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Econografos
Nº 23 Mayo 2012
¿EXISTE EVIDENCIA EMPÍRICA DE LA HIPÓTESIS DE LINDER EN AMÉRICA DEL SUR? IS THERE EMPIRICAL EVIDENCE OF LINDER HYPOTHESIS IN SOUTH AMERICA?
Hugo Andrés Carrillo
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Econografos Escuela de Economía N° 23 Mayo 2012
¿EXISTE EVIDENCIA EMPÍRICA DE LA HIPÓTESIS DE LINDER EN AMÉRICA DEL SUR? Hugo Andrés Carrillo1
Resumen Este trabajo hace una aplicación de la metodología propuesta por Sailors et al. (1973) para testear la hipótesis de Linder en América del Sur en el año 2009. Aparte de incluir las estimaciones con el coeficiente de correlación de Spearman para 8 países de esta región, se hace una prueba de hipótesis con el coeficiente de correlación de Kendall dado el pequeño tamaño de la muestra. En ambas pruebas se encuentra que no hay evidencia estadística de que la hipótesis de Linder se cumple en América del Sur para ese año. Esto podría explicarse por tres factores: la poca integración regional, la desigualdad del ingreso y los conflictos políticos de los últimos años entre algunos de los países de la región.
Palabras clave: Hipótesis de Linder, patrones de comercio internacional, correlación.
Clasificación JEL: F10-F14. IS THERE EMPIRICAL EVIDENCE OF LINDER HYPOTHESIS IN SOUTH AMERICA? Abstract This work makes an application of the methodology proposed by Sailors et al. (1973) to test the Linder hypothesis in South America in 2009. In addition to including estimates with the Spearman correlation coefficient for 8 countries in this region, it is a hypothesis test with Kendall correlation coefficient given the small sample size. There is not statistical evidence that the Linder hypothesis is true in South America for that year, in any test. This could be explained by three factors: the lack of regional integration, income inequality and political conflict in recent years among some of the countries of the region.
Keywords: Linder Hypothesis, international trade patterns, correlation.
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JEL Classification: F10-F14. 1
Estudiante de décimo semestre de Economía de la Universidad Nacional de Colombia. Correo electrónico: hcandresr@unal.edu.co
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FACULTAD DE CIENCIAS ECONÓMICAS
·1952 - 2012· CENTRO DE INVESTIGACIONES PARA EL DESARROLLO - CID
Escuela de Economía
Hugo Andrés Carrillo
Introducción A mediados del siglo pasado, la teoría del comercio internacional no podía explicar patrones de comercio distintos al de tipo Norte-Sur. Desde entonces, algunos teóricos han intentado dar explicación a otros patrones de comercio. Uno de los primeros antecedentes de esto fue la Hipótesis de Linder que afirma que mientras más parecida sea la estructura de la demanda entre dos países, más probable será el comercio entre ellos. Esto hace posible el comercio del tipo Norte-Norte y Sur-Sur. Ha habido varias comprobaciones empíricas de esta hipótesis. En este trabajo se replicará la propuesta de Sailors et al. (1973) para América del Sur. En su trabajo, ellos llegaron a la conclusión de que la hipótesis de Linder sí tenía evidencia estadística que la respaldara. Sin embargo, no sucede lo mismo para la muestra de países aquí tomada. Para mostrarlo, este documento se divide en cuatro secciones. La sección 1 trata el marco teórico siguiendo con la metodología de comprobación empírica en la sección 2. La sección 3 muestra los resultados y la sección 4 concluye.
1. Marco teórico2 Linder fue el primero en comprobar su hipótesis en su trabajo An Essay on Trade and Transformation (1961). Allí encontró que sí se cumplía, aunque había algunas excepciones. Johnson en 1964 argumentó que las correlaciones positivas podían ser mejor explicadas por la distancia entre las regiones. Por otro lado, Shelburne en 1987 aplicó un test conocido como el “ratio test”. Allí no encontró evidencia estadística de que la hipótesis se cumpliera. Todos estos autores han realizado pruebas a partir de formulaciones específicas. Aquí se replicará lo hecho por Sailors et al. (1973). Estos autores definen dos variables para realizar el test: diferencia absoluta del ingreso per cápita y propensión a importar. A partir de estas calculan el coeficiente de correlación de Spearman. Este coeficiente es la mejor alternativa no paramétrica al coeficiente de correlación de Pearson y se basa en el orden de las variables. Por otro lado, también existe el coeficiente de correlación de Kendall. Este también se basa en el ordenamiento de las variables y es recomendado para usarse en muestras de 10 o menos sujetos. Este será usado para hacer una comprobación más apropiada de la hipótesis de Linder, dada la cantidad de datos. Cabe anotar que este ejercicio no es hecho por los autores ya que contaban con una muestra de países más grande.
Como asumen Sailors et al. (1973), la estructura de la demanda será aproximada por medio del ingreso per cápita. Para la medición del comercio entre dos países se construirán las “propensiones a importar” que se definen como las importaciones del país j provenientes del 2
Basado en Borkakoti (1998)
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Metodología
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país i, dividido por el PIB del país j. Siguiendo a Sailors et al. (1973), se toma la diferencia absoluta entre el PIB per cápita de cada país y el PIB per cápita de los demás países. Esta diferencia medirá la similitud de los patrones de demanda, diferencias pequeñas se entenderán como patrones de demanda similares y diferencias grandes como patrones de demanda distintos. Estos resultados se ordenan de menor a mayor. Por otro lado, se calculan las propensiones a importar. A mayor valor de esta variable se entenderá que existe una relación comercial activa y a menor valor una relación comercial no tan activa. Estas propensiones también se ordenan de menor a mayor y se emparejan con los respectivos países de la columna de las diferencias de ingreso. Al construir esto, se calcula el coeficiente de correlación de Spearman y se evalúa su significancia estadística. Si se cumple la hipótesis de Linder, se debería encontrar que al aumentar la diferencia en los patrones de demanda debe disminuir la actividad comercial entre los países, por lo que el signo de la correlación debería ser negativo y significativo (estadísticamente distinto de cero). Además, en este trabajo se hace un ejercicio adicional al hecho por Sailors et al. (1973). Dada la pequeña muestra con la que se trabaja aquí, se decidió calcular no solo las correlaciones de Spearman sino también el coeficiente de correlación de Kendall. Para el cálculo de las correlaciones y su significancia se usó el paquete estadístico R. Respecto a los datos, del sitio web de la OMC se tomó el PIB per cápita (en dólares ppp de 2009) para 10 países de América del Sur3. Para Venezuela este dato se tomó de Penn Tables. Además, del sitio web del BID se tomaron las exportaciones de cada país al resto de países de la región. En las tablas 1 y 2 se muestran estos datos.
Tabla 1. Año 2009 País Argentina
Población
Ingreso per cápita*
585,551,004,267.49
40,276,376.00
14,538.32
43,587,295,559.60
9,862,860.00
4,419.34
Brasil
2,017,180,153,664.23
193,733,795.00
10,412.12
Chile
243,195,852,909.21
16,970,265.00
14,330.70
Colombia
409,076,180,486.01
45,659,709.00
8,959.24
Ecuador
112,648,394,920.41
13,625,069.00
8,267.73
Guyana
2,357,663,125.99
762,498.00
3,092.03
Paraguay
28,713,108,742.70
6,348,917.00
4,522.52
251,678,089,254.48
29,164,883.00
8,629.49
44,116,814,419.61
3,344,938.00
13,189.13
267,484,786,450.00
27,191,090.00
9,837.22
Bolivia
Perú Uruguay Venezuela
Fuente: sitio web OMC. Para Venezuela, Penn Tables. *Cálculos Propios
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PIB ppp
3
Estos son: Argentina, Bolivia, Brasil, Chile, Colombia, Ecuador, Guyana, Paraguay, Perú y Uruguay.
Hugo Andrés Carrillo
Tabla 2. Exportaciones e Importaciones año 2009 (miles de dólares) Exportador
Importador
Argentina
Argentina Bolivia Brasil Chile Colombia Ecuador Guyana Paraguay Perú Uruguay Venezuela 0 NA 12,784,916 719,741 98,576 98,134 0 346,574 83,942 344,429 2,853
Bolivia
579,775
NA
Brasil
11,373,465
NA
Chile
4,388,755
919,204
NA 33,410 321,787 13,139 298 669,125 508,104 1,112,235
48,665
501 365,365 752,155
81,526
11,156
298
6,352 643,753
12,643
232,700
0
30
21,626 576,428
12,366
27,496
86
0
NA
1,585
1,173
3,325
NA NA 0 105,113
4,066
89,224
32
78
57,342
16,585
2 535,128 15,112 0 NA 1,360,000 119,892 11,990 6,609 Venezuela 1,041,731 NA 3,610,320 751,565 4,049,528 532,422 883 127,549 614,149 185,905 Fuente: http://www.iadb.org/dataintal/BalanzaComercial.aspx
985
Colombia
874,116
Ecuador
454,470
NA
638,183
Guyana
926
NA
18,467
842,656
Perú
792,949
Uruguay
90,402 10,343
0 2,725,182 576,618 39,113
NA 2,656,762 NA 1,800,996
Paraguay
287,594
0 627,054 896,975 547,420
764 671,372
414,145 1,257,269 1,176
10,502
92,963 6,914 1,420 NA 1,683,854 NA 1,489,024 1,066,361 788,006 930,400
1,606,149
2,050
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3. Resultados4
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No se calculan los coeficientes de correlación para Bolivia, Guyana y Paraguay por falta de datos
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Entonces, para explicar el tipo de relaciones comerciales que se observan en esta región, deben tenerse en cuenta otros factores. Uno de ellos podrían ser los determinantes que influyen en la poca actividad comercial en la región. Este hecho contrasta con lo observado en otras zonas del mundo (como Europa) donde hay gran actividad comercial, una sola moneda y libre movilidad entre países. ¿Qué impide que en América del Sur haya esa integración? Por otro lado, existe una desigual distribución del ingreso al interior de los países de América del Sur. Si el patrón de demanda está bien aproximado por el ingreso per cápita, es importante tener en cuenta cómo se distribuye este ingreso en la población. Si es muy desigual, el ingreso per cápita sobreestima la capacidad de compra de la mayoría de la población y habría que tener en cuenta esto para realizar una comprobación empírica más detallada. Por último, los conflictos políticos entre algunos países de la región también juegan un papel importante ya que limitan las relaciones comerciales potenciales.
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En las tablas 3 y 4 se observan los resultados arrojados por el paquete estadístico. Allí se observa que solo Brasil y Chile no tienen el signo esperado. Sin embargo, para ningún país ni el coeficiente de correlación de Spearman ni el de Kendall son significativos ya que para ninguno se rechaza la hipótesis nula de que la correlación es igual a cero (valor – p < 0.05). Esto nos permite concluir que la hipótesis de Linder no se cumple para América del Sur en el año 2009. Esto quiere decir que en esta región, la diferencia de ingresos (patrones de demanda) no es importante a la hora de determinar el patrón de comercio.
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Tabla 3. Correlación de Spearman País
Coeficiente de Correlación
Valor - p
Argentina Brasil Chile Colombia Ecuador Perú Uruguay Venezuela
-0.3939394 0.4424242 0.3212121 -0.3939394 -0.2969697 -0.2484848 -0.1393939 -0.0787879
0.2629 0.2042 0.3677 0.2629 0.4070 0.4916 0.7072 0.8380
Tabla 4. Correlación de Kendall País
Coeficiente de Correlación
Valor - p
Argentina Brasil Chile Colombia Ecuador Perú Uruguay Venezuela
-0.2888889 0.2888889 0.2888889 -0.2444444 -0.2000000 -0.1555556 -0.0222222 -0.1111111
0.2912 0.2912 0.2912 0.3807 0.4843 0.6007 1.0000 0.7275
4. Conclusiones
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En este trabajo se ha replicado la metodología propuesta por Sailors et al. (1973) a 8 países de América del Sur para comprobar si se cumple o no la hipótesis de Linder. Además, se ha hecho el ejercicio adicional de calcular el coeficiente de correlación de Kendall dada la pequeña muestra de datos disponible. Se encontró que, bajo esta metodología, no hay evidencia estadística que respalde la hipótesis de Linder en esta región. Podría haber tres razones para esto: la poca integración regional, la desigual distribución del ingreso y los conflictos políticos de la región.
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5. Referencias bibliográficas [1] Borkakoti. J. (1998). International Trade: Causes and Consequences. Macmillan Press. [2] Sailors, J., Qureshi, U., & Cross, E. (1973). Empirical Verification of Linder's Trade Thesis. Southern Economic Association .
6. Datos [1] http://www.iadb.org/dataintal/BalanzaComercial.aspx
Página
7
[2] http://pwt.econ.upenn.edu/php_site/pwt70/pwt70_form.php
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