artículo gil pareja

8/19/2019 Artículo Gil Pareja

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ECONOMÍA INDUSTRIAL N. os 349-350 • 2003 / I y II

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El euro y laintegración comercial

española.un análisis comparado

En los últimos 25 años la economía española se ha enfrentado a dos re-tos cruciales: la incorporación a la Unión Europea (UE) y la pertenen-cia a la Unión Monetaria Europea (UME). Ambos acontecimientos han

significado un cambio radical respecto altradicional aislamiento en el que se hadesarrollado nuestra economía y en am-bas ocasiones el proceso de internaciona-lización ha culminado con éxito. La incor-poración de España a la UE en 1986, eldesarrollo del programa del Mercado Úni-co y la pérdida de soberanía en materiamonetaria a partir de 1999 con la partici-pación en la UME han afectado profunda-mente a la economía española. El impac-to más inmediato se ha manifestadoposiblemente en el comercio exterior, yaque se ha configurado un mercado únicode bienes —aunque persisten algunas ba-

SALVADOR GIL PAREJA RAFAEL LLORCA VIVERO

J.A. MARTÍNEZ SERRANO(*)Universidad de Valencia

rreras— que, al operar con una sola mo-neda en la zona euro, se ha convertidoen una fuerza integradora cuyas conse-cuencias no sólo se manifestarán en ellargo plazo, sino que pueden detectarsedesde sus inicios.

La literatura especializada destaca tres ca-nales a través de los cuales una unifica-ción monetaria puede estimular el comer-cio entre los países participantes. Enprimer lugar, una moneda común eliminala volatilidad de los tipos de cambio y, enconsecuencia, reduce la incertidumbre y el riesgo asociado a las transacciones co-

merciales internacionales. En segundo lu-gar, las uniones monetarias eliminan loscostes de transacción que surgen de lanecesidad de operar con diferentes mo-nedas en la situación previa a la forma-ción de la unión.

Estos costes son independientes de la vo-latilidad de los tipos de cambio y puedendesalentar el comercio incluso cuando lostipos de cambio bilaterales son plena-mente estables. Por último, una monedaúnica puede incrementar latransparen- cia en los mercados y, de este modo, pro-mover una asignación más eficiente de


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especialmente idónea para que el análisisdel efecto de una moneda común en elcomercio no se vea distorsionado porotros factores, difíciles de cuantificar, quepueden influir en los flujos comerciales

bilaterales.

Los datos y sus fuentes

La información relativa a los flujos comer-ciales entre los Estados miembros de la UEprocede de la base de datosComext ela-borada por Eurostat. La muestra analizadaincluye los 15 Estados miembros (Bélgica

y Luxemburgo considerados conjuntamen-te) y el período investigado es el com-prendido entre 1988 y 2001, salvo en loscasos de Austria, Finlandia y Suecia, paísespara los que, debido a su tardía incorpora-ción a la UE, Eurostat solamente ofrece in-formación a partir de 1995.

Para cada Estado miembro de la UE Eu-rostat publica los datos de exportación(FOB) e importación (CIF) en miles deECUs/euros corrientes. En la construc-ción de la variable dependiente (comer-cio bilateral, en términos reales), el co-mercio bilateral entre los países que

forman cada par se ha obtenido utilizan-do la información de las cuatro posiblesmedidas disponibles (exportaciones eimportaciones en ambos sentidos) (4).Las series resultantes se han deflactadoutilizando el deflactor del PIB de la UE(UE-15) obtenido deEuropean Economy nº 4, 2002 (5). Es importante señalar,que las muestras utilizadas no contienenobservaciones con comercio bilateralnulo, lo que evita los problemas que supresencia conlleva en el marco de losmodelos de gravedad.

Las variables explicativas se han recogi-do de las siguientes fuentes. El PIB enECUs/euros corrientes se ha obtenido dela publicaciónEuropean Economy nº 4,2002. Estas series se han deflactado utili-zando nuevamente el deflactor del PIBde la UE-15 de la fuente anteriormentecitada. Para la variable distancia se hanutilizado los cálculos de las distancias degran círculo publicados en la páginaweb de Andrew Rose (www.haas.berkeleye-du/arose).

Metodología yresultados empíricos

Antes de proceder a estimar el impactodel euro en el comercio exterior español,se ha considerado oportuno cuantificarsu efecto en el conjunto de la UME, como

marco de referencia en el que valorar lasconsecuencias comerciales de la integra-ción monetaria. El análisis del efecto deleuro sobre el comercio bilateral de lospaíses miembros de la UME se ha llevadoa cabo a través de la estimación de ecua-ciones de gravedad. Los modelos de gra-

vedad han sido ampliamente utilizadoscon éxito en la explicación de los flujoscomerciales internacionales.

Aunque inicialmente estos modelos carecí-an de soporte teórico, desde finales de losaños setenta la situación ha ido cambiando,de modo que, actualmente, los modelos degravedad gozan de sólidos fundamentos te-óricos (6). En su formulación más simple, elmodelo de gravedad plantea que los flujoscomerciales bilaterales dependen positiva-mente del producto de las rentas de ambaseconomías y negativamente de las distan-cias entre ellas, en analogía con la atraccióngravitacional Newtoniana.

Habitualmente, además de estas variables,los trabajos empíricos suelen incluir varia-

bles ficticias para recoger los efectos de al-gunos factores que pueden facilitar el co-mercio, como hablar un mismo idioma,compartir una frontera o pertenecer a unmismo acuerdo de integración, o dificul-tarlo, como el carácter insular de un país.

En este estudio las estimaciones se reali-zan mediante la técnica de los datos de

panel. En primer lugar, hemos estimadola ecuación (I), la cual trata de explicarlos flujos comerciales bilaterales entrelos Estados miembros de la UE en fun-ción de las variables básicas de los mo-delos de gravedad, la renta combinadade los respectivos países y la distanciaentre ellos, y de variables ficticias quepretenden recoger diferentes factoresque pueden afectar a los costes detransacción. Finalmente, la ecuación in-cluye efectos individuales por par depaíses y variables ficticias temporales.La ecuación a estimar es:

ln X ijt= β1 ln Y it Y jt +β2 ln Dij ++ β3 UME99ijt+ β4iiomaij + β5islaij + [I]

+β6fronteraij + αij + λt +εijt

donde:

X ijt es el comercio bilateral real entre lospaíses «i» y «j» en el año t.

Y it Y jt es el producto de las rentas realesde los países «i» y «j» en el año t.

EL EURO Y LA INTEGRACIÓN COMERCIAL ESPAÑOLA...


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Dij es la distancia entre los países «i» y «j».

UME99ijtes una variable ficticia que tomael valor uno cuando comercian dos paí-ses que pertenecen a la UME en el año t.

Idiomaij es una variable ficticia que toma valor 1 si en el par de países se habla elmismo idioma.

Islaij es una variable ficticia que toma va-lor 1 si en el par de países alguno deellos es una isla.

Fronteraij es una variable ficticia que to-ma valor 1 si los países tienen una fronte-ra común.

αij representa los efectos individuales porpar de países.

λt son variables ficticias temporales.

εijtes el término de error.

El parámetro de interés de nuestro traba-jo esβ3. Entre 1988 y 1998, la variableficticia que acompaña a este parámetroes cero para todos los flujos comerciales,

y desde 1999 toma valor uno en lastransacciones bilaterales entre los 11 paí-ses que adoptaron la moneda única des-

de sus inicios y cero en los demás casos.Para los flujos comerciales de Grecia, la variable ficticia UME99 es cero hasta elaño 2000 y sólo en 2001 se le asigna el

valor uno cuando comercia con el restode los países de la UME. Si la UME esti-mula el comercio entre sus miembros, el

valor estimado deβ3 debe ser positivo y significativo.

La estimación de la ecuación (I) se ha re-alizado para dos muestras. La primera,UE15, 1988-2001, recoge el comercio bi-lateral entre los países de la UE en el pe-ríodo indicado. Para Austria, Finlandia y Suecia sólo se dispone de la serie homo-génea desde 1995, por lo que se trata deun panel incompleto. Las 1.022 observa-ciones originan 91 grupos de pares depaíses, de los cuales 45 comparten el eu-ro y 46 integran países con monedas dife-rentes en 1999. La segunda, UE15, 1995-2001, es el panel completo de los paísesde la UE desde 1995. Esta muestra, aun-que sólo incluye siete años y un númerode observaciones inferior (637), presenta

la ventaja de limitarse a la etapa más cer-cana a la creación del euro.

Los resultados se presentan en el cuadro 1.Los coeficientes estimados de las variablesbásicas del modelo de gravedad —renta y distancia— tienen los signos esperados y

son estadísticamente significativos. En con-creto, el valor del coeficiente estimado delproducto de las rentas oscila entre 0,45 y 0,65, de manera que el comercio crece conel tamaño de las economías, pero menosque proporcionalmente. El valor del coefi-ciente estimado de la distancia es –1,1 en

S. GIL PAREJA / R. LLORCA VIVERO / J. A . MARTÍNEZ SERRANO


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Moneda única 0,13 0,13 0,09 0,09(7,86) (7,97) (7,02) (7,22)

Log producto PIB reales 0,56 0,65 0,45 0,59(17,05) (24,72) (11,96) (20,42)

Log distancia –1,10 –1,12(–8,31) (–8,35)

Idioma 0,35 0,30(1,02) (0,86)

Isla 0,05 0,07 (0,35) (0,55)

Frontera 0,27 0,33(1,22) (1,43)Test de Hausman (prob. marginal) 17,15 36,47

[0,31] [0,00]Nº observaciones 1.022 637 Nº de grupos 91 91Nota: UE15 incluye Alemania, Austria, Bélgica-Luxemburgo, Dinamarca, España, Finlandia, Frcia, Holanda, Irlanda, Italia, Portugal, Reino Unido y Suecia. Los datos de comercio de AustriaFinlandia están disponibles en la base Comext desde 1995. Los estadísticos t de Student robustocedasticidad y autocorrelación se ofrecen entre paréntesis.FUENTE: Elaboración propia.

CUADRO 1ESTIMACIONES DE PANEL DE LA ECUACIÓN DE GRAVED

VARIABLE DEPENDIENTE: LOGARITMO DEL COMERCIO BILUE15, 1988-2001 UE15, 1995-2001(panel incompleto) (panel completo)

Efectos Efectos Efectos Efectosfijos aleatorios fijos aleatorios

UME99ME 0,1417,17 0,25(5,92)[0,37] [0,62]UME99MI 0,13

(7,05)Nota: El grupo de países con monedas estables (ME) está compuesto por Alemania, Austria, Bélgburgo, Francia, Holanda e Irlanda. El grupo de países con monedas inestables (MI) está integradpaña, Finlandia, Grecia, Italia y Portugal. Los estadísticos t de Student robustos a heterocedasticidcorrelación se ofrecen entre paréntesis. Los valores de los coeficientes estimados se correspondmodelo de efectos fijos o aleatorios, según indique el test de Hausman. El test de Wald contrasta l

nula de igualdad del efecto del euro en el grupo de países estables frente a todas las combinacionbles que incluyan al menos un país con inestabilidad cambiaria. Los niveles de significación maambos contrastes se ofrecen entre corchetes.FUENTE: Elaboración propia.

CUADRO 2

ESTIMACIONES DE PANEL DE LA ECUACIÓN DE GRAVEDAD POPAÍSES. VARIABLE DEPENDIENTE: LOGARITMO DEL COMERCIOUE15, 1988-2001 (panel incompleto)

Coeficiente Test de Hausman Test de Wald


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ambas muestras, lo que indica que el co-mercio entre los países de la UE disminuyeun 1,1% por cada punto porcentual de in-cremento de la distancia. Los coeficientesde las variables ficticias distintas de la mo-

neda única habitualmente consideradas enestas ecuaciones no son estadísticamentesignificativos.

Este resultado no debe sorprender, ya quela muestra está compuesta por países pró-ximos geográficamente y con intensas rela-ciones comerciales. La variable de interés(UME99 ) presenta un coeficiente positivo y significativo, lo que indica que compartir lamoneda ha supuesto un incremento delcomercio bilateral de los países integradosen la UME. En concreto, los coeficientesestimados implican que, como consecuen-cia de adoptar el euro, el comercio entrelos países de la UME ha aumentado entreel 10% y el 14% (7).

El análisis realizado hasta el momentomuestra el efecto global del euro sobre elcomercio bilateral pero no permite cono-cer si el impacto de la UME es generaliza-do o presenta singularidades entre los pa-íses miembros de la moneda única,aspecto en el que estamos especialmenteinteresados desde la perspectiva españo-la. En la medida en que uno de los cana-

les a través de los cuales una unificaciónmonetaria puede afectar al comercio es laeliminación de la volatilidad de los tiposde cambio, es interesante conocer si elefecto del euro ha sido mayor para aque-llas economías, como ha sido el caso deEspaña, cuyas monedas se han caracteri-zado por presentar históricamente unaelevada inestabilidad cambiaria.

Para comprobar esta hipótesis hemos divi-dido los países en dos grupos, en funcióndel grado de estabilidad cambiaria. El gru-po de países con monedas estables (ME)está compuesto por Alemania, Austria, Bél-gica-Luxemburgo, Francia, Holanda e Ir-landa. El grupo de países con monedas in-estables (MI) está integrado por España,Finlandia, Grecia, Italia y Portugal (8). Elanálisis empírico se lleva a cabo dividiendola variable UME99 en dos. La primera,UME99ME, es una variable ficticia que to-ma el valor 1 para los pares formados porpaíses con monedas estables, y cero en losdemás casos. La segunda, UME99MI, esuna variable ficticia que toma el valor 1

cuando en el par de países, al menos unode ellos, pertenece al grupo de monedasinestables. En la medida en que estamosinteresados en analizar la posible influen-cia de la volatilidad de los tipos de cambio,la estimación se ha realizado únicamentepara el período muestral que incluye laetapa de inestabilidad cambiaria de la pri-mera mitad de la década de los noventa.

Los resultados de la estimación se presen-tan en el cuadro 2. El valor del coeficien-te estimado es similar en ambos grupos y la diferencia entre ellos no es estadística-mente significativa. Por tanto, el diferentegrado de volatilidad que históricamenteha afectado a las monedas no ha influidoen los resultados comerciales tras la intro-ducción del euro. Este resultado está enlínea con los estudios acerca del impactode la volatilidad de los tipos de cambiosobre el comercio que han sido incapacesde encontrar un efecto sistemático de la

variación del tipo de cambio sobre losflujos comerciales.

Así pues, la volatilidad registrada por lapeseta frente a las monedas de sus princi-pales socios comerciales no parece haberafectado a los progresos alcanzados en laintegración comercial tras la adopción dela moneda única europea. De este modo,los efectos del euro sobre el comercio pa-recen provenir principalmente de la re-ducción de los costes de transacción y dela mayor transparencia en los mercados.

Por último, hemos aislado el efecto deleuro en cada uno de los Estados partici-pantes en la moneda única (cuadro 3).Para ello, se ha estimado una ecuaciónpor país miembro de la UME. En cadaecuación se ha dividido la variableUME99 en dos variables ficticias. Una deellas toma el valor 1 para los pares forma-dos por el país en cuestión y los restantespaíses de la zona euro, y 0 en los demás

casos (a esta variable la hemos denomi-nado UME99 seguido del nombre del pa-ís). La otra variable ficticia (a la que de-nominamos UME99resto) toma el valor 1para los restantes pares de países partici-pantes en la moneda única, y 0 para lospares que incluyan el país considerado.

En la muestra que comprende el período1988-2001, los resultados revelan queexisten cinco países que presentan dife-rencias estadísticamente significativascon el resto. España (donde el coeficien-te estimado de la variable de interés esigual a 0,29) e Irlanda (0,30) son los dospaíses en los que la UME parece habertenido un mayor efecto, con un incre-mento del comercio del 34% y 35%, res-pectivamente.

En el extremo opuesto se sitúan Alemania(0,08), Portugal (0,08) y Grecia, que pre-sentan un coeficiente estimado con signonegativo (–0,06), pero no significativo a losniveles convencionales. El efecto del europor país se presenta en el gráfico 1. En la



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GRÁFICO 1EFECTO DEL EURO POR PAÍSES: UE-15, 1988-2001

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Países

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FUENTE: Elaboración propia.


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estimación sobre la muestra que incluye elperíodo 1995-2001 el efecto del euro porpaís es menor, si bien se confirma la exis-tencia de diferencias significativas en loscasos de España, Irlanda, Portugal y Gre-

cia, en el sentido que se acaba de indicar.El impacto del euro por país utilizando es-ta muestra se ofrece en el gráfico 2.

De los resultados anteriores se infiereque España, una de las economías tradi-cionalmente menos abiertas de los paí-ses europeos, ha podido adaptarse a losretos de la integración económica y monetaria explotando las ventajas com-parativas y aprovechando el mayor ta-maño del mercado europeo. Adicio-nalmente, cabe señalar que nuestrosresultados indican que el impacto deleuro sobre el comercio no se ve afecta-do por el grado de integración previo ala formación de la UME, sino que com-partir la moneda abre una oportunidada la especialización, cuyo grado de ex-plotación depende de la capacidad decada economía para adaptarse al nuevomarco institucional.

Conclusiones

En este trabajo hemos utilizado un panelde datos del comercio entre los países dela UE para estimar el impacto del euro enlos flujos comerciales. Nuestros datosabarcan el período 1988-2001. Las ecua-ciones de gravedad estimadas muestranque en los tres primeros años de la UMEel euro ha llevado a un incremento delcomercio bilateral entre el 10% y el 14%.Los resultados son estadísticamente signi-ficativos y económicamente importantespara países que ya tenían un comercioelevado entre ellos. El efecto del euro so-bre el comercio no parece ser el resulta-do de la eliminación de la volatilidad delos tipos de cambio, sino más bien de lareducción de los costes de transacción y la mayor transparencia de los mercados.

Además, el análisis por países revela queel grado de integración previo a la crea-ción del euro no ha afectado al impactosobre el comercio.

Como indican los resultados, España hasido el país que, junto con Irlanda, ha ex-

perimentado un mayor incremento de sucomercio en los tres primeros años de vi-gencia del euro. Esta intensificación en elgrado de integración con los países perte-necientes a la UME supone un aumentode la competencia y la transparencia enlos mercados y, en consecuencia, un ma-

yor bienestar económico.

(*) Los autores agradecen la ayuda fi-nanciera del Ministerio de Ciencia y Tecnología a través del proyectoSEC2003-05836/ECO.

Notas

(1) Una revisión de la literatura en este campode investigación puede encontrarse en DeGrauwe y Skudelny (2000).(2) Conviene señalar que no todas las economí-as consideradas por Rose son países en el senti-

do convencional de la palabra, ya que su mues-tra incluye colonias, territorios de ultramar, etc.(3) Las principales críticas las han realizadoPersson (2001), Tenreyro (2001), Rose y van

Wincoop (2001), Glick y Rose (2002), Tom y Walls (2002), Nitsch (2002) y Yeyati (2003).(4) En concreto, las series de comercio bilate-ral se han obtenido como la suma del valormedio de las exportaciones de «i» hacia «j» y delas importaciones de «j» desde «i», más el valormedio de las exportaciones de «j» hacia «i» y delas importaciones de «i» desde «j».(5) Un procedimiento alternativo para deflac-tar los valores nominales consiste en convertir

las series en términos de las monedas nacio-nales, deflactar las mismas con un índice deprecios particular de cada país y, finalmente,convertir de nuevo las series a la moneda co-mún utilizando los tipos de cambio de un añodeterminado. Esta alternativa no resulta facti-ble con datos anuales, pues, desde enero de1992, Eurostat obtiene los valores anuales enECUs/euros empleando una media aritméticaponderada de los tipos de cambio mensuales,dependiendo los pesos de los valores men-suales en moneda nacional de cada producto,flujo y país con el que se mantienen relacio-nes comerciales, lo que imposibilita la obten-ción, a partir de datos anuales en ECUs/euros,de los valores en términos de las monedas na-cionales.(6) Anderson (1979) deriva la ecuación degravedad a partir de un modelo que suponediferenciación de producto. Bergstrand (1985

y 1989) asocia las ecuaciones de gravedad conmodelos de competencia monopolística. Hel-pman y Krugman (1985) justifican el modelode gravedad en el marco de productos dife-renciados con rendimientos crecientes. Dear-doff (1995) demuestra que las ecuaciones de

gravedad caracterizan múltiples modelos delcomercio internacional. Evenett y Keller(1998) demuestran su compatibilidad con losmodelos de Heckscher-Ohlin y los modelosbasados en rendimientos crecientes.(7) Dado que la variable dependiente está enlogaritmos, el efecto del euro sobre el comer-cio se obtiene como exp (b3) – 1. Por ejem-plo, el efecto de la UME en el panel incomple-to es exp (0,13) – 1 = 0,14.(8) La agrupación de los países en función delgrado de estabilidad cambiaria de sus mone-das se corresponde con la realizada en Comi-sión Europea (1995: 3 y 4).

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GRÁFICO 2EFECTO DEL EURO POR PAÍSES: UE-15, 1995-2001

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FUENTE: Elaboración propia.


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