 1989 al primero de 1998 para medir relaciones de causalidad entre la variable de estudio y los PIB de México y Estados Unidos y el tipo de cambio real.

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la de capitales conforma la balan za de pagos que en general describe las relaciones comerciales y financieras de un país con el resto del mundo. 2 Una balanza comercial deficitaria significa que las importaciones son mayores que las exportaciones. Por ende se ti ende a generar un desequilibrio externo que se puede manifestar en un a disminución de las reservas internacion ales y e n consecuencia en presiones en el tipo de cambio nominal. Por el contrario, cuando se presenta un superávit las exportaciones sobrepasan a las importaciones y se acumulan reserv as internacional es, se redu cen las presiones en el tipo de cambio nominal y se produce un mayor crecimiento del producto co n efectos positivos en el empleo y los ingresos .3 En el marco de la globalización económica, el saldo de la balanza comercial permite medir el grado de integraci ón d e la economía nacional en la mundial , así como evaluar el desempeño de la política comercial como medio para fomentar el comercio exterior y su diversificación . De acuerdo con un modelo de economía abierta que supone la libre movilidad de mercancías, el saldo de la balanza comercial depende de la diferen-

D

Nisso , S. Loaeza y N. Lusti g (eds.) , México: auge, crisis y ajuste , Fondo de Cultura Económica, México, 1993. 2. M. Chacholiades, Economía interna cional , McGraw-Hill , 2a. ed., México, 1992, p. 340. 3. J.S.L. Me Cambie, "Economic Growth, Trade Interlin kages, and the Balance of Payments Constraint ", Jou mal of Post Keynesian Economics, vol. 15, núm . 4, 1993 .

l . A.L. Bravo , "La aper tura comerc ial, 1983- 1988, contribución al camb io es tru ctura l de la eco nomía mex icana", e n C. Brazdrech, B.

* Profesor de ti empo completo de la Fa cu ltad de Eco nomía de la Universidad Autónoma de Baja Ca lifomia , Unidad Tijuana .

MoDELo DE Eco:-.:o~ I ÍA .\BIERT\

esde la perspectiva teórica de una economía abierta, la balanza comercial es un registro sistemático que contabiliza todas las ex portaciones y las importaciones de mercan cías y forma parte de la cuenta corriente, que a su vez incluye la balanza de servicios y de transferencias . Esta cuenta aunada a

factores del saldo comerc ial

940

n el marco de la globalización económica, el saldo de la balanza comercial permite

signifi ca que e ntre Y* y SBC hay un a relac ió n d irecta . Si e l tipo de cambio rea l se in cre menta (más pesos por dólar), las ex portac iones tambi é n crece n, lo que ocas io na que e l sa ld o co merc ial aumente y de es ta form a se defina un a relació n direc la entre TC R y SBC. A l c rece r e l producto nac io na l las importac io nes se e leva n y el sald o co mercial se reduce , prese ntá ndose un défic it y co n e ll o un a relació n in ve rsa e ntre Y y SBC.

medir el grado de integración de la economía nacional en la mundial, así como evaluar el desempeño de la política comercial como medio para fom.entar el comercio exterior

y su diversificación

EsTI\1.\l ·¡():-. DEL \IOD EI.O

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a informac ió n asoc iada a la va ri a bl e de l PIB de M éxico (PIBM) está va lorada en millones de pesos a precios constantes de 1993 y los datos prov ienen del Sistema de Cuentas Nacio nal es; e l de Estados Undiso (PIB U) es tá representado e n millones de dólares y la fue nte es la OCDE (De partment of Econo mi cs and Stati s tics). E l tipo de ca mbi o real se calcul ó segú n los criterios esta bl ec idos por la teoría de la paridad del poder de compra y se utili za información del Banco de México (Indi cadores de México) . E l sa ldo de la ba lanza co mercial está valo rado en mill o nes de dó lares y contabilizado a precios LAB ; las c ifras tienen co mo fuente la SHCP, e l Banco de México y el INEG I. Con la info rm ac ión de estas va ri ables trimestrales desde e l primer trimestre de 1989 hasta el primero de 1998, se construyen las seri es de tiempo y se realiza e l análisi s de regresión. P ara calc ular las relaciones c ua ntita ti vas e ntre las variables descritas se pl antean dos modelos econométricos, uno con valores originales y otro con ex pres ión logarítmi ca. La función por es timar en e l primer caso es la siguiente: SBC = f [PIBM, PIB U, TCR]

cia entre exportaciones e importac io nes y específicamente del comportami ento que asuman las variables que las determinan 4 Las determinantes de las exportaciones (X) so n e l in greso exterior (Y*) y el tipo de camb io rea l (TC R), mientras que las de las importac io nes (N) so n e l ingreso nacio nal (Y) y e l tipo de ca mbio rea l (TC R) .5 Considerando e l mode lo de Mundell y Fleming la ecuaci ó n por es timar es: SBC = Xf (Y*,TCR)- Nf (Y,TCR) = f(Y,Y * ,TCR). E n el caso del ingreso exterior e l cálcul o se efec tú a co nsid erando el PIB de Es tados Unidos con la premisa de que es el princi pal socio comercial ; en cuan to al ingreso nacional, se utili za e l PIB de Méx ico y el tipo de cambio rea l secalcul acon base en el tipo de cambio nom in al (TCN) y la inflación de México (n:) y Estados Unidos (n:*) con el mj smo año base. 6 Si el producto ex teri or se inc re me nta, las exportac iones nacionales tienden a crecer y con ello e l saldo de la balanza comerc ial, es decir: aumenta e l s uperávit o se reduce e l déficit , lo qu e

Pl anteada en términ os de un a ecuac ión con un rezago en e l tipo de cambi o real , se ti ene la siguiente expresió n matemática: SBC,= aO +alPIBM, + a2 PIBU,+ a3 TCR,. 1 al < 0,a2 > 0, a3 > 0

[1]

De acuerdo co n los componentes del saldo de la bal anza comerc ial, la ec uación [1] se represe nta parcialmente como: X, = aO + a 1 PIBU, + a2TCR

a l > O, a2 >O

[2]

N,=a0+a lPIBM, + a2TCR

a l > O, a2 < 0

l3J

Una segund a función que se co nsid era para es timar la variabl e dependiente es: X/N= f[PIBM , PIBU, TCR , DUMMY]

4. C.C. Man se ll , La s nuevasfinan zas en México , IM EF-ITAM , 1a. ed., México , 1992, p. 96. 5. R. Dornbusch y F. S tanley, Ma croeco nomía , Me Graw- Hill , 5a. ed., México , 1995. 6. B. Balassa, "The Purchas in g Powe r Parity Doc trin e: a Reappraisal", Journal of Polilical Eco nomr , di ciembre de 1964.

Ex presada en términos de e lasti cidad se o btiene la siguiente ecuación de predicción : LX/N,= ~0+ ~lLPIBM, + ~2LPIBU,. 2 + ~ 3LTCR,. 1 + ~4DUMMY , ~l < 0 , ~ 2y ~ 3> [4]

comercio exterio r, octubre de 1999

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941

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R

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••••••••••••••••••• •••••••••••• Normalidad Jarque-Bera (J-B ) de normalidad de residuo s F-es tadís ti co = 3.167 , probabilidad= 0.2053

Á

e

F

l B\ (l ... l\11 ' \1{\ 1 \ l.ll \ll(l\

A

2

[11

••••••••••••••••••••••••••••••• 20

Autocorrelación Correlación se ri a l LM (multipli cador de Lagrange) LM,.,: F-estadístico = 0.0011 prob ab ilid ad= 0.974 LM , : F-es tadísti co = 0.0598 probabilidad= 0.942 LM::; : F-estadístico = 0.4020 probabi lid ad =O . 752 LM,.4 : F-estadístico = 0.4120 probabilidad= 0.798

10 CUSUM

Heterocedasticidad

- 10

Arch,.,: F-estadísti co = 2.404 probabilidad= 0.087 Arch,.,: F-estadístico = 1. 852 prob abilidad= 0.146 White: F-estadístico = 2.04 1 probabilid ad= 0.090

-20 1990

Ca mbio estru ctural CUSUM: no hay ca mbio es tru ctural en e l largo plazo CUSUMQ: hay ca mbi o est ru c tural e n e l período 1992- 1994

••••••••••••••••••••••••••••••• R

G Á.ll S II

1>1

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1. 1 ICL IC IO\

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••••••••••••••••••••••••••••••• 2 000 1 000

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SBC est imado

1 500 1 000 -

SBC real

- 1 000 -2 000

Residual

500

o -500 - 1000 - 1989 1990 199 1 1992 1993 1994 1995 1996 1997

••••••••••••••••••••••••••••••• En esta ecuación logarítmica [4] se introduce TCR ,. 1 como variable explicativa con un trimestre rezagado; adem ás se considera el PIB de México y Estados Unidos , este último co n dos trimestres rezagados. La variable dummy se incluye con el propósito de desestacionalizar X/N para tener mayor preci sió n del efecto de las variables indepe ndientes en la va riabl e por explicar.

A:'\ALISIS DE LOS RESL LT.\DOS ECO'\O~IÉTRICOS

D

5% de signi fica nc ia

o --

e ac uerdo con los resultados de la ecuación [ 1], el estimador al indica que entre el producto nacional y el sa ldo de la balanza comercial hay un a relación inversa, lo cual implica que a medida que se genera un mayor crecimiento económico se provoca un desequilibrio en el sector ex terno mediante

199 1

1992

1993

1994

1995

1996

1997

••••••••••••••••••••••••••••••• un incre mento de las imp ortac io nes. Por e l co ntrari o, el es timador a2 señala qu e entre el producto de Es tados Unidos y el saldo comerc ial hay un a relación directa , ya que el efecto positivo de l crecimiento de l producto en las exportaciones nacionales permite que la balan za co me rcia l mante nga o incremente el superá vit. El estimador a3 ex presa que e l c recimi ento del saldo comercial también o bedece a alzas e n e l tipo de cambio real de un trimes tre anterior, lo que permite inferir qu e la subvaluación ca mbi aria con un trimes tre de rezago ti ene efec tos positi vos en las exportaciones netas. En consecue ncia el signo numérico que asume cada uno de los parámetros es congrue nte co n las hipótesis de qu e a l < O, a2 > O y a3 > O. E l info rme de regresión para el caso de la ec uac ión [ 1] es: SBC, =- 7141.886- 0.00263 9( PIBM,) + 0.951569 (PIBU, ) (-6 .754706) (- 1. 79 1740 ) (2.535 128) + 955.7272 (TCR , 1 ) (6 .276706) D-W=l.98

F = 45.89

GL=32

E l coefic iente de determinación múltiple (R 2) indi ca que hay un bue n aju ste entre los va lores observados y estimados, ya que aproximadamente 79% de los cam bio s ocurridos en el saldo de la balan za co mercia l ti e ne qu e ver co n las va ri ac iones e n el PIBM ,, PIBU, yTCR,. 1, va riables que de acuerdo con el estadísti co- t son estadísti camen te sig nifi cat iv as. El estadístico D- W permite afirmar qu e no hay problema de autocorrelación de pri mer orde n, lo que signifi ca que las perturbaciones ¡.li y ).l.j no están correlacionadas seri a l men te y por tanto se manti ene inalterado e l supu esto de mínim os cuad rados de que E().l.i, ).l.j) =0. 7 7. G.S. Maddala , l11t roducc ió n a la econ ometría, Prentice Hall, 2a ed., Méx ico, 1996.

fact o res de l saldo co me rc ial

942

R

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1' 111\ 1, 1 1 1 " " "

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••••••••••• • •••••••••••••••••••

e

F

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5

111

•••••••••••••••••••••••••••••••

1.6

20 -

1.2

10

0. 8

5% de significancia

o

0.4

CUSUM

5% de signifi ca nc ia -

CUSUM de cuadrados

- 10

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0.0 - 0.4

199 1 1990 1991

1992

19 93

1994

19 95

1996

••••••••••••••••••••••••••••••• R

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X/M est im ado

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1- -0.1 - - 0.2 - -0.3 ~ - 0.4

0.0 -0. 1

1993

1994

1995

1996

1997

••••••••••••••••••••••••••••••• Los resultados del cuadro 1 indican que el modelo pasa la prueba J-B de normalidad de residuo. La prueba de autocon·elación LM con uno hasta cuatro rezagos confirma que no hay correlación serial entre las perturbaciones estocásticas del modelo . La pruebaArch y White con tres y cuatro rezagos no reconocen la presencia de heterocedasticidad . La interpretación es que el modelo tie ne estimadores eficientes y por tanto lineales e insesgados. En cuanto a problemas de cambio estructural en los parámetros, la prueba CUSUM muestra que en el período de estudio no hay di storsión en la relación funcional, mientras que la prueba CUSUMQ reconoce dicho problem a en el período del tercer trimestre de 1991 al c uarto de 1994.

Residu al

- 0.2 1991 1992

1993 1994

1995

1996

A

D

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1997

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1989 1990

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1992

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A

6

141

• •••••••••••••••••••••••••••••• 2

1.6 CUSUM de cuadrados

1.2

••••••••••••••••••••••••••••••• Prueba s econo mét ri cas No rmalidad Jarqu e- Bera de normalidad de res iduo s F-estadístico = 1.11 2, probabilidad= 0.573 Autocorrelación Correlación seria l LM (multiplicador de Lagrange) LM,_1 : F-estadístico = 0.051 probabilidad = 0.823 LM,_ 2 : F-e stadístico = 0.048 probabilidad = 0.953 LM , 3 : F-es tadís tico = 0.104 probabilidad= 0.957 LM , 4 : F-es tadíst ico = 1.40 1 probabilidad= 0.259 Heterocedasti cidad Arc h,_1: F-es tadístico = 0.222 probabilidad= 0.640 Arch ,: F-estadístico = 0.131 probabilidad = 0.878 Arel