Introducción

En 2017 el gobierno mexicano entró en un proceso de renegociación del Tratado de Libre Comercio de América del Norte (TLCAN) con el gobierno de EU por el cuestionamiento de este país como estrategia lesiva para su crecimiento.

El TLCAN entró en vigor en 1994 y planteó una agenda de política económica basada en la idea del libre mercado como mecanismo para promover la competitividad interna y externa de los factores de la producción (^{Puyana & Romero, 2008}). Sin embargo, en México, el modelo neoliberal no ha equilibrado la distribución del ingreso y ha profundizado la situación deficitaria del sector agrícola.

De hecho, desde la firma del TLCAN hasta 2006, en México se duplicó la importación de granos (^{Concheiro-Bórquez, Tarrio-García, & Grajales-Ventura, 2007}) en perjuicio de la soberanía y seguridad alimentaria (^{Tarrío, 2008}). El panorama mantiene la trayectoria deficitaria en los principales alimentos básicos que explican una dependencia alimentaria (Cuadro 1); y si en el año 2000 se importaban 5 millones de toneladas de maíz amarillo, en 2017 el volumen previsto en la cosecha de 2017-2018 es de 16.8 millones de toneladas (^{CNPAMM, 2017}).

El maíz para México es un alimento primordial; tema al parecer intrascendente en términos de políticas públicas dado que la productividad en el cultivo de temporal desde la operación del TLC hasta 2016 permaneció casi estancada, en contraste con las zonas de riego -Sinaloa y Chihuahua- en donde se registró un incremento de 144 % entre 1980 y 2005 (^{Schwentesius-Rindermann, Márquez-Berber, Almaguer-Vargas, Ayala-Garay, & Kalil Gardezi, 2006}). Considerando el momento actual, las simetrías persisten dado que el rendimiento por hectárea en tierra de temporal se ubica en torno a 2 toneladas por hectárea, en tanto que en riego es de 8 toneladas (^{FIRA, 2016}).

También dicho tratado ha impactado en la adopción de nuevos hábitos y problemas alimenticios internos, como constatan ^{Loría y Salas (2014}) con evidencia estadística que indica un aumento en la proporción del gasto destinado a la adquisición de dulces y golosinas; lo cual se enmarca en una epidemia de sobrepeso y obesidad conjuntamente con la importación de maíz amarillo para abastecer industrias relacionadas con frituras y botanas (^{Moreno, 2014}); incidiendo por igual en los altos niveles de obesidad¹. Esta muestra de diversos efectos refleja una situación contraria a los objetivos planteados en el tratado comercial, pues se estableció que debía contribuir al desarrollo armónico del comercio mundial, reduciendo las distorsiones y obstáculos comerciales en la región (^{TLCAN, 1994}).

En este artículo se busca explicar el patrón de relación entre exportaciones agrícolas, tipo de cambio y tasa de interés; en los supuestos de que si bien, se acepta que la primera variable impacta directamente al sector externo, en el periodo de estudio no opera de manera plena una relación directa entre tipo de cambio y exportaciones o es marginal; y de que en mercado libre la inversión en bienes transables se determina en buena medida por la segunda variable, por lo cual el impacto en la parte exportable del producto no es del todo clara.

En la idea de que en la coyuntura de la renegociación del TLCAN las políticas apli cadas han resultado contradictorias para reducir el déficit comercial en el sector agropecuario. Al contrario, dicho acuerdo ha perpetuado la situación deficitaria en el sector y en los principales alimentos de la dieta mexicana: maíz y frijol.

Este artículo se organiza en tres secciones: en la primera se refieren estudios sobre la problemática del sector agrícola, en la segunda, se presenta la evidencia empírica del sector y en la tercera, se detalla la propuesta metodológica para estimar la relación entre las exportaciones agrícolas y los instrumentos de política monetaria y comercial; así como la presentación de los resultados econométricos.

El contexto

En la etapa precedente al TLC y la transición hacia la operación plena del mismo, en el análisis del sector agrícola en el periodo 1991-2000, ^{Mella y Mercado (2006)} encuentran que la balanza comercial agrícola tiene un déficit por el mayor crecimiento de las importaciones que el de las exportaciones, con excepción de 1991 y 1995. Este hecho es contradictorio ya que uno de los objetivos del TLCAN era consolidar una ventaja comercial favorable, así como mejorar el acceso a capital y tecnología (^{Crawford, 2011}).

En el mismo sentido, ^{Lira (2014)} estudia la influencia del tipo de cambio y de la política comercial sobre las exportaciones agrícolas agropecuarias en el periodo 1980-2014 por medio de un modelo VAR, para concluir que no existe relación estadística entre las variables por la heterogeneidad del sector y por el constante saldo deficitario de la balanza agrícola. Además, el modelo arroja un signo negativo entre la variable proxy de la apertura comercial y las exportaciones, es decir, las exportaciones no incrementan su competitividad por esta única medida.

Bajo el escenario de la crisis de 2008- 2009, ^{Basurto y Escalante (2012)} detectan en estos años que, tanto importaciones como exportaciones disminuyen, no obstante, el déficit subsiste debido a que el valor absoluto de las primeras es superior al de las segundas.

Para explicar el comportamiento del sector agropecuario, ^{Puyana y Romero (2008)} encuentran que los efectos de los mecanismos discriminatorios de la sustitución de importaciones y la concentración de la tierra son los determinantes del rezago del sector, pues el 60 % de los propietarios posee predios menores a cinco hectáreas y solo el 15 % de la tierra. No es de esperarse que estas condiciones se hayan modificado de manera sustancial al momento actual. Además, con anterioridad, ^{Calva (2004)} con atingencia ya señalaba el problema estructural de fondo en la pretendida integración de las tres economías involucradas en el TLCAN, es decir, que los resultados negativos en el sector agropecuario observados hasta 2001 obedecían a las profundas asimetrías en recursos y esfuerzos (tecnología, productividad y políticas agrícolas) entre México, EU y Canadá. Finalmente, el aspecto principal para México en el tema que nos interesa es el déficit creciente del sector agrícola.

Evidencia empírica

En la Gráfica 1 se analiza el comportamiento de la balanza de productos agrícolas e industriales, donde se observa que las importaciones crecen más que las exportaciones a lo largo del periodo; con excepción de los meses de marzo en los años 2015, 2016 y 2017.

Fuente: elaboración propia, basado en datos del Banco de México

Gráfica 1.  Balanza de productos agrícolas e industriales de México 1993-2017.  

Mientras que en la Gráfica 2 se distingue el mismo patrón que en la gráfica anterior, las importaciones son mayores a las exportaciones cuando solo se considera la balanza de los productos agrícolas.

Fuente: elaboración propia, basado en datos del Banco de México

Gráfica 2.  Balanza de productos agrícolas México 1993-2017.  

Además, dentro de la balanza de productos agrícolas los granos básicos como maíz, frijol y trigo tienen la menor dinámica. De hecho, en la Gráfica 3 se observa que los tres granos básicos han mantenido un persistente déficit en todo el periodo de estudio.

Fuente: elaboración propia, basado en datos del Banco de México

Gráfica 3.  Saldo de la balanza comercial del Maíz, Frijol y Trigo en México 1993-2017.  

Propuesta metodológica

En la sección anterior se analizó la situación deficitaria del sector agrícola y en la búsqueda de los determinantes de las exportaciones se propone una regresión para demostrar que, contrario a lo establecido, en el periodo de estudio no hay una relación evidente entre el tipo de cambio y las exportaciones; el signo esperado sería positivo bajo la condición Marshall-Lerner ya que las exportaciones aumentan ante una devaluación (^{Cermeño & Rivera, 2016}).

Por otro lado, se espera un signo negativo entre exportaciones y tasa de interés² (^{Ávila, J., Caamal I., & Martínez, D., 2013}), ya que esto reduce las exportaciones (^{Berumen & Arriaza, 2006}) y aumenta las importaciones, lo que deteriora la balanza comercial (^{Nadal, 2001}); un estudio aporta evidencia empírica (^{Norton, 2004}) donde se muestra que la actividad agrícola es más sensible a los cambios en la tasa de interés que otros sectores.

En la Gráfica 4 el comportamiento de las exportaciones presenta una tendencia creciente a lo largo del periodo. Además, se incorporó la línea de tendencia y ésta con- firma la senda de crecimiento de la variable analizada.

Fuente: elaboración propia, basado en datos del Banco de México

Gráfica 4.  Exportaciones agropecuarias / México (1993-2016).  

En cuanto a las variables independientes de la regresión -tasa de interés y el tipo- en la Gráfica 5 se observa que la primera tiene una tendencia decreciente y desde 2010 se estabilizó su comportamiento con un promedio de 3.82 %.

Fuente: elaboración propia, basado en datos del Banco de México

Gráfica 5 Tasa de interés y tipo de cambio / México (1993-2016).  

Mientras que el tipo de cambio tiene una línea de tendencia positiva suave, es decir, el precio clave en la política comercial se ha depreciado desde 1993 y esto es reconocido por la autoridad monetaria como un cambio significativo para 2016 (^{Banxico, 2017}), lo cual se refleja en el superávit del sector agropecuario (Gráfica 6). Dicho comportamiento también se presenta en 2017, pero sin poder calificarlo aún como cambio estructural por ser un periodo corto; por lo cual tendría que matizarse la posición oficial que califica al país como una potencia en producción y exportación agroalimentaria (^{SAGARPA, 2018}).

Fuente: elaboración propia, basado en datos del Banco de México

Gráfica 6.  Saldo del sector agropecuario / México (1993-2016).  

De hecho, la Gran Recesión tuvo repercusiones importantes en el aumento del tipo de cambio y las autoridades monetarias tomaron acciones para suavizar el ciclo económico. En México, la devaluación en 2008 tuvo un impacto positivo de muy pocos meses en el saldo de las exportaciones agropecuarias (^{Lira, 2014}), aunque en la balanza comercial agropecuaria persistió la condición deficitaria pues en 2012 y 2013 se dio una contracción de las exportaciones agropecuarias (^{Basurto & Escalante, 2012}).

También la devaluación de 1994-1995 aumentó las exportaciones y redujo las importaciones (^{Puyana & Romero, 2008}; ^{Puyana & Romero, 2009}), pero la tendencia deficitaria de la balanza comercial agropecuaria en los últimos años destaca como el primer gran mentís de las promesas de los promotores del Tratado (^{Concheiro et al., 2007}), o sea, no resolvió el déficit en el sector.

Por lo tanto, en los tres escenarios se presenta un común denominador: una devaluación estimula las exportaciones y deprime las importaciones, pero con un efecto de corta duración y no corrige la situación deficitaria en el sector agrícola.

Por lo tanto, se estimó una regresión para el periodo 1993m1-2017m7 con el método de Mínimos Cuadrados Ordinarios (MCO); donde las exportaciones (X) tienen como argumento el tipo de cambio (e) y la tasa de interés (i):

La técnica econométrica MCO es un enfoque a priori y consiste en ajustar la mejor línea recta cuando se minimiza la suma de las desviaciones al cuadrado de los puntos de la gráfica desde los puntos de la línea recta (^{Pindyck & Rubinfeld, 2001}). Se emplea dicha técnica puesto que es un método fácil de utilizar y presenta propiedades teóricas deseables (^{Stock & Watson, 2012}) para el objetivo de la presente investigación.

Se aplican las pruebas básicas de diagnóstico a la regresión para verificar la calidad de la estimación, con base en ^{Gujarati y Porter (2010)} , las cuales radican en determinar que los residuos se distribuyan como una normal, cuenten con varianza homocedástica y no existan problemas de correlación serial.

También se emplea el enfoque a posteriori, se determina la prueba de causalidad en el sentido de ^{Granger (1969)} , pues la existencia de una correlación entre dos variables no implica causalidad. De esta forma, si una variable rezagada está correlacionada con valores futuros de otra variable se dice que causa o existe una relación de correspondencia de acuerdo con el test de Granger.

Los datos de esta investigación provienen del Banco de México, son mensuales y reales, con año base 2008. Las exportaciones se derivan de la balanza de productos agropecuarios (X), se tomó como variable proxy de la tasa de interés los cetes a 28 días (i) y el tipo de cambio es la relación peso por dólar de EU (e). Las tres variables están expresadas en índice.

En el Cuadro 2 se muestra el primer ejercicio econométrico en el que el coeficiente de la tasa de interés no es significativo el tipo de cambio explica a las exportaciones agrícolas en 37% y los residuales del modelo presentan problemas de correlación serial y heterocedasticidad; por lo que se procedió a ajustar la regresión por medio de Mínimos Cuadrados Ponderados (MCP) y con el método Cochrane-Orcutt (CO), arrojando resultados más consistentes el primer instrumento.

En la segunda regresión las variables explican al modelo en 58.66 %, los coeficientes de la tasa de interés y del tipo de cambio son significativos y se comprueban los signos esperados (Cuadro 3). Los resultados tienen sentido en el contexto económico: las exportaciones reducen su nivel cuando se incrementa la tasa de interés y conforme se incrementa el tipo de cambio, en prome dio, las exportaciones aumentan.

Sin embargo, persisten los problemas de heterocedasticidad, correlación serial y ahora se suma que los errores no se distribuyen como una normal. Por lo tanto, el enfoque de econometría estructural no se ajusta a los datos y es limitativa para poder estimar resultados sin sesgos o ineficiencias en los estimadores. De esta forma se propone el uso del enfoque de series de tiempo, empleándose las mismas variables en tasas de crecimiento.

Con el fin de determinar el orden de integración de las series, se estimó la prueba ADF en sus tres versiones (A sin constante y tendencia, B con constante y C con tendencia) y la prueba Phillips Perron. En el Cuadro 4 se indica que las series pueden ser caracterizadas como procesos sin tendencia estocástica o de raíz unitaria.

Al ser estacionarias las series de tiempo, se procede a determinar la prueba de causalidad en el sentido de Granger. En el Cuadro 5 se muestran los resultados y en los dos casos la evidencia sugiere que la tasa de interés (después de 9 rezagos) y el tipo de cambio (hasta los 8 rezagos) no causan a las exportaciones agrícolas; es decir, las exportaciones no han sido afectadas por las variaciones en el tipo de cambio ni por la política monetaria de México en el periodo 1993-2017; su comportamiento obedece a otras determinantes.

Por lo tanto, si no existe relación entre las variables analizadas, la política monetaria y cambiaria no influye en la corrección del déficit comercial o, dicho de otro modo, los esfuerzos del gobierno mexicano son una suma cero.

La propuesta de política económica debe girar en torno al modelo de EU donde se generan procesos de capitalización (^{Schwentesius et al., 2006}) para mejorar la competitividad de las unidades rurales de producción.

Conclusiones

Después de estimar los dos enfoques econométricos y de realizar las pruebas pertinentes, en la regresión se obtuvieron los signos esperados por la teoría económica. Sin embargo, las pruebas de diagnóstico no son consistentes y, consiguientemente, tampoco las conclusiones derivadas.

En segundo lugar, la prueba de causalidad de Granger arroja evidencia estadística que niega la relación entre las exportaciones y las variables de control de política monetaria y política cambiaria.

Estos resultados no son más que el reflejo de los problemas estructurales del sector agropecuario que se manifiesta en un déficit a lo largo de todo el periodo de estudio. Existen años en los que la devaluación del tipo de cambio corrige la situación de la balanza, pero tiene un efecto efímero y no ha revertido la dependencia de productos básicos hacia el exterior, por ejemplo, en el caso del maíz y del frijol.