La cadena de aceites y grasas en Colombia se encuentra en un periodo de transición. De importadora de un

volumen considerable de aceites y grasas animales y vegetales, comenzó de manera reciente a exportar aceite de palma y pal­miste. En 2003, el sector palmero colombiano exportó 30%

de la producción de aceite de palma y 56% del de palmiste. Sin embargo, se importó cerca de 40% del abasto total local de aceites y grasas animales y vegetales.

La producción nacional de aceite de palma y palmiste re­

cibe dos señales de precios internacionales: una se relaciona con los precios de importación de sus productos y sustitutos, y otra con los precios de exportación.

A pesar de que Colombia es el primer productor latino­americano y quinto del mundo de aceite de palma y palmis­te, su participación en la producción mundial es aún muy

baja (2.06% en 2002). En consecuencia, su condición de productor marginal en el mercado mundial de aceites y gra­

sas, en particular de aceite de palma y palmiste , determina que debe establecer sus precios de acuerdo con los del mer­

cado internac ional, pues es casi nula su capacidad de fijar o de afectar los precios internacion ales con mayores o menores volúmenes de oferta. Así, el precio para las ventas de aceite

de palma y palmiste en el mercado colombiano está condi­cionado por los precios internacionales de estos productos

* Profesor de la maestría en economía de la Escuela de Posgrado de la Universidad Nacional del Altiplano Puno-Perú <j-tudela@uniandes. edu.co>.

232 COMERCIO EXTERIOR, VOL. 56. NÚM. 3, MARZO DE 2006

y sus sustitutos, adicionado en los fletes desde los respecti­vos países de origen y con los aranceles de Colombia, lo cual arroja un precio de paridad de importación para el mercado nacional muchas veces superior al del internacional. Por esa razón, el precio de referencia para el mercado de exportación

de aceite de palma y palmiste se forma también con base en el precio internacional de estos productos y de sus sustitu­tos, con excepción de los gastos de fletes internos y externos,

seguros y manejo en puertos. 1

En el caso colombiano, el precio de paridad de importa­ción de los aceites de palma y palmiste o sus sustitutos tien­de a rebasar al de exportación, con una brecha significativa

entre ambos precios. Como Colombia tiene oferta de estos productos para atender los dos mercados, se requiere de un ordenamiento de los flujos de comercialización que permita

cubrir las necesidades del mercado local y manejar de mane­ra óptima la oferta exportable.

Un manejo inadecuado de la oferta exportable podría generar un sobreabastecimiento del mercado local , que con

probabilidad se traduciría en una disminución de los pre­cios efect ivos de mercado hasta rangos cercanos al de expor­

tación. Lo anterior justifica que los palmicultores: 1) sean fuertes en la comercialización de su producción; 2) dispon­gan de un instrumento de estabilización de precios que les

permita vender su producto en el mercado interno y en el

l . Federación Nacional de Cultivadores de Palma de Aceite , Fondo de esta­bilización de precios para el palmiste, el aceite de palma y sus fracciones, Fondo de Estabilización de Precios, Secretaría Técnica, Bogotá, 2001 .

de exportación, según los precios de mercado, y 3) protejan

su ingreso. 2

Por otro lado, la comercialización mundial y nacional de

aceites y grasas es cambiante y se caracteriza por la alta vo­latil idad de sus precios, atenuados en Colombia por el me­

canismo del Sistema Andino de Franj as de Precios3 y por las operaciones del Fondo de Estabi lización de Precios. 4

En este marco, en razón de la necesidad de dotar a la

producción interna de ace ite de palma de condicio nes de estabilidad económica, se determinó que, entre otros ins­

trumentos, se crearía un fondo de estabi lización de precios para que con recursos del sector se minimizaran los efectos

sobre los ingresos y se ordenara el mercado interno. El Fon­do de Estabilización de Precios para el Palmiste , el Aceite

de Palma y sus Fracciones, en operación desde 1998, lo ad­ministra la Federación Nacional de C ultivadores de Palma de Aceite mediante un contrato con el Ministerio de Agri­

cultura y D esa rrollo Rural. Este fondo es un mecanismo de estabilización de precios

cuyo objetivo es: "Procurar un ingreso remunerativo para los productores, regular la producción nacional e incrementar las exportaciones". Esta función lo convierte en un instru­mento de gran importancia para la comercia li zación de los productos del sector palmicultor. Sin embargo, muchos son los argumentos en contra de los modelos de estabilización

de precios; 5 en las recientes negociaciones de Colombia, las

2./bid. 3. El Sistema Andino de Franjas de Precio se estableció en noviembre de 1994

median te la decisión 371 de la Comunidad Andina. Hasta entonces Colombia aplicaba su propio sistema de arancelización va riable. El Sistema Andino es un mecanismo de estabil ización de los precios internos mediante la fijación de un precio de referencia piso y un precio de referencia techo entre los cuales se busca mantener el costo de importación de un determinado producto. La estabilización se log ra aumentando el arance l ad valorem cuando el precio internacional cae por debajo del piso y rebajando dicho arancel hasta cero cuando el precio aumenta por encima del techo. Es decir. la f ranja de precios equ ivale a convertir el ara ncel en un factor va riable que se ajusta de manera automática pa ra contrarrestar las fluctuaciones extremas del precio internacional.

4. El Fondo de Estabi lización de Precios para el Palmiste, el Acei te de Palma y sus Fracciones se creó mediante la Ley 101, de 1993, capítulo VI, y se organizó mediante el decreto 2354 de 1996, modificado por el decreto 130, de 1998. El Fondo es una cuenta especial, sin personalidad jurídica, incorporada al Fondo de Fomento Palmero, creado por la Ley 138, de 1994. La metodología y la reglamentación operativa se realizaron durante 1997, y en enero de 1998 el Fondo in ició la apl icación de los mecanismos de estabilización de precios.

5. Según sus críti cos, las políticas de estabi lización de precios mediante bandas son proteccionistas y podrían abolirse o transformarse en aranceles fijos, mientras que sus defensores argumentan que es necesario mantenerlas para proporcionar a los productores nacionales condiciones de mercado estables. moderando la vo lat ilidad de los precios internaciona les. L. Morales y W Foster, " Modelos de correcc ión de errores en funciones de oferta de trigo a nivel regional en Chi le", Ciencia e Investigación Agraria, vol. 29, nú m. 9, Santiago,2002,pp. 101·114.

contrapartes m anifes taron inquietudes en relación con la

operación del fondo en el sector palmicultor. 6

Si bien la literatura relacionada con las políticas de estabi­

lización de precios agrícolas es amplia, pone atención especial en la conveniencia o inconveniencia teórica de la ap licación de la medida. Son escasos los es tudios sobre el efecto de tal

medida en los distintos agentes económicos, y no hay aná­lisis empíricos que evalúen los efectos y las implicaciones de

política en el mercado de aceite de palma colombiano. Para analiza r las consecuencias del Fondo de Estabilización de

Precios en el mercado de ace ite de palma, el presente artícu­lo parte de la hipótesis de que és te ha generado efectos posi­

tivos en el bienestar, señales más claras para la producción interna, y coadyuvado en su regulación y en la expansión

hacia el mercado externo . El objetivo del presente artículo es eva luar los efectos y

las implicaciones de política del Fondo de Estabilización de

Precios en el mercado de aceite de palma colombiano . Las preguntas específicas que este estudio responderá son: cuál es el efecto del Fondo de Estabilización de Precios sobre la

producción, la demanda y las exportaciones de aceite de pal­ma, y cuáles serían los efectos en el bienestar frente a una eventual eliminación de esta política.

Por medio del cálculo de un modelo eco no métrico estruc­tural para el mercado de aceite de palma se pretenden deter­

minar los efectos en la producción, la demanda y el comercio del Fondo de Estabilización de Precios con la presentación de un modelo de ecuaciones simultáneas para caracterizar las re­

laciones entre precio propio, precios relacionados, población, ingreso per cápita, progreso tecnológico, tipo de cambio real, precio internacional del aceite de palma, rendimiento y una

variable dummy (fict icia) para capturar los efectos del Fondo utilizando datos trimestrales desde 1994 h asta 2003.

En segundo lugar se calcula un modelo econométrico no estructural de series de tiempo para el mercado de aceite de palma en Colombia. Este enfoque metodológico ha per­mitido determinar las condiciones de es tacionariedad, las

interrelaciones dinámicas y el periodo de aj uste de las va­riables que intervienen en el modelo, con datos trimestrales

desde 1994 hasta 2003.

6. Además de las objeciones que presentó Venezue la en el Comité Ad-Hoc de Oleaginosas, conviene destacar que en septiembre, durante la reunión del Comité Consultivo Agropecuario entre los gobiernos de Colombia y Estados Unidos, los representantes estadounidenses hicieron preg untas sobre los fondos de estabili zación, el cumplimien to de los compromisos de Colombia en la Organización Mundial del Comercio y plantearon que dichos fondos operan como subvenciones a la exportación objetables en el plano multilateral. Ante las respuestas del gobierno colombiano, sol icitaron que el tema se continuara tratando en las reuniones siguientes. Entrevista con Henry Samacá, del Instituto Interamericano de Cooperación para la Agricultura, el5 de marzo de 2003 .

233

METODOLOG ÍA DE ANÁ LI SIS

Para eva lu ar de forma empírica las consecuencias del Fon­do de Estabili zac ión se utili zó el análisis de equilibrio

parcial; la caracte rística básica de es ta ap roximac ión es que los precios y las ca mid ades de los mercados individu ales se determinan por la ofena y la demanda, considerando ceteris paribusl as co ndi cion es de otros mercados . La ap licación de es ta metodología es adecuada, en especial cuando los ca mbios en los precios del mercado no causan fluctuaciones significa tivas en otros mercados.

Cuando los efec tos en el precio de un mercado modifi ­can el equi librio en otros, conv iene más usa r el análisis de equilibrio ge neral; sin embargo, utili za r estos modelos en la eva luación de los efectos de los instrumentos de política agrícola implica considerar var ios modelos macroeconómi­cos, los cuales a menudo se conectan con otros problemas originados por insuficiencia de daros .7

Para evaluar las políticas de es tabili zación de precios agrí­colas no es razonable concentrarse en la aplicación de una metodología exhaustiva, sobre todo si el efecto en el mercado en estudio no es muy extenso; en es te escenario, la a pi icación del análisis de equilibrio parcial es una metodología adecua­da de eva luación del efecto del Fondo de Estabilización de Precios en el sec tor palmicultor colombiano.

Para el análisis empírico de mercados agrícolas en un mar­co de equilibrio parcial, la literatura econométrica ofrece di­ferentes técnicas, desde los modelos estruc turales hasta los no estructurales . Dentro de es tos t'dtimos se encuentran los de ecuaciones simultáneas, y los no es tructurales adoptan sistemas de vectores autorregresivos.

Los modelos un iecuacionales tienen problemas de endo­geneidad, simultaneidad y colinea lidad, y el uso de míni­mos cuadrados ordinarios para el cálculo de estos modelos muchas veces puede arrojar resultados incoherentes y dis­torsionados. 8

En contraste, un modelo de ecuaciones simultáneas tiene ventajas al mitigar preocupaciones asociadas con la endoge­neidad, la colinealidad y la simultaneidad .9 Estos modelos pueden usa rse para eva luar el efec to de las políticas de es­tabilización de prec ios en los rangos de producción y en los volúmenes de exponaciones y obtener elasticidades con el objetivo de cuamificar los cambios en el bienestar. No obs-

7. L. Grega, "Price Stabi lization as a Factor of Agricu ltura! Competitiveness", Agricultura! Economic, vol. 48, núm. 7, 2002, pp. 281-284.

8. J. M. Wooldridge, lntroductory Econometrics: A ModernApproach, South­Western College Publishing, Ohio, 2000,816 páginas.

9. Williams H. Greene, EconometricsAnalysis, Prentice Hall, Nueva York , 2000, 1004 páginas.

234 EL MERCADO DEL ACEITE DE PALMA EN COLOMBIA

tante, el modelo de ecuaciones simultáneas también tiene sus limitac iones debido a la ausencia de u na verdadera es tructura y la falta de imeracción dinámica de las variables. 10

Por otro lado, los modelos de vectores aurorregresivos se ca racteri za n por no imponer la es tructura teó ri ca a pr iori, aunque también pueden se r sen si bies a la especificación. Estos modelos se di stinguen porque pueden discernir las relaciones dinám icas de las var iab les que interactúan en ellos.

Modelo econométrico estructural

La denunda de ace ite de palma (DA P) es una fun ción del precio del aceite de palma (PAP), el precio de aceite de soya (PAS), el ingreso per cápita (PI BP) y la población (N); de igual forma , la o fe na 11 de aceite de palma ( OAP) es una función del precio de aceite de palma (PAP), el prec io del aceite de palma internacional (PAI ) y el rendimiento en toneladas por hectárea (R). Las exponaciones de aceite de palma (EXAP) están en función del precio del ace ite de palma (PAP) , el tipo de camb io real (TCR) y la tendencia (T), que captura el pro­greso tecnológico en las técnicas productivas, la utili zación de nuevas vari edades, el mayor uso de maquinaria y fenili­zanres, etcéLera, y una va ri able dummy (FEP) que captura el periodo a partir del cual entra en funcionamiento el Fondo de Estabilizac ión de Precios para el aceite de palma. Para ex­cluir el efecto es tacional en el modelo se incluyen variables dummJ' estacionales (SEAl, SEA2 Y SEA3). La especificación del modelo es:

DAP =a +a PAP +a PIBP + a4N +SEAl = SEA2 + u

1 ( o 1 ( _) 1 1 1

OAP, =~o+ ~ 1 PAP, + ~lA I , + ~3R, + SEAl + SEA2 + SEA3 + u

2,

EXAP =y =y PAP =y TCR +y T + Y/EP + SEAl 1 o 1 1 2 1 J 1

+ SEA2 + SEA3 + u3

,

DAP = OAP + !MP -EXAP - CI 1 1 t t 1

[1]

[2]

[3]

[4]

donde a; , ~ ; y y;so n coefic ientes por calcular, tdenota el lap­so de ti empo de las observaciones, u

1, , u

2, y u

3, son los res i-

1 O. James Hamilton D , Time Series Analysis, Princeton University Press, Nueva Jersey, 1994, 799 páginas.

11. La especificación de la función de oferta de aceite de palma deja fuera el análi sis de precios de insumas variables; esta simplificación supone que no habrá cambios en los mismos debido a que los precios de estos insumas se ajustan por lo general en mercados monopólicos donde los precios son más o menos altos y no cambian en función de la oferta y demanda como en los mercados agrícolas (caracterizados por operar en mercados de competencia perfecta).

J

duos de las ecuac ion es 1, 2 y 3 i.i.d .; el sistema tiene cuatro ecuaciones en cuatro variab les endógenas (DAP, OAP, EXAP y PAP) co n una idemidad de cierre del sistema (do nde OAP, es la producción nacional de ace ite de palma, IMP, son las importacio nes, EXAP,las exportaciones y CI, es el cam bio de in ventarios) . También se incluye n va riables dummy (FEP y SEA) para ca lcular los efectos del fondo de es tabilización de precios y va riabl es que capturan los efectos estacionales en forma trimestra l (SEA).

Al calcular los parámetros del modelo mediante el método de mínimos cuadrados ordinarios se obtendrían resultados sesgados e inconsistentes porque dicho método no toma en cuenta la interdependencia entre las variables endógenas. Para aliviar el denominado sesgo de las ecuaciones simultá­neas se calculará el modelo mediante mínimos cuadrados en tres etapas (3SLS) .

Modelo econométrico no estructural

Para caracterizar las interrelaciones dinámicas de las variables que interactúan en el modelo de ecuaciones simultáneas , se calcula un modelo de vectores autorreabresivos: )' =! )' + .. . +

( 1 1-1

! y + # x + E, donde y es un vecto r k de variables endógenas p 1-p ( 1 1

en el periodo t, x, es un vector de variab les exógenas , ! (=! 1

, ••• ,

! ) y# son matrices de coeficiemes calculados, p es la longi­r tud del rezago de las va riables endógenas, y E, es un vector de innovaciones correlac ionadas de manera conremporánea. 12

La posible especificación del modelo no es tructural es :

l

PAP, 1 lPAP,_1 1 lPAP,_r 1

OAP , = A0 + A 1 OAP ,_1 + ... +A" OAP ,_"

EXAP , EXAP,_1 EXAP,_"

PAS

PIPB

N FEP

1

SEA l tB PA1 +C + E [5)

R SEA2

1

SEA3 TCR

T

12 . James Hamilton D, op. cit.

El modelo representa una var iante de la forma reducida del modelo de ecuaciones simultáneas, al tener aliado de­recho todas las var iables exógenas y dependientes rezagas p periodos. Para es ta especificación se utili zó la co ndición de equilibrio del mercado del ace ite de palma, de modo que la ecuac ión de demanda es una función inversa.

El procedimiento de cálculo del sistema de vectores au­torregresivo se resume como sigue:

Primero, para establece r la co ndición de es tacionarie­dad de l sistema se lleva a cabo la determinación del orden de integrac ión de las variables co nsideradas . Una var iable se defin e como no estacionaria cuando no muestra una ten­dencia a regresa r a su media, y además su varianza tiende a crecer en el tiempo.

Para determinar si las variables son no estacionarias se utili za rá la prueba de Dickey y Fuller aumentada, que con­siste en determinar el efecto de los va lores pasados de la va­riable (rezagos) sobre su valor ac tual. El estadístico Dickey y Fu llera u mentado se obtiene de la regresión autorregresi­va con intercepto y tendencia es tocástica que se presenta a co ntinuación:

n

LDC , = a 1X,_1 + L,~iLDC,_i + v, i=l

[6)

donde X es la variable original, ilX =X -X es la primera di-1 1 r-1

ferencia de la var iable,) es el número de rezagos , v , es el error y t representa tiempo; por último, a

1 y~ son los parámetros

por calcular. El es tadístico para la prueba Dickey y Fuller au­mentado es el parámetro a ,. La hipótesis nula de esta prue­ba consiste en que la variable X es no estacionaria o co ntiene una raíz unitaria, lo cual implica que a , en la ecuación 6 es igual a ce ro. 13 Para determinar el orden de integración de las series se seguirá el modelo planteado por Dolado. 14

Segundo, para determinar la longitud óptima de rezago del sistema de va lores autorregresivo se desarrollará el pro­cedimiento propuesto por George J udge et a/. 15 Las fórmu­las utili zadas para calcular los criterios de información de Akaike (AIC), Schwarz (SC) y Hannan-Quinn (HQ) son las s1gu1entes:

(- ) 2M

2n

A!C (n)=Ln det ~" +~

13. Wa lter Enders, Applied Econometric Time Series, Wiley Ser ies in Probalility a Statistics, John Wi ley & Sons, Nueva Jersey, 460 páginas, y William H. Greene, op. cit.

14. Antonio Pu lido S. y Julián Pérez G., Modelos econométricos, Editorial Pi rá­mide, Madri d, 813 páginas.

15 . George Judge et al., lntroduction to the Theory and Practice of Econometrics, John Wiley & Sons, Nueva Jersey, 1988, 1024 páginas.

COMERCIO EXTERIOR, MARZO DE 2006 235

( ) ( ~ ) M2nLnT

SC n = Ln det ¿" + T

HQ(n)=Ln det(in )+ 2Ln~nT M 2n

donde:

n = indica el orden del sistema de vectores autorreg re-

sivos.

M= número de var iables en el sistema.

T =número de observaciones (se manriene fijo).

i" =matriz de residuales, la que se obtiene de la matri z de varianzas y covarianzas de los errores , de la siguiente forma:

~ T-Mn-1 , I: = I:

11 T \'

donde ±v es la matriz de varianzas y covari anzas de los

errores, se obtiene al calcular el sistema de vectores auto­

rregresivo. Estos criterios se interpretan en igual sentido,

seleccionándose el modelo que ofrezca un va lor mínimo

de estos estadísticos.

Tercero, la verificac ión de ruido blanco multivariado se lleva a cabo medianre la prueba de Portmanteau, en tanto

que la verificación de norma lidad mulrivariad a se realiza

por medio de una prueba que se apoya en criterios de ap un­

tamiento y asimetría .16

BASE DE DATOS Y FUENTES DE INFORMACIÓN

Los d atos corresponden a series de tiempo trimestrales de

1994 a 2003 (en el anexo 1 se presenta la descripción de

estos datos). Las va riables monetarias en pesos colombianos

corr ienres se deflactaron mediante el índice de precios al

consumidor con base de diciembre de 2003; por su parte ,

los precios en dólares se convirt ieron a pesos colombianos

corrienres utilizando la tasa de cambio; con posterioridad,

estas magnitudes se convirtieron a precios consta ntes de

diciembre de 2003 mediante el índice de precios al consumi­

dor. Para la proyección de la población en forma trimestral se partió de la se ri e a nu al que elaboró el Departamento

Naciona l de Estadísti ca; la proyección exponencia l se rea­

li zó con la fórmula P =(llr) * e'T, donde r = Ln(Pr/ P), P es ' 1 '

la población que se proyectó en forma trimestral, r la rasa

de crecimiento poblacional, P; la población inicial y Pr la

poblac ión final; T varía de uno cuatro . Para determinar el

16. Hemut Lutkepohl, lntroduction to M u/tiple Time Series Analysis, Springer­Verlag, 545 páginas.

236 EL MERCADO DEL ACEITE DE PALMA EN COLOMBIA

rendimienro se suavizó el dato de las hec táreas sembradas

de palma de aceite a partir de los datos a nu ales propor­

cionados por la Federación Nacion a l de C ulti vadores de

Palma de Aceite . La metodología qu e se utilizó fue la que desarro llaron Feibes Boor y Lisman. 17

RESULTADOS

Modelo estructural

De la aplicación de la metodología econométrica se ob­

tuvieron los modelos calculados para el mercado del

aceite de palma en Colombia, que se verificaron y va lidaron

hasta acepta rlos como satisfactorios. Los parámetros de las

ecuaciones de dema nda, oferta y exportaciones se calcu­

laron mediante el método de mínimos cuad rados en tres

etapas (3SLS). Dichos resultados se presenran en el cuadro

1 y muestran que los signos de los coe ficientes calculados

son los correctos y sus magnitudes, razonables . Hay un buen

aj uste en términos del estadíst ico R 2 , y el problema de he­

rerocedasricidad y autocorre lación se rial de los residuos se supera por el método de cálcu lo; sin embargo, el estadístico

Durbin y Watson que se reflejó en cada ecuación se conrrasró

con las tablas específicas , y en todos los casos hubo ausencia

de autocorrelación.

Se calcularo n tres modelos con igual forma funcional.

En el modelo 1 no se incluye el precio del aceite de soya; en

el 2 se incluye el precio del aceite de soya y se excluye el in­

greso per cápita, y en el3 se incluyen todas las va riables. Por

último se decide trabajar con el modelo 1; los modelo 2 y 3

no se tienen en cuenta en el aná li sis porque no generan re­

su ltados significativos.

Ecuación de demanda

La elasticidad precio de la demanda calculada resultó negativa

e igual a -0.2042 , ello según lo esperado y resulta significati­

vamenre diferente de cero con un nivel de 5 por ciento .

E l coeficiente del precio del aceite de soya en la ecuación

de demanda según el cuadro 1 tiene signo negativo en los

modelos 2 y 3, lo cua l indica que los aceites de soya y de pal­

ma son bienes complementarios; en es te trabajo no se abunda

sobre el particular porque es te resultado no es significati­

vo en términos es tadísticos. La elasticidad con respecto a

la población es 1.9257 sign ificat ivamenre diferenre de cero

a un rango de 5%, esto implica que la demanda de ace ite

17. Antonio Pulido S. y Jul ián Pérez G., op. cit.

C U A D R O 1

COLOMBIA : RESULTADOS DEL MODELO DE ECUACIONES SIMULTÁNEAS PARA EL MERCADO DE ACE ITE

DE PALMA

Ecuación Variables Método de estimación econométrica 3SLS

Modelo 7 Modelo2 Modelo 3 Demanda Intercepto - 1.55019,5 - 9241.853 -1575 13.7 del aceite H 033592)' (-0 301759) H 062530) de palma Precio del aceite de palma -0 016149 -0 006988 0.001993 (DAP) H 400568)' (-0470030) (O 137038)

Precio del aceite de soya -0.0043305 -0.014658 (-04 12202) (-1350194)

Población 0.004511 0.002692 0.003904 (4 725482)' (3 3350 16)' (4.0 17113)'

Ingreso per cáp ita 0.057595 0.074582 ( 1. 799902)' (2 136278)

SEA 1 14925.85 13376,77 14831.38 (4 62 1876)' (4160098)' (4. 771435)'

SEA2 11 21 1.9 1 9605,98 1 11966.16 (3.2 17871 )' (2 812361)' (3.508075)'

SEA3 11761 .68 11 137, 19 11858.69 (3 734788)' (3485429)' (3.9 14179)'

R' 0.481553 0472005 0.527053 Durbin Watson 2.071831 2.005516 2.232637

Oferta Intercepto -65960.35 -6 1373,17 -61001.07 del aceite (- 4.224890)' (-3 842364)' (-3 8130 17)' de palma Precio del aceite de palma 0.062357 0.062462 0.062337 (OAP) (8 888036)' (8 855336)' (8.834849)'

Precio del acei te de pa lma -004225 1 -0.043200 -0.043 137 Internacional (-8.116550)' (-8 147224)• (-8 126542)'

Rend imiento 44702.50 43568,94 43475.02 (12.87780)' (12.20317)' (12, 15315)'

SEA 1 -9459.4 11 -88 18.554 -8750.052 (-2 8 18596)' (-2 60 11 33)• (-2 578990)'

SEA2 -8690.982 -7887,094 -7817, 525 (-2349827)' (-2. 105401)' (-2 084933)'

SEA3 -6836.909 -6318,222 -6271436 (-2 187321 )' (-2 006315)' (-1 990392)'

R' 0.905835 0.906905 0.906971 DW 1.233222 1.186545 1.178950

Exportaciones Intercepto -3389484 -4 169.784 -3914.909 del acei te (-0 350815) (-0429381) (-0404269) de palma Precio del aceite de palma -0 015872 -0.016397 -0.0 16066 (EXAP) H 910454)' (-3 00 1518)' (-2.942735)'

Tipo de cambio real 236.7634 250.7585 245.2475 (1 905343)' (2 002896)• ( 1. 9669 13)'

Tendencia 592.8094 615.6860 585.0347 (3.269974)' (3389056)' (3 220372)'

Fondo de Estabilización de 5794.843 4852.386 5800.138 Precios, primer tr imestre (1 825402)' (1.539105) (1 823208)' de 1998 al cuarto trim estre de 2003

SEA2 13 111.61 13 122.94 13115.43 (6 582809)' (6. 5884 78)' (6. 584713)'

R' 0.8 58052 0.857103 0.857879 Durbin Wanson 2.13200 1 2. 124067 2.1 32112

Nota: los números entre paréntesis son los valores t . a. Significancia a un rango de 50 por ciento. b. Significancia a un rango de 10 por ciento .

Fuente: elaboración propia con base en resultados de regresión realizado en el software Eviews.

de palm a en Colombia está en

gran medida condicionada al

crec imiento poblacional; por

cad a incremento en un punto

porcentual de la población, la

demanda aumenta de m anera

más que proporcional. La elas­

ticidad ingreso de la demanda

de aceite de palma (0.7970) es

positiva y significa tivamente

diferente de cero en un rango

de 10 % , por lo cual se confir­

ma que el aceite de pa lma es

un bien normal y de primera

necesidad.

Ecuación de oferta

La oferta de aceite de palma no

es elás tica respecto a su propio

precio. En efecto, la elasticidad

precio de la oferta es 0.65 13, lo cual resultó se r significativo

en lo es tadístico a un rango de

5% y relevante en lo económi­

co. Por su parte, la elasticidad

de la oferta de aceite de palma

frente a variaciones en el pre­

cio internacional no es elásti­

ca (-0.4229) y es signifi cativa

a un rango de 5%. Esto indica

que la oferta responde en for­

ma inversa a la variabilidad de

los precios internacionales, y confirma que a partir de 1998 la producción creció de mane­

ra sostenida, frente a una caí­

da pro longada de los precios

internacionales.

La producción de aceite

de pa lma es elástica (1.3937)

con respec to al rendimi ento

de aceite de palma y signifi­

cat iva a un ran go de 5%, y ev idencia de esta manera la

se nsibilid ad de l rendimi en­

to product ivo frente a la pro­

ducción pa lmera.

COMERCIO EXTERIOR, MARZO DE 2006 237

e U ADRO 2

COLOMB IA : ELASTICIDADES PARA EL MERCADO DE ACE ITE DE PALMA

Variab les Elasticidades

Demanda del Precio del aceite de palma - 0.2042 aceite de palma Población 1.9257 (DAP) Ingreso per cápita O. 7970

Oferta de aceite Precio del aceite de palma 0.6513 de palma Precio del aceite de palma (OAP) internacional -0.4229

Rendimiento 1.3937 Exportaciones de Precio del ace ite de palma -0.8820 aceite de palma Tipo de cambio real 1.1707 (EXAP) Tenden cia 0.5570

Nota: los datos medios del anexo 1 y los coeficientes estimados en el cuadro 1 (modelo 1) se usan pa ra derivar las elasticidades.

Fuente: elaboración propia.

Ecuación de exportaciones

La elasticidad precio de las exportaciones no es elástica

(- 0.8820) y significativa con un rango de 5%. Una posi­

ble explicación de la elasticidad se debe a que hay una brecha

entre los precios que se pagan al palmicultor por sus ventas en el

mercado interno y los de exportación; en Colombia, el precio

interno tiende a rebasar al de exportación; en consecuencia,

un aumento en el precio del aceite de palma en el mercado

interno desincentiva las exportaciones, ya que el palmicultor

colombiano preferirá vender su producción en el mercado

de mejor precio; por tanto, un aumento de 10% en el precio

interno del aceite de palma genera una disminución de 8.8%

en las exportaciones de este producto.

Por otro lado, las exportaciones frente a variaciones en

el tipo de cambio real muestran elasticidad (1 .1707) y son

diferentes de cero con un rango de 10%; este resultado su­

pone que una depreciación aumenta las exportaciones y

confirma que una política cambiaria de este tipo favorece al

sector exportador.

Las exportaciones de aceite de pa lma no son elásticas res­

pecto a la tendencia (0.5570), lo cual resu ltó ser significativo

en términos estadísticos en un nivel de 5%; es te resultado

confirma que a mayor progreso tecnológico y utilización de

nuevas variedades, mayor uso de maquinarias, etcétera; todo

esto incentiva las exportaciones de aceite de palma.

Precios, resultó se r signifi cativo en lo estadístico a un rango

de 10% . En efec to , ese fondo de es tabili zac ión ge neró un

in crem ento en las exportaciones trim es tral es de aceite de

palma de 5 792 toneladas (23 17 1 ton anua les), el cual re­

presenta un in cremento de 26 .55% en relac ió n con el ran­

go promedio de las exportaciones trimestrales (21 8 14 ron) ;

este resultado refl eja en parte el logro de los obj etivos para

los que se creó este Fondo, pues se incrementa ron las expor­

taciones y se manejó de manera óptima la oferta exportable.

En la gráfi ca 1 se obse rva que la oferta exportab le crec ió de

manera casi sostenida a partir del primer trimestre de 1998,

aunque los precios internacionales muestran una caída co n­

siderable y pro longada durante el periodo de at1<i lisis. En es te

marco , los productores palmeros co ntinúan ampliando su

oferta exportable, ya que disponen de un fondo de estab ili ­

zación que les permite proteger su ingreso por beneficiarse

de las compensaciones de es tabilización derivadas de operar

en el m ercado de menor precio .

Modelo no estructural

Como etapa previa al análisis empírico del modelo de vecto­

res autorregresivos se estudió el grado de inrcgrabilidad de

G R Á F 1 e A 1

CO LOMBIA: EVOLUCIÓN DE LA OFERTA EXPORTABLE DE ACE ITE

DE PALMA Y EL PRECIO INTERNACIONAL DEL ACEITE DE PALMA

(CIF ROTTERDAM) , 1995-2003 (MILES DE PESOS COLOMB IANOS

Y M ILES DE TONELADAS MÉTRICAS)

Precio

1 800 60

1 600 50

1 400

1 200 40

1000 30

800

600 20

400 10

200

1 11 1 11 1 11 1 11 1 11 1 11 1 11 11 1 11 1 11

~ <O u E ·<U

E :;:

"D <O a¡ e ~

Efecto del Fondo de Estabilización de Precios 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2ooo 2001 2002 2oo3

Por último se observa que el efecto del Fondo de Estabiliza­

ción de Precios en las exportaciones de aceite de palma, que

se captura por la variable dummy Fondo de Estabilización de

238 El MERCADO DEL ACEITE DE PALMA EN COLOMBIA

1: marzo 11 : septiembre

Fuente : Federación Nacional de Cultivadores de Palma de Aceite.

)

,

las 1 O series consideradas en el

análisis para es tablecer la con­

dición de estacionariedad del

sistema (en esta parte se ana­

li za el modelo de vectores de

referencia sin incluir el precio

del aceite de soya por correla­

cionarse de manera estrecha

con el precio internaciona l

del aceite de palma -0.8781, el cual arroja resultados no sig­

nificativos). Para ello se cons i­

deraron dos tipos de contraste.

El primero es el de Dickey y Fuller aumentado (ADF) , que

contrasta la hipótesis n ula de

no estacionariedad . El segun­

do es la prueba de Kwiatkows­

ki et al. (KPSS) que contrasta la

hipótesis nula de estacionari e­

dad de la serie. En el cuadro 3

C U A D R O 3

PR UEBAS SOBRE LA EXISTENCIA DE RAÍZ UNITAR IA

Prueba Dickey-Fuller Prueba de Kwiatkowk i (KPSS) et a l.

Valores críticos Valores criticas

Var iabl es (a 5 y 70 (a S y !O por

Estadistica por ciento) Estadistica ciento)

Demanda de aceite de pa lma (DAP) 1 = -6.8 16989 - 3.5279 y - 3.1949 '1, = 0.061494 0.146y0.119 Precio del aceite de palma (PAP) 1, =-1. 213232 -3.5279 y -3 .1 949 '1 , = 0. 138433 0.146y0.119 Población (N) 1 = -2.071 863 -2 .9399 y -2.6080 '1 , = 0.779972 0.463 y 0.349

' Ing reso per cápita (PIBP) 1, = -1.453095 -2.9378 y -2.6069 '1., = 0.612308 0.463 y 0.349 Oferta de aceite de pal ma (OAP) 1, = -5.394 51 0 -3.5279 y -3. 1949 '1 , = 0.124426 0. 146y0.119 Exportaciones de aceite de palma (EXAP) 1, = - 6.064517 - 3.5279 y -3.1949 '1, = o. 1 21 968 0.146 y 0 .1 19 Precio del aceite de palma internacional (PAI) 1, = -1.472649 -2.9378 y -2.6069 '1 , = 0.293778 0.463 y 0.349 Tipo de cambio real (TCR) 1, = -1.868547 -3 .5279 y - 3.1949 '1, = 0.173080 0. 146y0.1 19 Rendimien to (R) 1 = - 5.446367 -2.9378 y -2 .069 lJ ., = 0.360672 0.463 y 0.349

' se presentan los estadísticos de las dos pruebas mencionadas

que se obtuvie ron para las se-

Fuente: elaboración propia con base en las pruebas realizadas en el software Eviews y tablas estadísticas del Anexo de Hamilton. James Hamilton D., Time Series Analysis, Princenton University Press, Nueva Jersey, 1994, 799 páginus .

ries en los rangos. Los resul ta-

dos de los estadísticos permiten concluir que , en un rango

de significancia de 5 y 1 O por cien to, la denuncia de ace i­

te de pa lma (DAP) es es tacionaria; por su parte , la oferta de

aceite de palma (OAP), las exportaciones de aceite de palma

(EXAP) y el rendimiento (R) son estacionarios a un rango de

signi fican cia de 5 por ciento.

Por otro lado, el precio del aceite de palma (PAP) es inte­

grado de orden uno a 10% de significancia; la población (N), el ingreso per cápita (PIBP) y el tipo de cambio real (TCR) son

integrados de orden uno a 5% como a 10 % de significancia.

El precio del aceite de palma internacional (PAI), de acuer­

do con la prueba de Dickeyy Fuller aumentado, se integra de

orden uno , pero la prueba de Kwiatkowski et al. indica que

la serie es estacionaria en ambos casos a 5 y 10 por ciento de

sign ificancia ; en consecuencia fue necesario graficar la serie

y analizar el correlograma 18 y concluir que la serie precio de

aceite del palma internacional tiene raíz unitaria .

El primer paso en el cálcu lo del vector autorreg res ivo 19

es la determinación de la longitud de rezago. Ésta se lleva a

18. Los valores de la función de autocorre lación de una serie con raíces unita rias descienden de manera muy suave hacia cero, mientras que cua ndo no hay presencia de ra íces unita rias el descenso es exponencia l

19. Es importante señalar que para la determinación de la longitud del vector autorregresivo se trabaja una regresión con las series estacionar ias, es decir, las series precio del ace ite de palma (PAP), ingreso per cápita (PIBP), población

cabo mediante el uso de criterios de in formación de Aka ike,

Schwarz y Hannan-Quinn, y las pruebas sobre ruido blanco

y normalidad multivariada.

En el cuadro 4 se p resentan los resultados de los CL·ite­

rios de información; con los criterios de Akaike y Hannan-

C U A D R O 4

DETERMINACIÓN DEL REZAGO ÓPTIMO DEL VECTOR AUTORREGRESIVO

Criterios de información

Rezagos Akaike Schwarz Hannan -Quinn

54.25528 54.63527 54.39267 54 .41072 55 .17072 54.68551 54 .06903 55.20903 54 .48122

4 53.3~129 5~.86128 53 .89086

Fuente: elaboración propia con base en el procedimiento propuesto por George Judge et al. , lntroduction to the Theory and Practice of Econometrics, John Wiley and Sons, Nueva Jersey, 1988.

(N) , tipo de cambio real (TCR) y precio del ace ite de palma internacional (PAI) en primeras diferencias, así como oferta de aceite de palma (OAP). exporta ­ciones de aceite de palma (EXAP) y rendimiento (R) en niveles pa ra verificar la estacionariedad del sistema.

COMERCIO EXTERIOR. lv\ARZO DE 2006 239

Quinn, el rezago óptimo es cuatro, en tanto que el criterio

de Schwarz señala 1 como el rezago óptimo. En el cuadro 5 se presentan los resultados de las pruebas

multivariadas de ruido blanco y normalidad que se llevaron a cabo sobre los residuales del vector autorregresivo . Estas

pruebas confirman al 1 como el número de rezago que se debe considerar en la fase de cálculo del modelo de vector

autorregresJvo.

de cambio real, rendimiento y tendencia , pueden afectar de

alguna forma las exportaciones de aceite de palma en el corto

plazo , pero no se descubrió ninguna relación significativa. La oferta de aceite de palma se correlaciona de manera

positiva con el precio del trimestre anterior y con la oferta del trimestre anterior, y de manera negativa con las expor­

taciones del trimestre anrerior. En lo que toca a las variables exógenas, el rendimiento en toneladas por hectárea de aceite

de palma y la tendencia que captura el progre­

C U A O R O 5

RESULTADOS DE LAS PRUEBAS MULTIVAR IADAS : RUIDO BLANCO Y NORMALIDAD

so tecnológico resultaron ser significativos en

un rango de 5%, mientras que las variables restantes se muestran insignificantes.

DE LOS RESIDUALES Por último, el precio de aceite de palma

se correlaciona de manera positiva con el

Ruido blanco Normalidad

Prueba H,: no hay autocorrelación

de los residuales H,: los residuales son normal

multivariado

precio del trimestre anterior y con las expor­taciones del trimestre anterior, y de forma

negativa con la oferta del trimestre anterior; respecto de los determinantes exógenos, en esta

ecuación resultaron significativos en un rango de 5% el precio del aceite de palma internacio­

nal y el tipo de cambio real. Una posible expli­cación de la relación positiva y significativa del

4

Pormanteau ajustado

x' (k' (h-p)) 42.43996 (O 2132 ) 62 .40971 (O 0000)

Asimetría

x' (k) 0.89275 5 (O 8272) 0.040499 (O 9979)

Apuntamiento

x ' (k) 12 .39734 (O 0061) 32.18263 (O 0000)

Nota : entre paréntesis se reporta el p-value relacionado con cada una de las pruebas.

Fuente: elaboración propia con base en pruebas realizadas en el software Eviews .

Una vez que se determina el orden del vector autorregre­sivo se pasa a la etapa de cálculo (en el cuadro 6 se informan los resultados).

Como se observa en el cuadro 6, el efecto del Fondo de

Estabilización de Precios se traduce en un incremento de las exportaciones de 8 520 toneladas trimestrales (34 082 ton

anuales), un incremento de 39.05% en relación con el pro­medio de las exportaciones en el periodo analizado. Estos

resultados son cercanos al que se encontró en el modelo de ecuaciones simultáneas. Las exportaciones de aceite de pal­ma se correlacionan de manera negativa con las del trimestre

anterior, de manera positiva con la oferta del trimestre ante­rior y de forma negativa con el precio del trimestre anterior.

Resulta interesante observar que la relación entre la produc­ción del trimestre anterior y las exportaciones es significativa en lo estadístico a un rango de 5%; en efecto, un incremento de 1% en la producción del trimestre anterior genera un in­

cremento de 2.53% en las exportaciones actuales. 20

Acerca de los determinantes exógenos (véase el cuadro

6), población, ingreso per cápita, precio internacional, tipo

20. La elasticidad de la exportación actual con respecto a la producción del trimestre anterior se evalúa de acuerdo con el resultado del cuadro 6 y con los valores medios ilustrados en el anexo, el valor medio de la producción rezagada un periodo fue de 116.127 toneladas.

240 El ME RCADO DEL ACEITE DE PALMA EN COLOMBIA

Conj unta

x ' (2k) 13 .29010 (O 0387)

32 .22313 (0.0000)

precio internacional con el precio pagado al

productor puede ser un mecanismo de transmi­sión de precios, que hace que los palmicultores

deban aceptar los precios del mercado internacional, pues su

capacidad de afectar los precios internacionales con mayores o menores volúmenes de oferta es casi nula .

Análisis del bienestar

La economía del bienestar provee una serie de criterios y he­

rramientas de medición a escala del consumidor y produc­tor que ayudan a evaluar los efectos de las políticas públicas.

Asumiendo que la ganancia social en el mercado del aceite de palma se maximiza en condiciones de competencia perfecta, el excedente del consumidor es una medida de utilidad en

términos monetarios para los consumidores en el mercado y el excedente del productor es una medida de utilidad en tér­

minos monetarios para los productores. Los cambios en estas áreas se pueden utilizar para medir las modificaciones en el

bienestar de una eventual eliminación del Fondo de Estabi­lización de Precios en el mercado palmicultor colombiano.

En el cuadro 7 se ilustran las variables que se deben tener en cuenta en el análisis del bienestar.

Al exponer el sector palmicultor colombiano a la libre competencia, el precio interno se aproximaría mucho a los

precios internacionales; en la actualidad, las operaciones de estabilización que realiza el Fondo de Estabilización de

1

C U A D R O 6

COLOMB IA : RESULTADOS DEL MODELO DE VECTOR AUTORREGRES IVO PARA EL MERCADO DE ACEITE DE PALMA

Demanda (prec io del aceite

de pa lma)

Variab les Coeficiente Estadístico t

Demanda (precio del aceite ~ de palma) "'

0.095677 0.70714 e Oferta del aceite de palma "' "' OAP(-1) - 1.607170 -0 .9647 1 -o

"O e Exportaciones de aceite de pa lma UJ

EXAP(- 1) 1.540888 0.64795

Demanda (producto interno per

cápita) D(PIBP) 0.244179 0.39405

Demanda (población) D(N) - 1.406736 -0.55369 ~ Demanda (prec io del aceite de "' e "' palma internacional ) D(PAI) 0.491100 4.71260 "' -o Demanda (tipo de cambio real) X UJ

D(TCR) 9 562.005 3.04287

Rendimiento (R) -28 997.61 0.566290

Tendencia (T) 1013.701 0.29823

Fondo de Estabilización de Precios >- (FEP) 3960.512 0.07436 E E SEA 1 4 890.172 0.07511 ::> o SEA2 2 833.690 0.0488 1

SEA3 23071.74 0.43841

Intercepto 493102 .2 0.97201

R' 0.745210

Fuente: elaboración propia con base en regresiones realizado en el software Eviews.

C U A D R O 7

DESCRIPCIÓN DE LAS VAR IABLES PARA EL ANÁLISIS DEL BIENESTAR

Con el Fondo de Estabilización

de Precios

PAP: precio del aceite de palma promedio entre el primer trimestre

de 1994 y el cua rto trimestre de

2003

PREF: precio de referencia promedio para la s operaciones de ces iones y compe nsaciones

de es tabilizac ión entre el primer trimestre de 1998 y el cuarto

trimestre de 2003

Sin el Fo ndo de Estabi l ización de Precios

PLAB: precio internacionaiLAB Malasia de aceite de palma

promedio entre el primer trimestre

de 1994 y el cuarto trimestre de

2003

PAP: precio del acei te de palma promedio en tre el primer trimestre

de 1994 y el cua rto trimestre de

2003

Sin Fondo de Estabilización de Precios implica eliminar el fondo para el aceite de palma, arancel cero y sin mecanismos de estabilización ni de protección contra distorsiones de precios internacionales; en cuyo caso el precio (proxy) por considerar es el precio internacional LAB del mercado internacional.

Oferta del ace ite pa lma Exportaciones de l aceite de palma

Coeficiente Estadístico t Coeficiente Estadístico t

0.000858 0.29676 -0.007857 -0.89125

0.055537 1.55973 0.475435 4 .38001

-0. 063632 -1.25 192 -0.190589 -1 .23003

0.006 173 0.46609 0.04802 1 1.18938

-0. 159824 -2.94326 -0071539 -0.43216

0.000635 0.28490 0.001730 0.25478

22.85827 0.34034 -560.8 19 1 -2.73909

31 093.69 28.4104 -146.2853 -0.04385

1133 .037 15.5959 307.9985 1.39070

-2 442.789 -2. 14585 8 520.548 2.45526

2 049.808 1.47305 8104.080 1.91040

335.6448 0.27049 11 525.61 3.04685

586.9564 0.52184 24 1.6907 0.07049

5 663.284 0.52231 -3093 1.52 -0.93580

0.995549 0.924070

Precios se orientan a equ ilibrar los precios21 pagados al pal­micultor por sus ventas en los mercados interno y de expor­tación, de modo que se encuentra un precio de referencia

de ambos mercados; la evolución del precio de referencia se

ilustra en la grá fi ca 2. Teniendo en cuenta las funciones de demanda y oferta

calculadas en el cuadro 1 y el promedio del precio de refe­rencia ilust rado en la gráfica 2, pueden demostrarse las pér­

didas netas en bienestar de consumidores y productores de aceite de palma en Colombia frente a una eventual elimina­

ción del Fondo de Estabilización de Precios. El mercado de ace ite de pa lma en Colombia se caracteri­

za por comercializa rse en el mercado interno y de exporta­

ción, la demanda interna tiene pendiente negativa y a partir de cierto rango la del mercado mundial es elástica porque

21. El equilibrio se logra con la tran sferencia de recursos provenientes de las

aportaciones de los productores, vendedores y exportadores, por las ven tas

en el mercado de precio más favorable (cesiones de estabilización), para

compensar las ventas en el mercado de precio menos favo rable (compen­

saciones de estabilización).

COMERCIO EXTERIOR, MARZO DE 2006 241

G R A F 1 e A 2

COLOMBIA : EVOLUCIÓN DEL PRECIO DE REFERENCIA PARA

LAS OPERACIONES DE ESTABILI ZACIÓN , 1998-2004 (DÓLARES

POR TONELADA)

700 lndJCadores de prec1os del mercado local

600 1=,....."""::::~""<'"""--500

400

300

200

100 Indicadores de precios del mercado de exportación o+-----------------------------------------

1 11 111 1 11 111 1 11 111 1 11 111 1 11 111 1 11 111 1

1: enero 11 : mayo

1998 1999 2000 200 1 2002 2003 2004

111 : septiembre

Fuente: Federación Nacional de Cultivadores de Palma de Aceite .

Colombia toma del m ercado mundial los precios de aceite

de palma; por su parte, la curva de oferta tiene pendiente

positiva a partir de cieno rango de producción, y antes se

suponen costos margin ales constantes. La representación

gráfica del mercado de ace ite de pa lm a co lombiano se ilus­

tra en la gráfica 3.

E l precio promedio de aceite de palma del primer trimes­tre de 1994 a l cuarto rrimestre de 2003 fue de 1 212 309 pe­

sos colombianos; el precio promedio de referencia para las

operaciones de es tab ili zac ión del Fo ndo de Es tab ilización

de Precios del primer trimestre de 1998 al cuarto trimestre de

2003 fue de 1 173 41 O pesos colombianos , y el precio del aceite

de palma internacional LAB promedio del primer tr imestre

de 1994 a l cuarto trimest re de 2004 fue de 1 060 11 8 pesos

co lombianos (véase el anexo). Las cant idades respectivas

se obt ienen reemplazando estos precios en las funciones de

demanda y oferta calculad as en el cuadro 1; la cantidad de­

mandada de ace ite de palma en el mercado interno con la

actual política arancelaria (del Sistema Andino de Franja de

Precios o SAFP) es de cas i 86 376 to neladas, y las exportacio­

nes ascienden a casi 33 507 de una producción aprox imada

de 11 9 883 toneladas trimestrales. El resumen de los efectos

en var iables reales del Fondo de Estabili zación de Precios se

ilust ra en el cuadro 8.

U na eventual eliminación del Fondo implica un aumen­to del consumo de casi 88 834 toneladas trimes trales, lo que

signifi ca un incremento de 2.84% en el consumo interno

y una disminución de la producción de 11 2 818 toneladas

G R Á F 1 e A 3

trimestrales, lo que represen­

ta una caída de 5.89% respec­

to a la siruación con el Fondo COLOMBIA: ANÁLISIS DEL FONDO DE ESTABILIZACIÓN DE PRECIOS EN El MERCADO DE ACE ITE DE PALMA

Precio del aceite de palma internacional LAB Malasia 1060118

Precio

Fuente : elaboración propia

Precio del aceite de palma = 1 212 309

86 376 88 834

242 EL MERCADO DEL ACEITE DE PALMA EN COLOMBIA

112 818

Olerla de aceite de palma

Demanda de aceite de palma

11 9 883 Cantidad

mencionado.

El aumento en el consumo

y la dism inución en la pro­

ducción reducirían las expor­

taciones a 23 984 toneladas

trimestrales, lo que signifi ca

una caída en 28.42% respecto

a la siruación con el Fondo de

Estabili zación de Precios.

En términos de bienestar,

el triangulo A de la gráfica

3 represe nt a las ga na n c ias ne tas d e bienestar para los

co n sumid o res de aceite de

pa lm a de una even tu al eli­

minación del Fondo , que as­

ciende a 67 324 dólares. 22 Por

22. El ti pode cambio utilizado para con­vert ir los pesos colombianos a dóla­res fue de 2 778.21 (t ipo de cam bio vigente en diciembre de 2003)

CUADRO 8

COLOMBIA : EF ECTO DEL FONDO DE ESTAB ILIZACIÓN DE PRECIOS

EN VARIABLES REALES (TONELADAS POR TR IMESTRE)

Con el Fondo Sin el Fondo

de Estabili zación de Estab ili zación

Variables de Precios de Precios ó. %

Consumo 86 376 88 834 +2 .84 Exportaciones 33 507 23 984 -28.42 Producción 119 883 112 818 -5.89

Fuente: elaboración propia.

su parte, las pérdidas netas de bienesta r para los producto­

res se representa n en e l triángulo By asc ienden a 175 665

dólares trimestrales medidos a pesos co lombi a nos de di­

ciembre de 2003.

CONCLUS IONES Y RECOMENDACIONES

Este es tudio eva luó los efectos del Fondo de Estabilización

de Precios en el mercado de aceite de palma colombiano,

para lo cual utili zó un modelo es truc tural de ecuac iones

simultáneas y un modelo no es tructural, el de vectores au­

torregresivos. Los dos produj eron resultados muy parecidos

y complementa rios.

En primer lugar se encontró que el Fondo generó un au­

mento de las exportaciones de ace ite de palma de entre 26.55

y 39.05 por c iento del primer trimestre de 1998 al cuarto

trimes tre de 2003 .

En segundo lugar se observó que la demanda y la oferta

de aceite de palma son inelás ti cas, y la primera más aún.

Estos resultados implican una mayo r sensibilidad de la ofer­

ta a variaciones en los precios, y de es ta manera es la más

afectada por la elim inación del Fondo. En terce r lu ga r,

otros factores del mercado , como la población, el in greso

per cápita , la tendencia, el precio internacional, el tipo de cambio real y el rendimiento, han influido de manera im ­

portante en el mercado de ace ite de palma colombi ano. La

dinámica del mercado se analizó co n las respuestas de las

va ri ables endógenas a las endóge nas rezagadas y a las va­

riables exóge nas.

En cuarto luga r se cuamificaron las pérdidas y ga nan­

cias en el bienestar de una eventual eliminación del fo ndo.

E l análi sis seña la que las ga nancias netas del bienesta r para

los consumidores se ría de 67 324 dólares, lo que implica un

aumento en el consumo de aceite de palma de 2.84%. Por su

parte, las pérdidas netas del bienes ta r para los producto res

se ría de 175 665 dólares , que implica un a di sminu ción en la

producción de 5.89%. El aumento del consumo y la caída

en la producción de ace ite de palma reducirían las expo r­

taciones en 28 .42% . Es ev idente que una eliminación del

Fondo favo rece a los consumidores; sin embargo, el secto r

palmicultor es el más afec tado por esa suspensión debido a

la mayor sensibilidad de la producción frem e a va ri aciones

en los precios.

Lo a nter ior, unido a l proceso de un a mayor ape rtura

económica (Tra tado de Libre Comercio co n Es tados Uni­

dos), hace necesa rio establecer recomendaciones en térmi­

nos de políti ca. En efecto, se sugiere un escenario de libre

com ercio bilate ral que permita la aplicación de derechos

estabili zadores en las coy unturas de prec ios imernac io­

nales bajos, co nforme a las reglas del Sis tema And ino de

Fra nj as de Precios y, por consigu iente, co minu ar co n las

operaciones de es tabili zac ión qu e rea li za el Fondo has ta

un periodo en e l cual las expo rtac iones se conve rtirían

en el principal destino de la producción nacional de ace ite

de palma. En la ac tualidad, las exportaciones de ace ite de

pa lma rep resenta n en promedio 18.79% de la producción

total. Asimi sm o, el Fondo , a l faltarle un a part ida presu­

puesta ri a del go bierno , no podría proporcionar subsidio

a las exportac ion es; sin embargo, los consumidores co­

lombianos está n ay ud ando a fi nanc ia r la prom oción de

las exportac iones.

E l mercado de aceites y grasas en Colombia es impor­

tador neto; por tanto, en la transición de importador neto

a exportado r nero, se deben manrener las operaciones de

estab ili zac ión que el Fondo rea li za, con siderando que el

mercado de ace ite de palma en Colombia ti ene mucho po­

tencia l por tratarse de un culti vo tropical que sustituye a

cultivos ilícitos. En la act ualid ad , el sector viene adqui­

riendo competitiv idad , pero roda vía es tá en un periodo de

transición, de modo que es necesa rio es te tipo de instru­

mento de política .

Por otro lado, la ampliación de la fronter a agrícola es muy

importante en el desarro llo futuro de es te sector si se consi­dera que el á rea sembrada representa sólo 5.7% de la super­

fic ie potencial idenrificada para es te cultivo; en la medida en

que se am plíen las á reas de siembra se podrían alcanza r ma­

yores rangos de competitividad por las economías de esca la.

Mayor organ ización de los producro res, fu sión de empresas

que conduciría a la reducción de costos de producción, una

visión em presa rial del negocio y manejo de ciclos de precios

podrían se r a lgunos facto res que elevarían la compet itivi­

dad de este sector. @

COMERCIO EXTERIOR, MARZO DE 2006 243

A N E X O 1

DESCRIPCIÓN DE LOS DATOS Y RESUMEN DE LAS ESTADÍSTICAS DESCRIPTIVAS

Estadísticas descriptivas

Variable (abreviación) Unidad de medida Fuente Media Estándar Mínimo Máximo

Demanda de aceite de palma (DAP) En toneladas Federación Nacional de 95847 .24 10621 .54 72 693 .03 118 315 . 1 métricas (TN) Cultivadores de Palma

de Aceite (Fedepalma)

Precio del aceite de palma (PAP) En pesos Federación Nacional de 1212309.0 192 922 .0 992315 .1 1 705 485 .0 ($/TN) Cultivadores de Palma

de Ace ite (Fedepalma)

Precio del aceite de soya (PAS) En pesos Fedepalma 1161830.0 266048.5 663 172.3 1 671 003.0 ($/TN) OiiWorld

Ingreso per cápita (PIBP) En pesos($) per Departamento Nacional 1 326457 63 434.46 1219837 1 436 542 cápita de Estadística (DANE)

Departamento Nacional de Planeación

(DNP)

Población (N) Número de Elaboración propia habitantes con base en datos del 40916952 2 193499 37 306 458 44 583 575 (proyectado) Departamento Nacional

de Estadística (DANE)

Oferta de aceite palma (OAP) En toneladas Federación Nacional de 116062 .9 19 980.67 77 902 .32 153 336.4 métricas (TN) Culti vadores de Palma

de Aceite (Fedepalma)

Tendencia Número entero 1994.1=1; 1994.2=2; .. 20.50 11.69 1.00 40.00

Exportaciones de aceite de pa lma En toneladas Federación Nacional de 21 814.57 14 380.06 629.0779 54597.48 (EXAP) métricas (TN) Cul tiva dores de Palma

de Aceite (Fedepalma)

Precio del aceite de palma En pesos ($/TN) Federación Nacional de 1 161830.0 266 048.5 663 172.3 1 671 003.0 internacional (PAI) Cu ltivadores de Palma

de Aceite (Fedepalma) Oil World

Tipo de cambio rea l (TCR) Índice del tipo de Banco de la República 107.86 13.09 87.34 137.32 cambio real (TCR)

Rendimiento (R) En toneladas por (Fedepalma) 3.618626 0.433161 2.570435 4.350852 hectárea Elaboración propia

Precio del aceite de palma En pesos Federación Nacional de 1060118.0 269 066.4 552919 .3 1 569 006.0 internacional LAB Malasia (LAB) ($/TN) Cultivadores de Palma

de Aceite (Fedepalma) Oi l World

Precio de referencia para En pesos Federación Nacional de 11 73410.0 195 758.4 785 067 .O 1 432 983.0 operaciones de estabil ización del ($/TN) Cultivadores de Palma Fondo de Estabilización de Precios de Aceite (PREF) (Fedepalma)

Fondo de Estabi lización de Precios 1 o o Dummy(= 1 para el 0.60 0.49 o (FEP) primer trimestre de 1998

y cuarto trimestre de 2003)

Variables dummy estacionales loO Dummy(= 1 para el 1 0.25 0.43 o (SEAI) trimestre)

Variables dummy estacionales l oO Dummy(= 1 para el 11 0.25 0.43 o (SEA2) trimestre)

Variables dummy estacionales 1 o o Dummy(= 1 para el 111 0.25 0.43 o (SEA3) trimestre)

Fuente: elaboración propia.

244 EL MERCADO DEL ACEITE DE PALMA EN COLOMBIA