No. de Reserva 04-2014-08111025600-203 ISSN: 2007-977X
DOI: http://dx.doi.org/10.18583/umr.v3i1.143.g286
Open Access bajo la licencia CC BY-NC-ND (http://creativecommons.org/licenses/by-nc-nd/4.0/).
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Vol.3 Núm.1
DETERMINANTES DE LA BALANZA
COMERCIAL EN MÉXICO, 2000-2014.
DETERMINANTS OF THE TRADE BALANCE IN MEXICO, 2000-2014.
RESUMEN
El objetivo del presente trabajo es determinar
empíricamente las principales variables
macroeconómicas que inuyen en los
movimientos de la balanza comercial dentro de
la economía mexicana para el período 2000.I-
2014.II, mediante datos trimestrales. A través
de la metodología de vectores de corrección de
error (VEC), encontramos que una depreciación
del tipo de cambio real, así como un aumento
en la actividad económica del país son
factores que presionan hacia un superávit en
la balanza comercial de México. Mientras que
un incremento en la producción industrial de
Estados Unidos tiene un efecto inverso.
Clasificación JEL: F11, F14
PALABRAS CLAVE
Condición Marshall-Lerner, Depreciación,
Condición Marshall-Lerner,
LernerDepreciación, Tipo de
cambio, Balanza Comercia
ABSTRACT
The objective this paper is to empirically
determine the main variables macro that
inuence the movements of the trade balance
in the Mexican economy for the period
2000.I-2014.II. Through the methodology of
Vector Error Correction (VEC’s), we nd that a
depreciation of the real exchange rate and an
increase in economic activity in the country
are factors that push towards a surplus in the
trade balance of Mexico. While an increase in
industrial production in the United States has a
reverse eect.
JEL Classification: F11, F14
KEY WORDS
Marshall-Lerner Condition, Depreciation,
Marshall–Lerner condition, Depreciation,
Exchange Rate, Balance of Trade
Juan Carlos Márquez Ortiz
1
3
1
Profesor-Investigador de Tiempo Completo en la
Universidad Politécnica Metropolitana de Hidalgo
(UPMH), adscrito al programa educativo en
Administración y Gestión de Pymes.
El autor es el único responsable de lo que se dice
u omite en el presente trabajo. Correo electrónico:
jortiz@upmh.edu.mx
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Universidad Politécnica de Guanajuato
23
Recepción: 2 de Febrero del 2018
Aceptación: 2 de Marzo del 2018
Publicación: 30 de Abril del 2018
Ma
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Vol.3 Núm.1
La balanza comercial es una de los indicadores
más importantes para una economía pequeña
y abierta dentro de un contexto de apertura
comercial y nanciera que es una de las principales
características de la economía mexicana a partir de
mediados de la década de los 90. La importancia
en el estudio de este indicador es fundamental,
debido a que permite visualizar el dinamismo
que tiene el comercio de un país con el exterior
y además posibilita determinar qué sectores son
los más activos en la generación de empleo. Por lo
cual, se considera que el comercio exterior es uno
de los principales motores de la economía.
Reconocer la relación que guarda la balanza
comercial de México con sus principales
determinantes macroeconómicos tales como:
el tipo de cambio real, la actividad económica
nacional y el dinamismo de la economía de los
Estados Unidos han sido históricamente complejas
y difícil de dilucidar a corto y largo plazos. Por lo
cual, es uno de los temas más debatidos dentro de
la literatura económica nacional.
Esto se debe a que existen posturas opuestas
sobre como las apreciaciones y depreciaciones del
tipo de cambio real afectan a la balanza comercial.
Galindo y Guerrero (1997), documentan que existe
un consenso bien denido de economistas tales
como: Dornbusch y Werner, quienes piensan que
mantener un tipo de cambio real competitivo es
una mejor política que la de propiciar apreciaciones
cambiarias debido a que éstas últimas tienden
a detener el crecimiento económico ya que
generan un creciente décit comercial. Mientras
que economistas como: Krugman, Taylor y entre
otros, piensan que las depreciaciones del tipo
de cambio real que tienen por objetivo mejorar
la competitividad de la economía en realidad
producen serios efectos negativos sobre la
trayectoria del producto en el largo plazo.
En el presente trabajo se pretende profundizar
sobre el análisis de las relaciones de largo plazo
que guardan la balanza comercial, el tipo de
cambio real, la actividad económica nacional y
la actividad industrial de nuestro principal socio
comercial. Por lo que esperamos que en el largo
plazo existan relaciones parecidas a las propuestas
por
Dornbusch y Werner (1994), en el sentido que las
depreciaciones cambiarias generan un superávit
comercial.
Por lo tanto, el documento se encuentra
estructurado de la siguiente manera: en la sección
primera se discuten los principales aspectos
teóricos del trabajo. Para el siguiente apartado se
plantean los principales hechos estilizados de las
variables involucradas en la estimación estadística.
Para la sección tercera se presenta la metodología
econométrica propuesta. En la cuarta sección se
procede a realizar la estimación estadística y se
discuten los resultados econométricos.
Finalmente, se establecen las conclusiones
principales.
I. Aspectos teóricos
En la teoría económica se establece una
importante relación entre las depreciaciones del
tipo de cambio real y la balanza comercial. Dicha
relación es conocida por la condición o teorema
de Marshall-Lerner. Formalmente, dicho teorema
es una relación empírica que establece que las
depreciaciones reales del tipo de cambio provocan
un aumento en las exportaciones y ayudan a
mejorar la balanza comercial en el corto plazo.
Sin embargo, para que este resultado prevalezca
es fundamental que la suma de las elasticidades
precio de las importaciones y de las exportaciones
sean mayores a 1 en términos de valor absoluto
(Blanchard, Amighini y Giavazzi, 2012).
INTRODUCCIÓN
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Vol.3 Núm.1
La condición empírica se debe a que una disminución
de los precios relativos de los bienes transables
repercutirá en un aumento de la demanda externa de
estos bienes, lo que implica también una caída de las
importaciones de manera simultánea. Ambos efectos
incidirán sobre la balanza comercial, pero la cuantía
del efecto dependerá de las elasticidades relativas
de la demanda de estos bienes a los precios, de esta
manera, si la demanda de los bienes exportados
es elástica, mayor será su demanda en relación a
la disminución de los precios, lo que provocará el
mejoramiento de la balanza comercial. Por otro lado,
si la demanda de los bienes importados es también
elástica respecto a los precios, el egreso total por
importaciones será cada vez menor y el efecto tendrá
un impacto positivo sobre la balanza comercial.
Dentro del ámbito internacional, la condición
Marshall-Lerner, ha sido debatida ampliamente. De
acuerdo con Bustamante y Morales (2009: 107) dicha
hipótesis no ha podido ser corroborada de manera
amplia dado que “los trabajos clásicos realizados
Houthankker y Magge (1969), Khan (1974), Goldstein
y Khan (1978), Wilson y Takaes (1979), Warner y Kreinin
(1983), Krugman y Baldwin (1987), en general han
concluido en contra de la condición Marshall-Lerner.”
Sin embargo, hacen hincapié que todos los trabajos
mencionados se encuentran estimados a través de
la técnica de mínimos cuadrados ordinarios (OLS), la
cual presenta regresiones espurias cuando se utilizan
series no estacionarias, tal y como es el caso de los
trabajos anteriores.
A través de métodos estadísticos modernos que
toman en cuenta la problemática de las series no
estacionarias se encuentran los modelos multivariados
de series de tiempo. En particular la metodología
de la cointegración propuesta por Engle y Granger
(1987), así como por Johansen (1988 y 1992) que
poseen la virtud principal de estimar la presencia de
relaciones de largo plazo entre las variables, además
de considerar el número de relaciones estables, las
condiciones de exogeneidad prevalecientes y sus
relaciones de causalidad.
Todas estas propiedades de estimación son un punto
de partida eciente para evaluar cuantitativamente
el cumplimiento del teorema señalado.
Mediante esta técnica estadística, Bustamante y
Morales (2009: 107) señalan que los estudios han
sido numerosos y que entre los más inuyentes se
encuentran los efectuados por “Bahmani-Oskooee
y Nirooman (1998), Coparale y Chui (1999) y Rose
y Yellen (1989), en los cuales se concluye que no se
cumple la curva J2 para los países pertenecientes al
G-7. El mismo estudio fue realizado por estas últimas
autoras al año siguiente, pero ahora para ciertos
países en desarrollo y nuevamente rechazaron la
presencia de la curva J. Por otro lado, Onafowara
(2003), al utilizar datos del comercio bilateral entre
Estados Unidos y Japón encuentra evidencia a favor
de la existencia de la curva J en algunos países del
este asiático.”
2
La llamada curva J representa el empeoramiento inicial de la
balanza comercial provocada por una depreciación real, seguida
de una mejora en la balanza comercial (Blanchard, et al., 2012).
Para el caso latinoamericano, destacan los trabajos de
Bustamante y Morales (2009), para el caso peruano
y el de Rendón y Ramírez (2005) para la economía
colombiana, en ambos estudios se aplica la técnica
de cointegración a la Johansen (1992).
Para este último trabajo los autores concluyen la
presencia de la condición Marshall-Lerner para
Colombia y además puntualizan los efectos tanto
positivos como negativos que ejerce la tasa de
crecimiento de la economía de los Estados Unidos
sobre su balanza comercial. Para el caso de Perú, los
autores sostienen que existe evidencia suciente
que satisface el teorema de Marshall-Lerner, pero no
así la existencia de la curva J
2
en Perú. Finalmente,
encuentran que las variables que determinan los
cambios en la balanza comercial de la economía
peruana es en particular: el tipo de cambio real y las
importaciones mundiales. Mientras que el producto
interno bruto del Perú no tiene efectos signicativos
sobre los movimientos de su balanza comercial.
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Vol.3 Núm.1
En México los estudios sobre la validez de la
condición Marshall-Lerner no son totalmente
concluyentes ya que para Guerrero de Lizardi
(2004), existe evidencia suciente para validar
dicha condición. Sin embargo, Garcés (2002),
encuentra lo contrario ya que en su estudio la
suma de las elasticidades precio es menor a la
unidad, por lo que concluye que una depreciación
del tipo de cambio real provoca un décit en el
saldo de la balanza comercial.
Es importante precisar que dentro del trabajo
no tenemos como objetivo principal validar
empíricamente la condición de Marshall-Lerner,
sino determinar dinámicamente las variables
que inuyen en los movimientos de la balanza
comercial de la economía mexicana. Para lo cual,
se analizan las relaciones existentes entre el saldo
de la balanza comercial, el tipo de cambio real,
el ingreso doméstico y el ingreso del resto del
mundo
3
.
3
Debido al amplio grado de integración que tienen muchos
sectores la economía mexicana con la estadounidense y al
ser este último su principal socio comercial, se tomará como
variable proxy del ingreso mundial al índice de producción
industrial de Estados Unidos.
Por otro lado, es importante matizar que dentro
de la teoría económica no existe un consenso
unicado sobre el mecanismo de transmisión y los
efectos dinámicos entre las variables involucradas
y por tanto, de sus relaciones de causalidad. Por lo
que es pertinente utilizar un modelo multivariado
de series de tiempo con la intención de poder
determinar la exogeneidad entre las variables
o en su caso vericar si el sistema a calcular es
endógeno. La muestra de las series utilizadas es
de frecuencia trimestral para el período de 2000.I
a 2014.II
II. Algunos hechos
estilizados sobre la
balanza comercial y sus
determinantes
Nuestro análisis empírico comienza a partir del
año 2000 mediante datos trimestrales y naliza
en el segundo trimestre de 2014. En la gráca
1 podemos observar que el saldo de la balanza
comercial4 hasta nales de 2007 se mantenía
persistentemente negativo. Sin embargo, a
principios del año 2008 la balanza comercial
revierte su tendencia y tiene un pico positivo, el
cual a su vez se restablece en los siguientes años.
4
El saldo de la balanza comercial no le fueron descontado las
exportaciones petroleras, lo que implica que puede diferir
respecto a la misma variable a la cual se le haya descontado
dicho rubro.
Estas variaciones pueden ser explicados por los
primeros síntomas de la gran recesión mundial
que comenzó a nales de ese año, y que sus efectos
aún permanecen sobre todo en las economías
industrializadas y que tales secuelas se han visto
reejado en las economías emergentes con un
saldo negativo de la balanza comercial, ya que los
países llamados “ricos” han reducido su comercio
con los países de “ingreso medio y bajo” debido a
que su ingreso nacional ha descendido de manera
importante, por lo cual sus importaciones se han
visto reducidas durante los años señalados por la
recesión. Sin embargo, a inicios de 2010 comienza
en México una tendencia positiva en el saldo de
la balanza, debido a la recuperación del ingreso
de las economías avanzadas, que aunada a una
depreciación cambiara registrada a nales de
2008 y sostenida en 2009, ha provocado que el
saldo de la balanza presente una recuperación en
su tendencia de largo plazo, la cual es calculada a
través de un ltro de Hodrick-Prescott.
5
No. de Reserva 04-2014-08111025600-203 ISSN: 2007-977X 2018
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-3,000
-2,000
-1,000
0
1,000
2,000
00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13 14
Gráfica 1. Balanza comercial de México 2000.I-2014.II
5
El Filtro de Hodrick- Prescott, es un método para extraer
el componente de largo plazo de una serie de tiempo,
descompone la serie en dos componentes, uno de tendencia
y otro de ciclo. El ajuste de sensibilidad para la extracción
de dichos componentes se obtiene a través de un factor
multiplicativo λ, que para series trimestrales se sugiere un
valor de λ= 1600.Gráca1. Balanza comercial de México
2000.I-2014.II
Gráca 1. Balanza comercial México 2000.I-2014.II
Fuente: Cálculos propios con datos de INEGI
Gráca 2. Tendencia de largo plazo de la balanza
comercial 2000.I-2014.II
Fuente: Cálculos propios con datos de INEGI
Por otro lado, analizamos el comportamiento del
tipo de cambio dado que es una de las variables
más importantes dentro de la economía, ya que
esta es una variable clave para el diseño de la
política económica y se encuentra estrechamente
vinculada con el desempeño de diversas variables
macroeconómicas como son: la inación, los tipos
de interés y el saldo de la balanza comercial, entre
otras
6
.
6
Un ejemplo particular, es el efecto que tiene las
uctuaciones del tipo de cambio sobre la inación interna
y que es conocida como Pass-Through (traspaso del tipo
de cambio a precios).
El tipo de cambio real proporciona una medida de valor
del dólar en términos de su poder de compra y se calcula
multiplicando el tipo de cambio nominal, por la razón del
índice de precios de México y Estados Unidos.
El tipo de cambio real
7
en México se presenta en la
gráca 3, el cual muestra una tendencia errática a
través del tiempo, debido a que en el año de 2002
obtuvo su pico más bajo, a partir de ese momento
ha presentado un incremento. El cual, no obstante,
a su alza se ha comportado de manera estable
hasta el inicio de la llamada recesión mundial.
Durante el inicio de la “crisis mundial” en 2008, el
tipo de cambio se depreció en 40.6%, mientras que
para los años de 2011 y 2012, se han presentado
depreciaciones más moderadas de un orden
del 10.8% y 13% respectivamente. Tales efectos
pueden observarse mediante el análisis de la
gráca 3, dado que al trazar una línea promedio
de la trayectoria del tipo de cambio podemos
determinar el cambio en el nivel de depreciación
ya que hasta antes de la crisis su nivel era entre
cinco a seis y durante la crisis rebaso ésa cifra.
A partir de la recuperación económica de los
países industrializados la depreciación del tipo de
cambio ha regresado a su nivel previo a la crisis,
lo que implicaría un ajuste gradual de la balanza
comercial para los siguientes años ya que el peso
vuelve a tener un cierto nivel de apreciación frente
al dólar, condición que prevalecía hasta antes de
la crisis.
Por tanto, es notorio que excluyendo la crisis
económica y nanciera mundial el tipo de cambio
en México sigue una tendencia de apreciación
frente al dólar, lo cual es visible gracias a las
grandes ujos de capital que ha tenido la
economía mexicana en las últimas décadas lo que
ha generado aumentos continuos de las reservas
internacionales en poder del Banco de México,
tal y como muestra la gráca 4. No obstante,
dicha estrategia de acumulación de reservas
ha ayudado a mantener estable la inación
doméstica y cercana a su meta propuesta por el
instituto central, pero que obliga a la apreciación
cambiara y disminuye la competitividad de los
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7.2
7.6
2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012
Gráfica 3. Tipo de cambio real de México 2000.I-2014.II
bienes transables mexicanos, lo que ayuda a
persistentes saldos decitarios de la balanza
comercial.
Gráca 3. Tipo de cambio real de México 2000.I-2014.II
Fuente: Centro de Estudios de las Finanzas Públicas,
Cámara de Diputados.
Gráca 4. Reservas internacionales anuales en
México 1997-2014
*Dato preliminar hasta 10/10/2014.
Fuente: Centro de Estudios de las Finanzas Públicas de
la Cámara de Diputados.
Por otra parte, en una economía abierta como la
mexicana se esperaría un alto nivel de comercio
entre sus principales socios comerciales. Es por
ello, que el comercio exterior representa el 60%
del PIB de México y su principal socio comercial
son los Estados Unidos de Norteamérica (EE.UU),
ya que las exportaciones que se operan con ése
país es de un orden cercano al 80% (Díaz y Vergara,
2011).
Dentro de la literatura económica es importante
analizar la relación que existe entre el ingreso
mundial y el comercio de un país, dónde se asume
que un aumento del producto internacional
provoca un aumento de las exportaciones. Debido
a que el comercio de la economía mexicana
se encuentra estrechamente vinculada con la
economía norteamericana asumiremos que las
uctuaciones del producto estadounidense son
una proxy del ingreso mundial. Por lo que un
crecimiento del ingreso de los Estados Unidos
provocara un aumento de las exportaciones de
México y de manera inversa una desaceleración
de la economía americana disminuirá las
exportaciones mexicanas.
Sin embargo, dentro de nuestro trabajo no
tomamos directamente el PIB total de los Estados
Unidos, sino el PIB industrial de ese país, debido a
que dentro de la composición de las exportaciones,
México vende a Estados Unidos bienes tales
como: petróleo crudo, bienes manufacturados y
productos agrícolas (INEGI, 2014), y no insumos
intermedios que pueden ser útiles para la industria
norteamericana con el objetivo producir bienes
nales. Por tanto, dentro del trabajo asumimos
que el PIB industrial de los Estados Unidos, no
tiene efectos signicativos sobre el saldo de la
balanza comercial de México.
En la Gráca 5, podemos vericar la trayectoria
del PIB industrial de los Estados Unidos durante el
período en estudio, medido a través de su índice.
El desempeño del PIB industrial muestra las caídas
registradas por la economía norteamericana
particularmente las efectuadas en la crisis de
2001 y la “gran crisis” de 2008-2009, siendo la más
signicativa esta última.
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Gráfica 6. Índice Global de la Actividad Económica 2000.I-2014.II.
80
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104
108
2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012
Gráfica 5. Índice del PIB industrial de Estados Unidos.
Gráca 5. Índice del PIB Industrial de Estados Unidos
Fuente: Economagic.
Otro variable importante que inuye en la
trayectoria del saldo de la balanza comercial es el
comportamiento de la producción nacional, dado
que se reconoce que un aumento del ingreso
nacional aumenta el nivel de importaciones y
presiona hacia un décit comercial. Por tanto, es
importante reconocer el desempeño que ha tenido
la actividad económica en México (Blanchard, et
al., 2012).
Por tanto, hemos incluido la variable del IGAE que
es un índice que mide la tendencia de la actividad
económica global de la economía mexicana en el
corto plazo. Dicha variable puede ser interpretada
como una medida proxy del PIB nacional.
8
La
trayectoria de la serie del IGAE sigue una tendencia
similar al índice de producción industrial del PIB de
Estados Unidos, debido a la estrecha relación que
existe entre la economía norteamericana y la de
México. Ambas variables tienen una correlación
cercana al 61%
9
. Por tal motivo, es normal que
el IGAE presente las mismas caídas en los años
de crisis presentadas por la economía de los
Estados Unidos. Por tanto, dicho índice muestra
una desaceleración de la actividad económica
de México para el año de 2001. Sin embargo, la
crisis tuvo efectos más prolongados ya que la
desaceleración se mantuvo hasta mediados de
2002.
Por su parte, para la gran crisis mundial de 2008-
2009, la economía mexicana tuvo un mejor
desempeño que la de Estados Unidos, lo cual no es
sorprendente debido a que la crisis tuvo su origen
particularmente en ese sistema nanciero y por la
inecacia de la política monetaria antes y durante
la crisis ya que las tasas de interés en los Estados
Unidos ya eran demasiado bajas (Villagómez y
Navarro, 2010).
Lo que en estas circunstancias condiciona la
efectividad de la política monetaria, por lo cual
las medidas scales contra-cíclicas debieron
adoptarse. En este ambiente, muchos países
debieron implementar dichas medidas y México no
fue la excepción. Sin embargo, dicho impacto aún
se sigue discutiendo, pero lo que es claro es que
en términos de producción la economía mexicana
resintió en menor medida los efectos de la crisis
que su homóloga norteamericana (Villagómez, el
al., 2010).
8
Utilizar el IGAE como medida proxy del ingreso
nacional y no el PIB trimestral es más favorable en
nuestra estimación estadística debido a que al ser un
índice facilita el cálculo de una probable relación de
cointegración.
9
La correlación muestra una relación positiva y
estadísticamente signicativa con una t-estadística igual
a 5.837. Es importante mencionar que la correlación
a pesar de ser signicativa no implica un sentido de
causalidad.
Gráca 6. Índece Global de la Actividad
Económica 2000.1-2014.II.
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Utilizar el IGAE como medida proxy del ingreso nacional
y no el PIB trimestral es más favorable en nuestra esti-
mación estadística debido a que al ser un índice facilita
el cálculo de una probable relación de cointegración.
Gráca 6. Índece Global de la Actividad
Económica 2000.1-2014.II.
Fuente: INEGI
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El análisis de regresión aplicada a las series de
tiempo son problemáticas, dado que pueden
arrojar relaciones espurias (Newbold & Granger,
1974). En particular, se pueden inferir falsas rela-
ciones de causalidad debido a que las series son
no estacionarias. Por tanto, es fundamental el
concepto de cointegración de las series de tiem-
po en la literatura econométrica.
El concepto de cointegración implica la existen-
cia de una relación de equilibrio de por lo menos
dos series que presentan raíces unitarias a lo lar-
go del tiempo (Stock y Watson, 2012).
Por lo cual, dos o más series de tiempo con ten-
dencias estocásticas pueden evolucionar de ma-
nera conjunta a largo plazo que puede parecer
que tienen el mismo componente tendencial. Es
decir, poseen una tendencia común.
En términos generales la cointegración propues-
ta por Engle y Granger (1987), se lleva a cabo
cuando las series presentan una raíz unitaria o un
orden de integración I(1)
10
. Formalmente, sea Yt
un vector n x 1 de series con orden de integración
I(1), puede provocar una combinación lineal de
éstas, ya que debe existir un vector de paráme-
tros de dimensión n x 1, tal que β’Y
t
sea de orden
β de integración I(0), lo que implica que dicho
vector es estacionario. Por tanto, se dice que las
variables contenidas en el vector Y
t
están cointe-
gradas.
11
Debido a que nuestro sistema de información
posee en su mayoría variables I(1), es pertinen-
te utilizar el modelo de cointegración propuesto
por Johansen (1982 y 1992) con lo cual podemos
encontrar las relaciones de largo plazo existentes
y el correspondiente modelo de corrección de
error. Dicho procedimiento plantea en esencia
la utilización de un modelo VAR sin restricciones
con el objetivo de encontrar la presencia de va-
riables no estacionarias y por tanto, sus posibles
tendencias comunes y sus relaciones de cointe-
gración de largo plazo.
A partir de dicho procedimiento se determina el
rango de cointegración para después determinar
el valor de una matriz β de vectores de cointegra-
ción, la cual está asociada con una matriz α que se
encuentra ligada con el modelo VAR inicial, a par-
tir de ellas puede estimarse una matriz Π=αβ´´. Fi-
nalmente, se estima un modelo VAR incorporan-
do las relaciones de cointegración encontradas
previamente y de esta manera estimar los coe-
cientes relacionados a las variables cointegradas
(Johnston y Dinardo, 1997).
“El procedimiento de Johansen es el más pode-
roso en la prueba de cointegración ….y porque
estima con precisión el número de relaciones de
cointegración, a la vez que permite encontrar
-dentro de la misma estimación- la ecuación de
corrección de error” (Loría, 2007:289).
10
El orden de integración es el número de veces que
debe aplicarse la diferencia para que la serie sea esta-
cionaria.
11
La cointegración entre varias series se revela por la
estacionariedad de los residuales de la regresión de la
variable dependiente sobre las independientes. Meto-
dologías más rigurosas pueden encontrarse en las pro-
puestas por Engle & Granger (1987) y Johansen (1988).
Por lo cual, la ecuación de corrección de error se
encuentra caracterizado por el hecho de que la
variable endógena no se desviará por periodos
prolongados de los valores promedio de las va-
riables exógenas ya que poseen una relación de
largo plazo. Por lo tanto, la corrección del error
tiene por objetivo retornar el equilibrio de largo
plazo a la variable endógena ya que el corto plazo
pueden existir desajustes pero éstos serán única-
mente temporales.
III. METODOLOGÍA
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IV. Discusión de Resultados
Con la intención de hacer inferencia estadística a
partir de los hechos estilizados presentados con
anterioridad, a continuación nos concentramos
en las variables que participan en el modelo
econométrico que usamos de base y constituye
nuestro sistema de información completo y = f
(bal, tcr, ipusa, igae).
Dónde: BAL: balanza comercial; tcr: tipo de cambio
real; ipusa: índice de la producción industrial de
Estados Unidos; igae: índice global de la actividad
económica.
En virtud de que todas las variables a excepción
de la balanza comercial son I(1), es pertinente usar
el procedimiento de cointegración de Johansen
(1988 y 1992). Por lo cual podemos obtener las
relaciones de largo plazo y su correspondiente
modelo corrección de error. En este sentido no
partimos de una relación económica a priori, sino
que dejamos que los datos indiquen libremente
los vectores de cointegración existentes y los
mecanismos de ajuste dinámicos
De acuerdo a la prueba de la traza y del máximo
eigenvalor se encontró la existencia de al menos
un vector de cointegración.
13
Al realizar las pruebas
de exogeneidad y de identicación del sistema se
encontró que todo el conjunto es endógeno.
14
Por
lo cual, cualquier variable de nuestro sistema de
información puede ser utilizada como variable
endógena.
12
Las variables en minúsculas indican logaritmos.
Mientras que las mayúsculas indican niveles. Los datos
de balanza comercial, tipo de cambio real e IGAE fueron
tomados del INEGI y el índice de la producción industrial
de Estados Unidos fue tomado de economagic. Además
todas las series presentan un orden de integración I(1).
(véase anexo estadístico).
13Estadístico de la traza a 95% de nivel de conanza:
24.275 (0.2024). Mediante el estadístico del máximo
eigenvalor a 95% de nivel de conanza: 17.797 (0.3571).
A través de los criterios de Akaike-Schwartz,
Hannan-Quinn y una variable dummy de ajuste se
encontró que el número óptimo de rezagos es 4,
de lo que resulta que la ecuación estimada es:
BAL = 9278.140tcr – 7652.227ipusa + 4123.836igae
t = (3.296) (-6.286) (2.443)
El modelo VEC, además de pasar todas las pruebas
de correcta especicación
15
, muestra relaciones
teóricas importantes.
Debido a que la balanza comercial se encuentra
en niveles y el resto de las variables en logaritmos
tenemos una forma funcional conocida por nivel-
log
16
.
Por tanto, una depreciación en 1% del tipo de
cambio real provoca que la balanza comercial
sea superavitaria en 92.781 millones de pesos.
Mientras que un aumento del uno por ciento en la
producción industrial de Estados Unidos provoca
un efecto decitario de la balanza comercial en
México en 76.522 millones de pesos, lo que implica
que el crecimiento de la producción industrial
no tiene efectos superavitarios sobre la balanza
comercial. Dicho resultado es contrario a lo
postulado por la teoría económica. Sin embargo,
es necesario mencionar que el PIB industrial
de Estados Unidos solo reeja las variaciones
que sufre ese sector y no muestra el efecto del
ingreso total de la economía norteamericana a las
exportaciones mexicanas, tal y como postula la
teoría.
14
Todas las variables muestran ser endógenas al 95%
del nivel de conanza a excepción de la serie del índice
de producción industrial de Estados Unidos que es
endógena al 90%. Dichos resultados fueron encontrados
mediante de las pruebas de causalidad en el sentido de
Granger.
15
Autocorrelación: LM(11)= 14.505 (0.5611); Normalidad
(JB)= 65.065 (0.1662); Heterocedasticidad (N.C.)=
359.705 (0.4945)
16
Debido a la forma funcional nivel-log, los resultados no
pueden interpretarse directamente como elasticidades.
Por lo cual, se interpretan como una combinación de
variaciones porcentuales a cambios en niveles.
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Sin embargo, tenemos un resultado relevante
y deben considerase las siguientes cuestiones
dentro del resultado: 1) las severas crisis por las
que ha pasado la economía norteamericana desde
2001, además deben incluirse la “gran crisis” de
2009 de la cual no se recuperado totalmente; b) la
falta de crecimiento alto y sostenido en la última
década de la economía norteamericana; c) China
ha aparecido como un importante y nuevo socio
comercial para los Estados Unidos. Todos estos
factores han sido importantes para que el sector
secundario de México haya dejado de abastecer las
manufacturas estadounidenses tal y como lo hacía
en décadas pasadas. Por lo cual, sólo la industria
petrolera y el sector primario son los que pueden
mantener una mayor relación con la economía de
nuestro vecino del norte.
Por otra parte, un aumento en la actividad
económica de México tiene un efecto superavitario
sobre la balanza comercial, dicho resultado puede
ser cuestionable desde el punto de vista teórico.
Sin embargo, es importante recalcar que nuestra
serie de la balanza comercial tiene incluida las
exportaciones petroleras, por lo cual, un choque
positivo en la exportación de petróleo puede
provocar un aumento del PIB nacional y de
manera simultánea presionar hacia un superávit
de la balanza comercial. De esta manera, se estimó
que un aumento en la tendencia de la actividad
económica del país en 1% provoca un superávit de
la balanza comercial en 41,238 millones de pesos.
Finalmente, una de las bondades de la metodología
de cointegración es que podemos encontrar la
velocidad de ajuste al equilibrio de largo plazo
mediante el modelo de corrección de error.
Obteniéndose los siguientes valores:
Δ(Bal)
-0.330
17
t (-4.688)
17
El coeficiente del mecanismo corrector de error debe
asumir valores entre -1 y 0 con el objetivo de asegurar
una relación de equilibrio estable.
Δ(Bal) implica que ante un choque en el sistema, la
velocidad de ajuste al equilibrio es relativamente
lenta, dado que es cercano al 33%. Por lo cual, su
restauración a largo plazo no es inmediata, por
lo que puede llevar varios trimestres regresar al
equilibrio de la balanza comercial.
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CONCLUSIONES
Mediante un modelo de vectores de corrección de
error (VEC), encontramos los determinantes macro-
económicos de la balanza comercial para la economía
mexicana en el período de 2000.I-2014.II. Además,
identicamos a través de su correspondiente modelo
de corrección de error la velocidad de ajuste del sis-
tema ante un choque externo que saca a la balanza
comercial de su equilibrio de largo plazo.
Destacamos los principales hechos estilizados de los
determinantes de la balanza comercial en términos
agregados y también los que resultaron de nuestra
estimación econométrica. Entre los más relevantes se
encuentran los siguientes:
1.- La condición Marshall-Lerner se valida, debido a
que las depreciaciones del tipo de cambio real de la
economía mexicana son competitivas, lo que impli-
ca que ante una depreciación real existe un mejora-
miento sustancial en la balanza comercial.
2.- Encontramos la existencia de un vínculo entre la
producción industrial de los Estados Unidos y la ba-
lanza comercial de México. Sin embargo, dicha rela-
ción se ha deteriorado en los últimos años, debido a
las recesiones consecutivas que ha experimentado
la economía norteamericana a principios del pre-
sente siglo. Así como su debilidad para recuperar la
senda de crecimiento fuera de tales recesiones. Por
otro lado, encontramos que un aumento en el índice
de producción industrial de los Estados Unidos en el
largo plazo tiene un efecto negativo sobre la balan-
za comercial de México, dicha situación se explica a
través de la sincronización de los ciclos de negocios
que existe entre la economía de los Estados Unidos
y la de México, ya que si bien un aumento en la pro-
ducción industrial del primero provoca un aumento
en las exportaciones del segundo, el efecto nal es
un décit en el saldo de la balanza comercial de la
economía mexicana. Esto se debe a que el aumento
de las exportaciones provoca un crecimiento en el PIB
de México, lo que implicaría un ajuste positivo hacia
las importaciones y por ende el décit de la balanza
comercial .
18
Por lo cual, la excesiva dependencia de la economía
mexicana respecto a estadounidense en el comercio
exterior puede ser perjudicial tanto en el mediano
como en el largo plazos, ya que no existe una diver-
sicación de las exportaciones mexicanas hacía otros
países. Por lo tanto, contar con diversos socios comer-
ciales puede suavizar el décit comercial, dado que
podrían aumentar las exportaciones respecto a las
importaciones y mantener el balance comercial cer-
cano al equilibrio.
18
Es importante mencionar que dicho efecto también es
documentado por Rendón y Ramírez (2005), para el caso
colombiano en el cual también encuentran efectos nega-
tivos y positivos del crecimiento económico de los Estados
Unidos sobre la balanza comercial de Colombia. Nótese
que en particular, dicha variable funciona como un estabi-
lizador automático en los países con los que tiene un fuer-
te lazo comercial.
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Sin Derivadas: Si remezcla, transforma o crea a partir de la obra, no podrá distribuir la obra modificada
Resumen de la licencia
– Texto completo de la licencia
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Prueba de raíz unitaria
BAL tcr ipusa igae
Intercepto -0.980 -3.183 -2.180 -0.224
ADF Intercepto y tendencia -3.715 -3.566 -2.872 -3.481
nada -1.283 -0.069 0.456 1.804
Intercepto -10.005 -8.182 -4.064 -2.996
D(ADF) Intercepto y tendencia -9.960 -8.104 -4.146 -3.004
nada -9.999 -8.259 -4.055 -2.311
Intercepto -4.642 -3.202 -2.263 -0.006
PP Intercepto y tendencia -6.009 -3.653 -1.779 -4.606
nada -4.366 0.011 0.636 3.348
Intercepto -14.317 -8.458 -4.205 -19.983
D (PP) Intercepto y tendencia -14.562 -8.365 -4.289 -23.599
nada -14.188 -8.550 -4.193 -11.222
Intercepto 0.7078 0.475 0.315 0.893
KPSS Intercepto y tendencia 0.249 0.075 0.084 0.068
Intercepto 0.150 0.047 0.117 0.212
D (KPSS) Intercepto y tendencia 0.096 0.040 0.074 0.110
La prueba de raíz unitaria muestra que las series de balanza comercial es de orden de integración I(0),
para prueba de ADF. Sin embargo, con las pruebas de Phillips-Perron y KPSS se muestra que son I(1). Por
otra parte, las variables de tipo de cambio real, índice de producción industrial de Estados Unidos y el
índice global de actividad económica presentan un orden de integración I(1).
Por lo cual es pertinente la cointegración de las series.
ANEXO ESTADÍSTICO
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