3 Social media
3.4 Research in social media
3.4.2 Changes to consumer-brand relationships
Para evaluar empíricamente el efecto de la aplicación de los TLC vigentes de los EE.UU. sobre el comercio de los países miembros, o dicho de otra forma, cual es la influencia específica de esta política - aislada de otros factores - sobre la variable dependiente, se utiliza una versión del modelo de gravedad estructural a partir del propuesto por Anderson y van Wincoop (2003), que incorpora un conjunto de modificaciones basadas en los aportes metodológicos mencionados en la revisión de literatura.
-20 -10 0 10 20 ln _t rad e 45 50 55 60 ln_gdp_both
ln_trade Fitted values
Trade and GDP(exporter*importer) - World - 2014
-2 0 -1 0 0 10 20 ln_ tr a de 5 6 7 8 9 10 ln_DIST
ln_trade Fitted values
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Como se ha discutido en las secciones anteriores, la especificación inicial (1) no toma en cuenta la resistencia comercial que ofrecen los demás países en el lugar de origen i y en el lugar de destino j a cada transacción, y considera los TLC como exógenos. El estudio de Anderson y van Wincoop (2003) se considera clave para corregir estas limitaciones que generan estimaciones sesgadas e inconsistentes, además de proveer una fundamentación teórica al modelo. En dicho estudio, se fundamenta que los flujos del comercio bilateral entre dos países i y j dependen del tamaño de las economías y de los costos comerciales bilaterales en relación con los costos comerciales27 que enfrentan los países competidores, desagregando la fricción o resistencia comercial en tres componentes: (1) la barrera comercial bilateral entre el país i y el país j, (2) la resistencia del país i al comercio con todos los países, y (3) la resistencia del país j al comercio con todos los países.
El sistema estructural propuesto se expresa de la siguiente forma28:
(2) Ecuación de gravedad estructural 𝑥𝑥𝑖𝑖𝑖𝑖,𝑖𝑖 = 𝑦𝑦𝑖𝑖,𝑖𝑖𝑦𝑦𝑦𝑦𝑖𝑖,𝑖𝑖 𝑖𝑖 � 𝜏𝜏𝑖𝑖𝑖𝑖,𝑖𝑖 ∏ 𝐿𝐿𝑖𝑖,𝑖𝑖 𝑖𝑖,𝑖𝑖� 1−𝜎𝜎
Resistencia multilateral interna29: Las importaciones del país j del país i dependen de los costos de
comercialización en todos los mercados donde existan posibles proveedores.
𝐿𝐿𝑖𝑖,𝑖𝑖1−𝜎𝜎 = � � ∏𝜏𝜏𝑖𝑖𝑖𝑖,𝑖𝑖 𝑖𝑖,𝑖𝑖� 1−𝜎𝜎 𝑖𝑖 𝑦𝑦𝑖𝑖,𝑖𝑖 𝑦𝑦𝑖𝑖
Resistencia multilateral externa30: Las exportaciones del país i al país j dependen de los costos de
comercialización en todos los posibles mercados de exportación. ∏𝑖𝑖,𝑖𝑖1−𝜎𝜎 = � �𝜏𝜏𝑖𝑖𝑖𝑖,𝑖𝑖 𝐿𝐿𝑖𝑖,𝑖𝑖� 1−𝜎𝜎 𝑖𝑖 𝑦𝑦𝑖𝑖,𝑖𝑖 𝑦𝑦𝑖𝑖
27 Son los costos que enfrentan los exportadores (o importadores) para realizar una transacción: aranceles,
medidas no arancelarias, transporte, documentación exigida para exportar entre otros.
28
En el estudio de Anderson y van Wincoop (2003) se omite el tiempo t en las formulas.
29 Es el índice que resume la dificultad que enfrenta el país j de importar del resto del mundo. En otros
términos, mide la facilidad de acceso al mercado del país importador j.
30 Es el índice que resume la dificultad que enfrenta el país i de exportar al resto del mundo. Mide la facilidad
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Aquí, 𝑥𝑥𝑖𝑖𝑖𝑖,𝑖𝑖 es la exportación del país i al país j en el tiempo t, 𝑦𝑦𝑖𝑖,𝑖𝑖 , 𝑦𝑦𝑖𝑖,𝑖𝑖 son la producción en i y j en el tiempo t, 𝜏𝜏𝑖𝑖𝑖𝑖,𝑖𝑖 representa el costo comercial, y 𝜎𝜎 es la elasticidad de sustitución entre los bienes.
Colocando la ecuación (2) en su forma log-lineal:
(3) lnXij,t = lnYi,t + lnYj,t − lnYt + (1 − 𝜎𝜎) [ ln τij,t – ln Π𝑖𝑖,𝑖𝑖 – ln 𝐿𝐿𝑖𝑖,𝑖𝑖]
La inclusión de los efectos fijos importador-tiempo it y exportador-tiempo jt en la especificación y estimación del modelo permite tomar en cuenta los TRM señalados por Anderson y van Wincoop (2003) y producir resultados teóricamente consistentes. En contraste, no permite estimar la desviación del comercio, porque la variable construida para la estimación de este efecto parcial, será eliminada del modelo debido a la colinearidad perfecta con la variable normal del TLC. 31
Además, al incluir los efectos fijos exportador-tiempo e importador-tiempo estos absorberán el PIB, la población y demás variables específicas del país que varían en el tiempo, por lo que aplicando efectos fijos a la ecuación (3), se modifica del siguiente modo:
Efectos fijos exportador-tiempo ξit = lnYi,t – ln Π𝑖𝑖,𝑖𝑖
Efectos fijos importador-tiempo ζjt = lnYj,t – ln 𝐿𝐿𝑖𝑖,𝑖𝑖
Constante ß0 = – lnYt
(4) lnXij,t = Constante + ξit + ζjt + (1 − 𝜎𝜎) [ ln τij,t ] Si detallamos los costos comerciales como:
ln𝜏𝜏𝑖𝑖𝑖𝑖,𝑖𝑖 = ß1lndistij + ß2CNTGij + ß3LANGij + ß4CLNYij + ß5FTAij,t
Se puede estimar la forma estocástica de (4) como:
(5) lnXijt = ß0 + ß1lndistij + ß2CNTGij + ß3LANGij + ß4CLNYij + ß5FTAijt + ξit + ζjt + ɛijt
31 Si se define la variable tlc1 como 1 sólo para las exportaciones entre los países miembros de un TLC y 0
para los otros casos, y tlc2 como 1 para todas las exportaciones de un país miembro de un TLC a un país que no es miembro, la suma de tlc1 + tlc2 siempre será igual a 1 para cualquier país exportador que pertenezca a un TLC en el momento t. Esto significa que habrá colinealidad con el efecto fijo it del exportador.
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Ante el potencial sesgo de variables omitidas y de autoselección en los acuerdos comerciales y siguiendo a Baier y Bergstrand (2007), se incorporan en el modelo efectos fijos de pares de países, exportador-importador (ij), para controlar la endogeneidad. Una derivada del uso de este tipo de efectos fijos κij es que todas las variables invariantes en el tiempo como la distancia, frontera común, lenguaje común, y otras serán eliminadas cuando se usan los efectos fijos de pares de países, por lo que no será posible obtener información del impacto individual de estas variables y el modelo se simplifica:
(6) lnXijt = ß0 + ß5 FTAijt + κij + ξit + ζjt + ɛijt
La ventaja de utilizar efectos fijos radica en que representan la solución más simple para estimar una ecuación de gravedad pues permiten utilizar la forma log-lineal o exponencial aplicando diversos métodos econométricos como MCO, variables instrumentales (VI) y PPML entre otros, y no requieren imponer supuestos estructurales adicionales sobre el modelo subyacente.
Como se mencionó anteriormente, ante la presencia de un elevado número de ceros en los flujos de comercio, 18.5% en nuestro estudio, la estimación por MCO de la forma log- lineal del modelo de gravedad produce resultados sesgados y sobreestimados, al descartar los valores cero de la variable dependiente y no considerar la probable existencia de heterocedasticidad. Esta es la razón por lo que se usa PPML para estimar la ecuación (6) en su forma multiplicativa.32
(7) Xijt = exp [ß5 FTAijt+ κij+ ξit+ ζjt ] * ɛijt
Una vez especificado el modelo y seleccionado el método de estimación PPML para cuantificar los efectos individuales de cada TLC sobre el comercio bilateral, se generan tantas variables binarias similares a la definida a nivel agregado, como países socios hay, de acuerdo a la siguiente regla: para cada uno de los 20 países que tienen un TLC con EE.UU. se crea una variable binaria con la forma FTA_Cijt , donde C es el código ISO de
los 20 países mencionados en la tabla B1 (C = AUS, BHR, CAN, … , SGP) y toma el valor 1 sólo cuando existe comercio entre el país miembro c y EE.UU., de lo contrario toma el valor cero.
32 Las estimaciones se realizan con Stata 14, con el comando ppml_panel_sg desarrollado por Tom Zylkin,
75 (7) 𝑋𝑋𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 = 𝑒𝑒𝑥𝑥𝑒𝑒 � � β𝑐𝑐 𝐹𝐹𝑇𝑇𝐿𝐿_(𝐿𝐿)𝑖𝑖𝑖𝑖𝑡𝑡+ 𝑆𝑆𝐿𝐿𝐿𝐿 𝑐𝑐=𝐿𝐿𝐴𝐴𝑆𝑆 κ𝑖𝑖𝑗𝑗 + ξ 𝑖𝑖𝑡𝑡 + ζ𝑗𝑗𝑡𝑡� x 𝜀𝜀𝑖𝑖𝑗𝑗𝑡𝑡
Como se requiere estimar los impactos teniendo en cuenta la dirección del comercio (exportaciones o importaciones), se generan dos variables binarias para cada TLC. Las variables de la forma (USA_C)ijt sirven para aislar el impacto sobre las exportaciones de EE.UU. dirigidas al país socio C, y la otra (C_USA)ijt para estimar el impacto sobre las exportaciones de cada uno de los países socios C dirigidas a EE.UU., empleando la siguiente regla: las variables de la forma (USA_C)ijt toma el valor 1 cuando i = EE.UU., y j = uno de los países socios de un TLC con EE.UU., y la otra variable (C_USA)ijt , cuando i = es uno de los países socios en un TLC, y j = EE.UU. En todos los demás casos, las variables generadas toman el valor cero.
(8) 𝑋𝑋𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 = 𝑒𝑒𝑥𝑥𝑒𝑒 � � β𝑐𝑐 𝐴𝐴𝑆𝑆𝐿𝐿_(𝐿𝐿)𝑖𝑖𝑖𝑖𝑡𝑡+ � β𝑐𝑐 (𝐿𝐿)_𝐴𝐴𝑆𝑆𝐿𝐿𝑖𝑖𝑖𝑖𝑡𝑡+ 𝑆𝑆𝐿𝐿𝐿𝐿 𝑐𝑐=𝐿𝐿𝐴𝐴𝑆𝑆 𝑆𝑆𝐿𝐿𝐿𝐿 𝑐𝑐=𝐿𝐿𝐴𝐴𝑆𝑆 κ𝑖𝑖𝑗𝑗+ ξ 𝑖𝑖𝑡𝑡+ ζ𝑗𝑗𝑡𝑡� x 𝜀𝜀𝑖𝑖𝑗𝑗𝑡𝑡
Como lo señalan Baier y Bergstrand (2007), Anderson y Yotov (2011), y Yotov et al. (2016), los efectos de los TLC pueden variar a lo largo del tiempo después de su entrada en vigor y se estabilizan alrededor de los 10 años después de su implementación. Para intentar cuantificar esos cambios, se agregaron al modelo de gravedad hasta tres retados de la variable instrumental que identifica los TLC de EE.UU.
(9) Xijt = exp [ß5 FTAijt + ß6 FTAijt-3 + ß7 FTAijt-6 + ß8 FTAijt-9+ κij+ ξit+ ζjt] * ɛijt
Una preocupación frecuente en el análisis econométrico del comercio es si las políticas causan e impulsan el comercio o si el comercio es el que origina la implantación de determinadas políticas. Para confirmar que no hay "efectos de retroalimentación" de los cambios en el comercio a los cambios del TLC, también denominado “causalidad inversa”, Wooldridge (2010) sugiere que se debería probar la "exogeneidad estricta" usando efectos fijos de las variables independientes. Para esto, se incluye en el modelo una variable que representa el cambio adelantado o futuro del TLC. Así, si los cambios en el TLC son estrictamente exógenos a los cambios en los flujos comerciales, un cambio futuro en el TLC no debería estar correlacionado con el cambio concurrente en el flujo comercial.
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(10) Xijt = exp [ß5 FTAijt + ß9FTAijt+3+ κij+ ξit+ ζjt] * ɛijt
Como los resultados de los estimadores PPML son consistentes siempre que la forma funcional de la media esté correctamente especificada, y siguiendo a Santos Silva y Tenreyro (2006) se lleva a cabo la prueba Ramsey RESET con las instrucciones establecidas en el estudio citado.33 Esta prueba verifica si las combinaciones no lineales de los valores estimados ayudan a explicar la variable dependiente, si es así, entonces el modelo está mal especificado. Aquí, se usa el cuadrado del valor estimado de la variable dependiente (𝑦𝑦�2) como una nueva variable que se incorpora al modelo original.34
Los análisis y cálculos complementarios se ejecutaron con el software Stata 14. Para los análisis de regresión del modelo en su forma multiplicativa, se eligió el comando ppml_panel_sg, por su mayor rapidez y mejor respuesta a los reiterados problemas de convergencia que se encuentra cuando se usa el comando ppml, originalmente propuesto por Santos Silva y Tenreyro (2011), con un elevado número de efectos fijos.