5. Aplicación a los mercados de los países en desarrollo

Aplicamos el marco de prueba a varios mercados al contado y de cultivos alimentarios. Probamos la integración de mercados entre los mercados de café de Etiopía, Rwanda y Uganda y el mercado internacional. El café es un importante cultivo comercial para estos países africanos y nuestro objetivo es evaluar el grado en que los productores de café de estos países están integrados en el mercado mundial, dado que Etiopía, a diferencia de Uganda, exporta café mediante sistemas de subasta, mientras que en Rwanda el precio del café es fijo. Además, probamos la integración de mercados entre el mercado del trigo en Egipto y el mercado internacional. Egipto interviene en el mercado del trigo a través de diversas clases de instrumentos de política y nuestro objetivo es evaluar el grado de integración de mercado y la transmisión de precios y examinar el impacto de las políticas.

Para examinar los mercados del café, utilizamos la transformación logarítmica de los precios internos mensuales medidos en dólares EE.UU. por libra a nivel del productor, desde enero de 1990 hasta diciembre de 2001, y el precio indicativo compuesto (PIC) de la Organización Internacional del Café (OIC), como precio de referencia del mercado mundial.^[51] El PIC es una media ponderada de los precios de importación de diferentes tipos de café en los principales mercados de importación (Estados Unidos, Francia y Alemania). Una descripción detallada del cálculo del precio indicativo compuesto de la OIC puede hallarse en el documento de la Organización Internacional del Café (2002). La OIC ha publicado todas las series de datos.^[52]

Primero, contrastamos el orden de integración. Aplicamos varias pruebas, a saber la de Dickey-Fuller Aumentada (ADF) (Dickey y Fuller, 1979) y las pruebas Zt y Zp de Phillips (1987) y de Phillips y Perron (1988). La prueba ADF es la que se utiliza con mayor frecuencia, pero a veces no funciona correctamente, especialmente en presencia de correlaciones seriales. Dickey y Fuller corrigieron la correlación serial mediante la inclusión de términos en diferencias rezagados en la regresión; sin embargo, se ha comprobado que la magnitud y el poder de la prueba ADF son sensibles al número de estos rezagos. Las pruebas de Phillips y Perron no son pruebas paramétricas de la nulidad de la raíz unitaria y se consideran más poderosas debido a que utilizan estimadores consistentes de la varianza.

En el cuadro 1 se presentan los estadísticos de la prueba de raíces unitarias. La prueba ADF se ejecuta incluyendo hasta 12 rezagos en los términos diferenciados en la regresión y nosotros utilizamos el criterio de información de Akaike (AIC) para escoger el número óptimo de rezagos a través de una solución de compromiso entre la parsimonia y la reducción de la suma de los cuadrados. Los estadísticos de la prueba ADF presentadas en el cuadro 1 corresponden a la regresión que ha maximizado el AIC. Basándose en las pruebas ADF y de Phillips y Perron, ambas con tendencia y sin tendencia determinista, llegamos a la conclusión de que hay suficientes indicios para rechazar la hipótesis nula de no estacionariedad para todas las series de precios. Cuando se aplican a las series diferenciadas, las dos pruebas rechazan la hipótesis nula, lo que indica que todas las series de precios son I(1).

Proseguimos con la secuencia de pruebas descritas en el diagrama 1. Para cada uno de los mercados de café africanos contrastamos la cointegración utilizando el método de Johansen, contrastamos la causalidad en el sentido de Granger y formulamos un MCE para evaluar la dinámica y la velocidad del ajuste. Luego, se prueba el ajuste asimétrico con arreglo a Granger y Lee (1989). En todos los mercados, seleccionamos el número óptimo de rezagos en el VAR subyacente y el MCE por medio del AIC.

Cuadro 1. Pruebas de la raíz unitaria para los precios de mercado del café

Los resultados relativos a Etiopía se resumen en el cuadro 2. Existen indicios convincentes de que el precio al productor y el PIC están cointegrados, pues la prueba de Johansen rechaza la hipótesis nula de no cointegración, pero no llega a rechazar la nulidad de un vector de cointegración. La cointegración indica que los productores de Etiopía están integrados en el mercado mundial y que existe causalidad en el sentido de Granger al menos en una dirección. La prueba de la causalidad en el sentido de Granger indica que el PIC causa al precio del producto. El MCE estimado sugiere que el proceso de ajuste es relativamente veloz, con una divergencia de alrededor de 27 por ciento con respecto al equilibrio a largo plazo teórico que se corrige cada mes. La dinámica a corto plazo indica que las variaciones del PIC se transmiten contemporáneamente al precio al productor, aunque no totalmente. Esto indica que los mercados están bien integrados a corto plazo, pues las variaciones de los precios internacionales se transmiten parcialmente al mercado interno. Además, el parámetro DWPt se estima en 0,77, lo que sugiere que las perturbaciones del mercado internacional afectan al mercado etíope. Sin embargo, también se estima que los términos en diferencias rezagados son negativos, lo que pone de manifiesto una dinámica a corto plazo ligeramente compleja. Las pruebas de la causalidad de Granger a largo plazo indican que el PIC causa en el sentido de Granger al precio del productor etíope, pero no viceversa. Finalmente, parece que es muy difícil que se cumpla el ajuste asimétrico al equilibrio a largo plazo, pues la prueba-F no rechaza la hipótesis nula de la simetría, lo que indica que las subidas y bajadas del precio internacional se transmiten de manera semejante y simétrica al mercado interno.

En general, se dispone de suficientes indicios para llegar a la conclusión de que el mercado etíope está bien integrado en el mercado mundial a largo plazo, aunque las señales de precios se transmiten también a corto plazo. Los resultados indican que la cadena de la oferta, del productor al exportador, funciona bien, pues el sistema de subastas y de control de calidad administrado por el gobierno facilitan la transmisión de precios. Los productores de café de Etiopía venden el producto en forma seca a las cooperativas y los recolectores privados y a la Empresa de Compra y Venta del Café, que a su vez lo entrega a los centros de subasta (en Addis Abeba y en Dire Dawa), administrados por la Autoridad del Café y el Té (CTA). El sistema prevé que la subasta se lleve a cabo todos los días de la semana a lo largo del año, mientras que en febrero y abril, durante el apogeo de la temporada, la subastas se organizan dos veces por día. Se toman muestras y el CTA realiza degustaciones en tazas para garantizar el control de calidad y la clasificación antes de la venta y la exportación. A veces, las perturbaciones de la demanda interna pueden contribuir al aumento de los precios de la subasta, pero sólo temporalmente dado que una parte considerable de los suministros para el consumo interno provienen del comercio que se lleva a cabo fuera del sistema de subastas.

Cuadro 2. Pruebas de integración de mercados para el mercado de café de Etiopía

WPt es el PIC de la OIC y DPt los precios internos al producto. * MCE con DWPt como variable dependiente.

En Rwanda, la prueba de Johansen (cuadro 3) proporciona indicios insuficientes en contra de la alternativa de una relación cointegrante entre los precios internos al productor y el PIC, por lo que sugiere la falta de integración entre el mercado rwandés y el internacional. El resultado no es sorprendente, pues el Gobierno, durante el período del examen, aplicó políticas que aislaban el mercado del café rwandés de la economía mundial. Hasta 1994, el Gobierno de Rwanda intervino en el mercado del café ofreciendo un precio fijo a los productores. El precio al productor del café en pergamino fue fijado por la OCIR, una organización paraestatal, a comienzos de la temporada y se mantuvo a ese nivel (por lo general más bajo que el nivel del mercado mundial) durante todo el período de la cosecha. De 1994 a 1997, el gobierno aplicó un impuesto a la exportación. Dado que los precios internos e internacionales del café no evolucionan conjuntamente, procedemos a probar la causalidad en el sentido de Granger y a especificar y estimar el ADL. La prueba sugiere que hay indicios convincentes de la presencia de una causalidad en el sentido de Granger, del precio internacional al precio interno al productor. Al parecer, con el correr del tiempo las variaciones o perturbaciones del PIC se transmiten al mercado interno, pero no son suficientes para determinar los precios internos. Los coeficientes ADL revelan que los precios de los productos en Rwanda siguen una trayectoria autorregresiva. Los rezagos del precio internacional también parecen influir en cierta medida en las evoluciones del precio al productor. Sin embargo, resulta difícil evaluar la relación del precio al productor con los rezagos del PIC, porque el primer rezago tiene un signo positivo, y el segundo, uno negativo. No obstante, parece que existiera alguna transmisión, corroborada también por las pruebas de causalidad en el sentido de Granger, aunque no suficiente para determinar los precios internos en toda la muestra.^[53] La causalidad de Granger del precio internacional al precio interno indica que los responsables de la formulación de políticas en Rwanda tienen en cuenta el precio internacional cuando fijan el precio interno.

Cuadro 3. Pruebas de integración de mercados para el mercado de café rwandés

El WPt es el PIC de la OIC y el DPt los precios internos al productor.

Para Uganda, donde los productores venden sus productos directamente a los comerciantes y exportadores, la prueba de Johansen facilita indicios suficientes para la alternativa de una relación cointegrante, lo que indica que los mercados interno e internacional están integrados (véase el cuadro 4). Las pruebas de la causalidad en el sentido de Granger señalan que el PIC causa al precio interno del productor, mientras que en el MCE estimado, el coeficiente de corrección de error (-18) indica que el ajuste al equilibrio a largo plazo es relativamente veloz, pues el precio al productor se ajusta del todo a las variaciones del PIC al cabo de cinco meses aproximadamente. En el MCE, según el AIC sólo se ha de incluir el término en diferencias DWP_t. Su coeficiente se ha estimado igual a 0,58, lo que indica que las perturbaciones del precio internacional se transmiten instantáneamente, aunque no del todo, al mercado interno. Utilizando los coeficientes de corrección de errores del MCEV para probar la causalidad en el sentido de Granger a largo plazo, se observa que el PIC causa al precio del productor en Uganda, pero no viceversa. Finalmente, hay suficientes indicios de que el ajuste al equilibrio a largo plazo no es asimétrico. En general, las pruebas indican que el mercado ugandés está integrado en el mercado internacional, mientras que los ajustes a este equilibrio a largo plazo se efectúan rápidamente.

Cuadro 4. Pruebas de integración de mercados para el mercado de café de Uganda

WPt es el PIC de la OIC y DPt los precios internos al productor.
* MCE con DWPt como variable dependiente.

Al examinar el mercado de trigo de Egipto, utilizamos transformaciones logarítmicas de las ventas mensuales de productos y los precios mundiales de referencia, en logaritmos, desde enero de 1969 a mayo de 2001. Las series de precios internos se han recopilado a partir de información tomada del Boletín de precios al consumidor y de venta al por mayor, publicado por el Organismo Central de Estadísticas y Movilización Pública; el Boletín de Estadísticas Agrícolas, publicado por el Ministerio de Agricultura y Bonificación de Tierras; y los datos del Ministerio de Suministros. Todos los precios se convirtieron en dólares EE.UU., utilizando tipos de cambio medios nominales. Los precios mundiales de referencia para los cuatro productos durante el mismo período, junto con los tipos de cambio correspondientes con el dólar EE.UU., se tomaron de la base de datos Estadísticas Financieras Internacionales del Fondo Monetario Internacional.^[54]

Contrastamos el orden de integración mediante la aplicación de la prueba ADF y la prueba Z_r de Phillips y Perron. Las dos pruebas se llevaron a cabo con y sin una tendencia temporal y con un término constante, con inclusión de 12 rezagos en diferencias. Los resultados indican que todas las series en cuestión son I(1), esto es, son procesos estacionarios si tomamos las variables en diferencias, pues, si las consideramos en niveles, no hay indicios suficientes para rechazar la hipótesis nula de estacionariedad,^[55] mientras que, en diferencias, ambas pruebas rechazan la hipótesis nula (cuadro 5). Proseguimos con el marco de pruebas y contrastando la cointegración con arreglo al enfoque de Engle y Granger, estimando el MCE correspondiente y evaluando la dinámica y velocidad del ajuste. Luego, contrastamos la causalidad de Granger y la respuesta asimétrica mediante la inclusión de una variable ficticia, como en Prakash et al. (2001). En todos los mercados, seleccionamos la longitud del rezago en el MCE mediante el AIC.

Cuadro 5. Prueba de la raíz unitaria para los precios del mercado de trigo

En el cuadro 6 se presentan los resultados relativos al trigo. Las pruebas ADF y de Phillips y Perron proporcionan indicios favorables a la hipótesis nula de la no cointegración, lo que indica que el mercado de trigo egipcio y el mercado mundial no están integrados. Sin embargo, la inspección casual de las series y una prueba de la estabilidad de los parámetros basada en la suma acumulativa de residuales recursivos (que no se presenta en este documento) indica la presencia de un quiebre estructural en agosto de 1989. Este quiebre corresponde al comienzo del proceso de reestructuración de la economía egipcia que comprendió, entre otras medidas, la liberalización del régimen de tipo de cambio que se había establecido anteriormente en diferentes niveles para diferentes transacciones,^[56] y una reducción considerable de los obstáculos comerciales y la liberalización de los canales de comercialización de varios productos, cuya administración se hallaba anteriormente bajo el control estatal (FAO, 1999). Para tener en cuenta el quiebre estructural, separamos la muestra en dos períodos (1969-1989 y 1990-2001) y estimamos dos modelos por separado.^[57]

Las pruebas de las raíces unitarias para el período 1969-1989 (no presentadas en este informe) indican que el precio egipcio y el mundial del trigo no están cointegrados, mientras que los precios relativos al período 1989-2001 proporcionan indicios en contra de la hipótesis nula de la cointegración (cuadro 6). Esto parece estar ampliamente en consonancia con la idea de que la transmisión de precios y la integración de mercados surgen después de la reforma económica y la liberalización del régimen de tipo de cambio. El coeficiente de corrección de error indica que el ajuste es relativamente lento con alrededor del 7 por ciento de la divergencia con respecto al equilibrio a largo plazo corregido cada mes. Los coeficientes de los términos rezagados en diferencias indican cuál es el porcentaje de perturbaciones en el precio mundial de referencia que se transmite inmediatamente al precio de venta al por mayor, e indica que los mercados están relativamente bien vinculados a corto plazo. Cabe observar que el mercado de trigo de Egipto es un mercado todavía relativamente regulado: el Gobierno aplica un precio mínimo para el consumidor y para el productor (para el pan). Las pruebas sobre la integración de mercados a partir del decenio de 1980 indican que las señales de precios se transmiten y los mercados están integrados a pesar de la presencia de precios mínimos. Esto puede significar que el precio mínimo afecta sólo al nivel de riesgo para los productores y consumidores, truncando la distribución de probabilidad de los precios, en lugar de afectar directamente a la formación de precios de mercado. La constatación de que el precio de venta al por mayor egipcio y los precios del mercado mundial estén cointegrados proporciona algunas ideas interesantes para el análisis de política. Habitualmente, la aplicación de la política de precios mínimos se modeliza equiparando el precio interno con el precio mínimo. No obstante, nuestros resultados indican que esta especificación puede implicar una sobreevaluación considerable del impacto de distorsión del precio mínimo.^[58] La prueba del ajuste asimétrico da motivos para creer que existen suficientes indicios en contra de la hipótesis nula de la simetría, pues la variable ficticia que permite desequilibrios positivos y negativos es diferente de cero, mientras que la magnitud del coeficiente de corrección de error es mayor que la del modelo simétrico. Este resultado quiere decir que el precio interno de venta al por mayor reacciona de manera diferente a las variaciones del precio mundial, según se trate de aumentos o descensos. Los indicios sugieren que los descensos del precio mundial, en comparación con los aumentos, se transmiten de manera incompleta y lenta al mercado interno. Este ajuste asimétrico puede deberse a la política de precios mínimo que se aplica al nivel del productor y del consumidor, y puede suavizar las variaciones descendentes del precio mundial de referencia. No obstante, pueden haber otras causas, como el poder de mercado ejercido por los niveles de distribución de la cadena de la oferta, o los elevados costos fijos de la industria de distribución. Sin embargo, cualquiera que sea la verdadera causa de esta asimetría, la subvención del consumo de pan indica que son los contribuyentes, más que los consumidores, quienes corren con sus costos.

Cuadro 6. Integración de mercado para el trigo egipcio