EFECTO DEL TIPO DE CAMBIO REAL SOBRE LA OFERTA DE PRODUCTOS LACTEOS ARGENTINOS.
Coronel, Mariano ; Garcia Arancibia, Rodrigo ; Vicentin Masaro, Jimena 等
EFFECT OF THE REAL EXCHANGE RATE ON THE ARGENTINE DAIRY SUPPLY
INTRODUCCION
El sector lacteo argentino reviste importancia socioeconomica nacional tanto por el valor agregado y empleo que genera en toda la cadena productiva, como por su capacidad de generacion de divisas a partir de las exportaciones de commodities como la leche en polvo, o de productos con mayor grado de diferenciacion como los son algunos quesos. Historicamente, la produccion lactea industrial de Argentina ha sido volcada preferentemente al mercado domestico, siendo las exportaciones un residuo de la absorcion interna. Sin embargo, en los ultimos diez anos, el crecimiento de la demanda internacional de alimentos, y de los lacteos en particular, acompanado de precios en alza, han hecho del mercado externo un canal de ventas mas atractivo para la industria local, quien ha logrado posicionarse con un desempeno competitivo muy favorable, diversificando la oferta exportable, tanto en destinos como en productos (Depetris Guiguet et al., 2009).
La competitividad a nivel internacional de las exportaciones de este complejo impacta de manera directa en las decisiones de oferta sobre el destino final de las mismas, a partir de la generacion de incentivos que favorecen la colocacion de los productos en el mercado interno o en el exterior, teniendo en cuenta que los principales productos lacteos poseen una fuerte participacion en la canasta alimentaria de Argentina. Uno de los factores apuntados por la teoria como determinante de la competitividad de los bienes, y en el cual se enfoca este estudio, es el tipo de cambio real (TCR). El tipo de cambio real entre diferentes monedas es un indicador amplio de los precios de los bienes y servicios de un pais respecto de los demas paises. Siguiendo a Krugman y Obstfeld (2007) el TCR de una moneda respecto a otra, puede entenderse como el precio relativo de dos cestas de bienes, siendo estas representativas de los bienes producidos y consumidos en cada uno de los paises considerados. Un incremento del mismo, supone un abaratamiento de los bienes producidos en el interior de un pais respecto de los producidos en el extranjero, mejorandose por esta via la competitividad de los primeros.
Adicionalmente, el TCR constituye una herramienta importante para promover el desarrollo del sector transable, que suele ser un sector con un gran dinamismo, ademas de contribuir con innovaciones e incrementos de productividad (Gala, 2007).
Sin embargo, existen factores que pueden reducir el efecto del TCR sobre las exportaciones, como ser, las politicas proteccionistas y los acuerdos comerciales para los bienes manufacturados, el rol de factores distintos como las marcas y la calidad y el nivel tecnologico (Cerimedo et al., 2005).
De manera equivalente, las variaciones en el TCR repercuten en la cantidad producida del bien destinada a cubrir el consumo interno, ya que se produce cierto trade-off entre exportaciones y oferta domestica, lo que puede fundarse en la idea de que las firmas tienen una funcion de costos convexa en el corto plazo, por lo que deben sustituir las ventas en un mercado cuando existen mejores oportunidades en otros (Berman, Berthou y Hericourt, 2011).
Otro punto a tener en cuenta, es el efecto diferenciado que puede tener el TCR dependiendo de las caracteristicas especificas de un determinado sector, es decir, no todos los sectores responden de manera equivalente a los cambios en dicha variable. En este sentido, la dotacion de factores resulta sumamente relevante, ya que aquellos sectores intensivos en factor trabajo se verian beneficiados ante depreciaciones reales, en comparacion con aquellos sectores intensivos en capital (Gala, 2007). Por otro lado, existe evidencia de que aquellos sectores con un cierto poder de mercado tienden a canalizar los incrementos en el tipo de cambio real hacia sus mark-ups, reduciendo de esta forma la sensibilidad de los volumenes exportados respecto a variaciones cambiarias (Berman, Martin y Mayer, 2012).
Existe una vasta literatura empirica, tanto a nivel internacional (e.g. Ahmed, 2009; Bayoumi et al., 2011; Berman et al. 2012; Berthou, 2008; Cabezas et al., 2004; Haider et al., 2009; Jaramillo Villanueva et al. 2011) como para Argentina (e.g. Berretoni y Castresana, 2007, 2009; Catao y Falceti, 2002; Coronel, Garcia Arancibia y Vicentin Masaro, 2012; Coronel y Garcia Arancibia, 2011; Frachia y Lopez, 2010; Moccero y Winograd, 2006) que validan el nexo entre las exportaciones y el tipo de cambio real o alguna medida de desajuste de este respecto su valor de equilibrio. Sin embargo, no se encuentran estudios que analicen el efecto de esta variable sobre las exportaciones totales del complejo lacteo argentino, y mas aun sobre la oferta de dichos productos que se destina a cubrir el consumo interno, teniendo en cuenta que por los aspectos antes mencionados, cada sector presenta aspectos idiosincrasicos que permean la respuesta de este a determinadas variables economicas [1].
Por lo tanto, el objetivo del presente estudio consiste en cuantificar el impacto del tipo de cambio real sobre la oferta domestica y exportable de los productos lacteos de Argentina durante el periodo 2000-2012. Para cumplir con este objetivo se estiman una serie de modelos a partir de los cuales se analiza la consistencia de las relaciones apuntadas anteriormente ante diferentes indicadores del tipo de cambio real. Especificamente, se utiliza una medida del tipo de cambio real efectiva, a partir del tipo de cambio real multilateral (TCRM). Los dos modelos restantes contemplan el tipo de cambio real bilateral respecto al dolar estadounidense por su importancia en las transacciones comerciales (TCRB-US) y este mismo pero desagregado en sus componentes; a saber, el tipo de cambio nominal, el nivel de precios domesticos y los precios minoristas de Estados Unidos.
Lo que resta del presente trabajo se estructura asi: en la siguiente seccion se presenta en el marco metodologico, los modelos econometricos de oferta lactea y el detalle de los datos y construccion de variables para el analisis empirico. Luego en la siguiente seccion se presentan los resultados del trabajo, donde en una primera parte se realiza un analisis descriptivo de las variables de interes para luego exponer los resultados de los modelos propuestos. La ultima seccion corresponde a las conclusiones.
DESARROLLO
1. Modelo de Oferta Lactea y TCR
Para cumplir con los objetivos propuestos se modela la oferta de la produccion lactea industrial en funcion del tipo de cambio y otras variables relevantes, considerando los dos destinos de la misma: el mercado domestico y externo. Para ello se plantean dos modelos, uno basado en ecuaciones simultaneas, y otro en el que la variable respuesta es el ratio de exportaciones y oferta interna. Ahora bien, dada la diversidad de la produccion lactea es necesario contar con alguna unidad de medida en comun. Puesto que para la elaboracion de cada producto lacteo existe un coeficiente de conversion en litros de leche equivalente, determinado por las caracteristicas del producto y la tecnologia de las firmas, luego la oferta de la industria lactea se puede medir a traves de la cantidad de litros equivalentes de leche cruda.
Sean [XT.sub.t] las exportaciones de lacteos (en litros equivalentes) en el momento t y [DL.sub.t] la cantidad de litros de leche industrializados que quedan en el mercado domestico (incluyendo consumo y existencias), luego si suponemos que las variables explicativas afectan de forma diferenciada a cada destinos de oferta, los que a su vez constituyen una eleccion simultanea e interrelacionada, el modelo econometrico puede escribirse de la forma:
[expresion matematica irreproducible] [1]
Donde [TCR.sub.t] es alguna medida del tipo de cambio real; prodt es la cantidad disponible de leche cruda para industrializar; Z comprende un vector de variables de control de tendencia, de estacionalidad de ventas y produccion, y de situaciones climaticas y coyunturales relevantes. Especificamente, para la estacionalidad se toman diferentes trimestres del ano (T1: enero-marzo; T2: abril-junio. T3: julio-setiembre y T4: octubre- diciembre) [2] y, siguiendo a Garcia Arancibia et al. (2013), se consideran dos variables binarias de control: Inundacion indicadora del shock sobre la disponibilidad de leche debido a las inundaciones de 2003 y 2007 en una de las principales cuencas lecheras argentinas (Santa Fe), y Coyuntura indicadora de un periodo coyuntural acontecido en los anos 2007-2008 caracterizado por precios internacionales extraordinariamente altos junto con una fuerte intervencion politica en base a retenciones, precios de corte y restricciones cuantitativas (por falta de autorizaciones, demoras burocraticas, etc.) (Depetris Guiguet et al., 2011).
Adicionalmente, se incluyen dos variables binarias indicadoras de fuertes periodos de sequias en los principales paises exportadores de lacteos a nivel mundial, especificamente, SequiaAUS para fines de 2006 y principios de 2007 en Australia, y SequiaNZ para el ano 2008 en Nueva Zelanda [3]. La inclusion de dichas variables responde a que tales sucesos climaticos reducen la disponibilidad de pasturas, afectando la cantidad de leche producida y por ende las exportaciones de estos paises, generando potenciales aperturas de mercados para los competidores, incluido Argentina.
Las ecuaciones del sistema [1] se estiman mediante el metodo SURE (Seemingly Unrelated Regression Equations), consistente en un procedimiento de dos etapas, el que tiene en cuenta la correlacion potencial entre los residuos de ambas ecuaciones (Zellner, 1962). En una primera etapa se estima la covarianza de los terminos de error entre ecuaciones via minimos cuadrados ordinarios, y en una segunda etapa se estiman todos los parametros del sistema mediante minimos cuadrados generalizados factibles.
Adicionalmente, se plantea un modelo tomando como variable respuesta el ratio entre cantidad exportada y la cantidad destinada al mercado interno, XLt/DLt. El objetivo de esta especificacion es conocer particularmente como el TCR afecta a la relacion entre exportaciones y oferta interna, mientras que en [1] se estudia la influencia del TCR en cada destino de la oferta en forma separada (aunque simultanea). De esta manera, el modelo uniecuacional viene dado por:
[expresion matematica irreproducible] [2]
La ecuacion [2] es estimada por minimos cuadrados ordinarios (MCO). Al trabajar con series temporales debe corregirse por auto-correlacion en caso de ser necesario. En el presente trabajo se computa el estadistico Durbin-Watson, tomando como rango aceptable para la no correccion valores del estadistico entre 1,5 y 2,5.
Como medida del TCR se utilizan tres: el tipo de cambio real multilateral [TCRM.sub.t] y el tipo de cambio real bilateral con Estados Unidos [TCRB.sup.US], considerando la importancia del dolar americano como referencia para las transacciones comerciales del sector. Adicionalmente se considera el tipo de cambio real bilateral con Estados Unidos desagregado, por lo que se tiene el indice de precios al consumidor de Argentina IPC, el indice de precios al consumidor de Estados Unidos [IPC.sup.US] y el tipo de cambio nominal respecto al dolar [TCN.sup.US]. Al desagregar el [TCRB.sup.US], los modelos a estimar serian:
[expresion matematica irreproducible] [3]
y
[expresion matematica irreproducible] [4]
Por lo tanto, se estiman en total seis modelos, dos modelos con la especificacion [1] y otros dos para [2], usando los tipos de cambio real TCRM y [TCRB.sup.US], y los modelos [3] y [4],
2. Datos y construccion de variables
Los datos a ser utilizados en la presente investigacion se encuentran en frecuencia trimestral y abarcan el periodo que va desde el primer trimestre del ano 2000 hasta el tercer trimestre del ano 2012.
La produccion total de leche cruda de Argentina ([prodLC.sub.t]) proviene de la Direccion de Lecheria Santafesina perteneciente al Ministerio de la produccion de la Provincia de Santa Fe.
La cantidad total exportada se obtuvo de una base privada de comercio exterior (Penta Transaction), correspondientes a datos de Aduana.
Para homogeneizar las series de produccion y exportacion, se procedio a transformar las cantidades exportadas de los diferentes productos lacteos en litros equivalentes de leche cruda. Con este objetivo se buscaron coeficientes de conversion para cada producto de fuentes publicas como ser, la Oficina Nacional de Control Agropecuario (ONCCA), el Instituto Nacional de Tecnologia Industrial (INTI) y la Secretaria de Agricultura, Ganaderia, Pesca y Alimentos de la Nacion (SAGPyA). Los coeficientes de conversion ([[theta].sub.i]) seleccionados, medidos en litros por kilogramo son; 4,04 para Crema; 13,4 para Quesos de Pasta Dura; 10 para Quesos de Pasta Semidura; 8,06 para Quesos de Pasta Blanda; 10,3 para manteca; 8,32 para Leche en Polvo Entera; 12,5 para Leche en Polvo Descremada; 4,2 para Dulce de Leche y 0,92 para Yogurt. Por lo tanto, el volumen de exportaciones lacteas, en litros equivalentes leche cruda, viene dado
por: [expresion matematica irreproducible] [5]
Siendo [[theta].sub.i] el coeficiente de conversion para el producto i; [[barra.[omega]].sub.it] la participacion de las exportaciones del producto i en el periodo t, y [x.sub.it] la cantidad exportada del producto lacteo i en t.
La oferta domestica (DL) surge de la resta entre la produccion total de leche cruda [prodLC.sub.t] y las exportaciones en litros equivalentes (XL).
El tipo de cambio real puede calcularse a partir de la siguiente expresion:
[expresion matematica irreproducible] [6]
Con respecto a esta medida, se trabaja con la serie del tipo de cambio real multilateral (TCRM) proveniente del Banco Central de la Republica Argentina (BCRA), pero deflactado por el indice de precios al consumidor de la provincia de Santa Fe, cuya fuente es el Instituto Provincial de Estadisticas y Censos de dicha provincia (IPEC) [4]. Tambien se utiliza una serie del tipo de cambio real bilateral con respecto a Estados Unidos ([TCRB.sup.US]), la cual es construida a partir del tipo de cambio nominal respecto al dolar [TCN.sup.US] cuya fuente es el BCRA, el indice de precios al consumidor de los Estados Unidos [IPC.sup.US] obtenido del Bureau of Labor Statistics, y el indice de precios al consumidor IPC elaborado por el IPEC.
3. Resultados
3.1 Evolucion de la Oferta Lactea y el Tipo de Cambio Real
La figura 1 muestra la evolucion de la oferta domestica y de exportacion de los productos lacteos de Argentina para el periodo 2000-2012. A partir del ano 2003, se produce un crecimiento sostenido de las exportaciones, llegando a su maximo en el ultimo trimestre del ano 2006. Luego cae durante el ano 2007, producto de la mayor intervencion en el comercio exterior por parte del gobierno nacional y por efectos de la inundacion de dicho ano, recuperandose y alcanzando un pico en el ultimo trimestre de 2008 en un contexto de alza en los precios internacionales de las commodities agropecuarias. Sin embargo, a partir del segundo trimestre de 2010 es cuando se observa una recuperacion mas sostenida de las mismas.
Al analizar la evolucion de la oferta domestica, se aprecia el efecto contractivo que tuvo la profunda crisis economica acontecida durante el ano 2002. Luego, la produccion destinada al mercado interno se mantiene relativamente constante hasta el ano 2009, y experimenta un crecimiento sostenido a partir de alli, y hasta el final de la serie.
En terminos generales, las exportaciones y la oferta domestica se comportan de manera opuesta a pesar de no controlar por la disponibilidad de leche cruda para industrializar en el mercado. De 2000 a 2006, la tendencia de las ventas al mercado externo es creciente, mientras que la oferta al mercado domestico es decreciente. Del ultimo trimestre de 2006 a 2008, la oferta externa cae abruptamente, incrementandose la disponibilidad interna. A su vez, luego de una pequena recuperacion en los niveles exportados a fines de 2008, existe una caida continua hasta el segundo trimestre de 2010, correspondiendose con una mayor oferta domestica. A partir de alli, ambas series muestran un comportamiento creciente.
La evolucion del TCRM y el [TCRB.sup.US] se presenta en la figura 2. De dicho grafico, puede apreciarse la profunda devaluacion real experimentada por Argentina en el ano 2002, tanto a traves del TCRM como del [TCRB.sup.US]. Ambas variables llegan a su maximo durante dicho ano, alcanzando el [TCRB.sup.US] y el TCRM valores superiores en un 190% y 156%, respectivamente, en comparacion con el periodo de convertibilidad. A partir de 2003, estas dos medidas muestran una dinamica diferente, presentando una sobrevaluacion real continua el [TCRB.sup.US], estando en el tercer trimestre de 2012 solo un 27% por encima de su valor previo a la devaluacion. Al tomar el promedio entre 2003-2012, el [TCRB.sup.US] se encuentra un 87% por encima de su valor en el periodo de convertibilidad.
En cambio, el TCRM exhibe un crecimiento sostenido entre 2003 y 2007, y luego decrece hasta el final de la serie, contabilizando en el tercer trimestre de 2012 un valor superior en un 66% al observado durante la convertibilidad. El promedio 2003-2012 es apenas dos veces superior al observado en el periodo anterior a la crisis economica del ano 2002. De la comparacion entre los dos indices, surge que a partir del ano 2004, la competitividad cambiaria de Argentina respecto a sus principales socios comerciales ha sido mayor que la evidenciada respecto a los Estados Unidos.
La descomposicion del [TCRB.sup.US] puede ayudar a explicar la mayor apreciacion real experimentada en los ultimos anos (Figura 3). Mientras que la inflacion anual promedio en los Estados Unidos durante el periodo bajo analisis no supera el 3%, el indice de precios al consumidor de Argentina indica que la inflacion local fue del 15% anual en promedio. A su vez, la depreciacion promedio anual del tipo de cambio a partir del ano 2003 fue aproximadamente del 7%, no compensando el incremento de los precios internos.
Por ultimo, se presenta en la tabla 1 un resumen estadistico de las principales variables bajo estudio, reportando media, desvio estandar, minimo y maximo de cada una. Del mismo se observa que el nivel promedio de exportaciones de lacteos en litros equivalente representa el 23% por ciento del total promedio producido de leche cruda, con una variabilidad mayor al de la oferta domestica (pues el coeficiente de variacion llega a ser casi 3 veces mayor), presentando un minimo de 209 millones de litros trimestrales a un maximo de 1260 millones. El TCRM y TCRB tiene promedios similares, y este ultimo presenta un rango de variacion mayor. Al comparar los indices de precios, puede observarse que por la variabilidad del IPC domestico, este junto con el TCN, son los que determinan las variaciones del TCRB.
3.2 Resultados de los modelos
En la tabla 2 se presentan los coeficientes estimados para las dos especificaciones econometricas alternativas incorporando como medida del TCR el TCRM. Se observa que el modelo de ecuaciones simultaneas (SURE) presenta un mejor ajuste que la ecuacion del ratio. El coeficiente de correlacion junto al B-P test confirman la importancia de modelar conjuntamente la oferta externa e interna. Los estadisticos D-W del SURE caen en el rango aceptable. Para el caso uniecuacional, el D-W esta levemente por debajo de 1,63.
Puede observarse que todos los parametros de interes presentan el signo esperado y resultan estadisticamente significativos. Observando los resultados obtenidos mediante el modelo SURE, se desprende que las exportaciones presentaron una mayor sensibilidad respecto al TCR multilateral. En este sentido, una depreciacion real del 10% incremento las exportaciones en un 10% aproximadamente, mientras que un aumento equivalente en el TCR multilateral redujo la oferta domestica en un 2,3%. Por otra parte, un aumento en la produccion primaria de leche cruda impacto de manera directa en ambas variables, pero lo hizo con mayor fuerza sobre las exportaciones. Cuando la produccion primaria se elevo en un 10%, las exportaciones respondieron, en promedio, con un aumento del 32%, mientras que la oferta domestica solo lo hizo en un 4% ante un incremento equivalente en la produccion primaria. Este mayor impacto en las exportaciones tiene sentido al considerar que la proporcion de leche industrializada que va a exportaciones es significativamente menor a lo volcado en el mercado interno, adicionalmente de la restriccion dada por el nivel de demanda domestica. Por lo tanto es de esperar que el aumento absoluto de la cantidad de litros exportados se exprese en un mayor porcentaje.
La estimacion del modelo uni-ecuacional mediante MCO, cuya variable dependiente es el cociente entre exportaciones y oferta domestica, muestra resultados similares. Una elevacion del TCR multilateral produce un incremento de dicho cociente, a partir de un aumento en las exportaciones y una reduccion de la oferta domestica. La relacion directa entre el cociente y la produccion primaria tambien muestra el mayor efecto que posee esta variable sobre las exportaciones. Si bien la oferta domestica se incrementa ante una mayor produccion, lo que equivale a una baja en el cociente, las exportaciones resultan ser mas elasticas con respecto a la produccion, siendo el resultado final, una suba en el ratio exportaciones/mercado interno.
Las variables indicadoras de los trimestres muestran que, en promedio, entre Enero y Marzo las exportaciones se incrementaron en mas de un 21% (=100(exp(0.1975))) respecto al trimestre anterior, disminuyendo la oferta en el mercado interno en aproximadamente un 3% en promedio. Tambien se observo diferencia entre el segundo trimestre y el ultimo, aunque a un menor nivel de significancia. Respecto a los otros trimestres, los coeficientes no resultaron estadisticamente significativos.
Siguiendo a Garcia Arancibia et al. (2013a) se esperaria que las variables Inundacion y Coyuntura sean significativas, con un efecto negativo (positivo) en las exportaciones (oferta interna) en el periodo de inundaciones y positivo (negativo) en las exportaciones (oferta interna) en el periodo 2007-2008. La primera de ellas no resulto significativa, mientras que la segunda lo fue al 5%. Durante los trimestres en los cuales existieron precios internacionales elevados y restricciones comerciales simultaneamente, las exportaciones cayeron en promedio un 36%, mientras que la oferta domestica se incremento en un 10%. Esto estaria indicando que el efecto de las restricciones al comercio fue superior a la influencia de los precios internacionales elevados5. Lo mismo surge de la interpretacion de la semi-elasticidad respecto a esta variable en el modelo uniecuacional.
Las variables binarias indicadoras de sequia en Australia y Nueva Zelanda resultaron ser ambas significativas al 5% y 10%, respectivamente, y con el signo esperado, siendo mayor el efecto sobre las exportaciones. Durante el periodo de sequia en Australia, fines de 2006 y principios de 2007, las exportaciones se vieron impulsadas un 23% en promedio por trimestre. Mientras que la oferta domestica cayo durante dicho suceso un 11% en promedio por trimestre. El efecto de la sequia en Nueva Zelanda sobre la oferta exportable y domestica es practicamente similar al hallado respecto a la sequia en Australia.
En la tabla 3 se muestran los resultados hallados, incorporando el TCR bilateral respecto al dolar estadounidense. A partir del modelo SURE se observa que el efecto que posee el TCR bilateral respecto a los Estados Unidos es equivalente al efecto que posee el TCR multilateral, ya sea sobre las exportaciones como sobre la oferta domestica. Esto indica que la respuesta a las senales de competitividad cambiaria por parte de los industriales lacteos no difiere sustancialmente si se toma como referencia el cambio real del peso argentino con el dolar estadounidense o respecto a un promedio ponderado de los principales socios comerciales de Argentina.
Se destaca, nuevamente, la importancia que tuvo la produccion primaria sobre las exportaciones, siendo la magnitud en este caso superior para las exportaciones y el ratio entre oferta exportable y domestica, a la calculada en los modelos que incorporan el TCR multilateral.
En este caso tambien se da que los resultados del modelo uniecuacional son consistentes con los hallados en el SURE.
En linea con estudios anteriores (Bayoumi, Harmsen y Turunen, 2011; Berretoni y Castresana, 2007; 2009; Rey, 2011; Thoerbecke y Kato, 2011, entre otros), y mas alla de la medida del TCR que se utilice, la elasticidad de las exportaciones de productos lacteos respecto a esta variable, si bien resulta significativa, no supera la unidad.
Por ultimo, los resultados obtenidos al desagregar el TCR bilateral respecto al dolar estadounidense (tabla 4) muestran que solo el nivel de precios internos (IPC), y el tipo de cambio nominal respecto al dolar resultan relevantes en terminos de competitividad cambiaria, mientras que la evolucion de los precios minoristas al consumidor en los Estados Unidos no incide significativamente sobre la misma. Los coeficientes muestran que un crecimiento del 10% en el nivel de precios domestico presiono a un aumento promedio del 5% en la oferta interna, sacrificandose las exportaciones con una reduccion del 13%. Por su parte, una apreciacion nominal frente al dolar impacto de manera inversa a las exportaciones. Las elasticidades estimadas respecto a la produccion primaria de leche cruda son equivalentes a las halladas en los otros modelos, aunque levemente superiores.
Estos resultados indican que la evolucion de los precios internos es determinante en la competitividad de los productos lacteos argentinos, impactando con mayor fuerza que el tipo de cambio nominal en la asignacion de la produccion entre el extranjero y el mercado domestico. Esto ultimo parece evidenciarse con mayor fuerza a partir del ano 2009, ano en que la mayor inflacion domestica comienza a ser acompanada por un crecimiento de las colocaciones en el mercado interno y por una estabilizacion de las exportaciones.
Similares consideraciones a los anteriores modelos se desprenden de la interpretacion de los coeficientes de las variables binarias que intentan captar el efecto de las sequias en Australia y Nueva Zelanda.
CONCLUSION
En este trabajo se analizo el impacto del Tipo de Cambio Real (TCR) sobre la oferta de productos lacteos de Argentina para el periodo 2000-2012, y como incide dicha variable sobre las decisiones de colocacion de tales productos entre el mercado domestico y el mercado externo.
A partir de los modelos propuestos, se encontro que el TCR es estadisticamente significativo en la determinacion de los destinos de la oferta lactea argentina, mostrando una relacion inversa entre el TCR y la oferta domestica, y una relacion directa entre el TCR y los volumenes exportados. En linea con lo anterior, el vinculo entre el TCR y el cociente exportaciones/oferta domestica tambien resulto ser directo. Estas relaciones resultaron ser consistentes a las diferentes medidas utilizadas para dar cuenta del TCR, no encontrandose diferencias entre la especificacion que incluye el TCR multilateral y la que incluye el TCR bilateral respecto a Estados Unidos.
Ademas, se encontro que las exportaciones presentan una mayor sensibilidad, tanto al TCR como a la produccion primaria de leche cruda, destacandose esta ultima por sobre el resto de los determinantes de la oferta exportable.
Otro punto a resaltar, y con claras implicancias en materia politica, es el rol que juega el nivel de precios internos sobre la asignacion de la oferta lactea entre el mercado domestico y el extranjero. Los crecientes niveles de inflacion de los ultimos anos inducen a los productores lacteos a volcar en mayor proporcion su produccion en el mercado domestico, en virtud de la perdida de competitividad cambiaria. En este sentido, y en vista de lo hallado en la presente investigacion, cobra relevancia el fomento de la produccion primaria de leche cruda por parte de los diferentes estamentos gubernamentales y del control de los niveles de inflacion domestica, con objeto de potenciar el perfil exportador.
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RESUMEN BIOGRAFICOS
Coronel, Mariano
Jefe de Trabajos Practicos en Organizacion Industrial (FCE-UNL), integrante del IECAL y becario de la Agencia Nacional de Promocion Cientifica y Tecnologica. Licenciado en Economia (Universidad Nacional del Litoral) y Doctorando en Economia (UNR). Temas de investigacion: rol de variables cambiarias y macroeconomicas sobre las exportaciones sectoriales de argentina.
Garcia Arancibia, Rodrigo
Profesor asociado de Organizacion Industrial (FCE-UNL), miembro pleno del IECAL y actualmente becario en CONICET. Licenciado en economia y magister en estadistica aplicada (Universidad Nacional de Cordoba), y doctorando en economia (Universidad Nacional de Rosario). Temas de investigacion: competitividad sectorial y analisis econometricos de consumo y demanda aplicados.
Vicentin Masaro, Jimena
Integrante del IECAL, Jefe de Trabajos Practicos en Microeconomia Superior (FCE-UNL) y becaria en CONICET. Licenciada en Economia, ha cursado la Maestria en Estadistica Aplicada (Universidad Nacional de Cordoba) y doctoranda en Ciencias Economicas en la misma universidad. Temas de investigacion: problematica de la cadena lactea argentina.
Coronel, Mariano
Facultad de Ciencias Economicas
Universidad Nacional del Litoral
Santa Fe-Argentina
mcoronel@fce.unl.edu.ar
Garcia Arancibia, Rodrigo
Facultad de Ciencias Economicas
Universidad Nacional del Litoral
Santa Fe-Argentina
rgarcia@fce.unl.edu.ar
Vicentin Masaro, Jimena
Facultad de Ciencias Economicas
Universidad Nacional del Litoral
Santa Fe-Argentina
jvicentin@fce.unl.edu.ar
Fecha de recepcion: 24/06/13-Fecha de aprobacion: 19/09/13
[1] En Coronel y Garcia Arancibia (2011), si bien se analiza el efecto del TCR sobre las exportaciones de quesos a nivel nacional. Sin embargo en el mismo se modela la demanda de exportaciones de los paises importadores, no las decisiones de oferta del sector.
[2] Por las caracteristicas climaticas y de demanda que tiene Argentina, la estacionalidad se reflejaria mejor tomando el primer trimestre desde diciembre a marzo (Garcia Arancibia et al., 2013). Dada la disponibilidad de los datos trimestrales a partir del primer mes del ano calendario, los trimestres son indicados a partir de enero.
[3] La identificacion de los periodos se realizo en base a National Water Commission (2011) y Kamber et al. (2013), para Australia y Nueva Zelanda, respectivamente.
[4] Debido a la desconfianza sobre las mediciones del IPC a nivel nacional elaborado por el INDEC (Argentina), se utiliza el IPC de Santa Fe dado que se considera refleja mejor la evolucion de precios minoristas. Por lo tanto, cuando se hable de inflacion o nivel de precios domestico o de Argentina, debe entenderse que los mismos estan medidos a partir del nivel de precios de la provincia de Santa Fe, considerando que las diferencias regionales en el nivel de precios en general no son muy significativas.
[5] En Garcia Arancibia et al. (2013b) se encontro, para el caso de las exportaciones lacteas de la provincia de Santa Fe, que el efecto positivo del incremento de precios internacionales fue superior al efecto negativo de las restricciones comerciales.
Leyenda: Figura 1. Evolucion de las Exportaciones y Oferta Domestica de Lacteos Argentinos Periodo 2000-2012
Leyenda: Figura 2. Evolucion del TCRM y [TCRB.sup.US] (Base: T1-2000=100). Periodo 2000-2012
Leyenda: Figura 3. Evolucion de los precios al consumidor domestico y de Estados Unidos (Base: T1-2000=100) y Tipo de Cambio Nominal (pesos por dolar). Periodo 2000-2012 Tabla 1. Resumen Estadistico Variables No. de Media Desvio Minimo Maximo Obs. Estandar Produccion Leche 51 2440 328 1670 3240 Cruda (a) Exportaciones (a) 51 560 204 209 1260 Oferta Domestica (a) 51 1880 245 1460 2360 TCRM 51 197,7 47,4 93,8 256,1 TCRBUS 51 180,3 51,1 100,5 290,8 IPCUS 51 118,5 10,9 100,7 136,4 IPC 51 212,8 111,03 97,07 492,5 TCN 51 3,02 1,02 0,99 4,62 Nota: (a) en millones de litros equivalentes leche cruda. Fuente: Elaboracion Propia Tabla 2. Elasticidades incluyendo el TCR multilateral. Periodo: 2000-2012 SURE VARIABLES ln([XL.sub.t]) ln([DL.sub.t]) Ln([TCRM.sub.t]) 0,9580 *** -0,2381 *** (0,1222) (0,0384) In([prodLC.sub.t]) 3,2331 *** 0,4460 *** (0,5276) (0,1660) T1 0,1975 ** -0,0280 (0,0985) (0,0310) T2 0,2310 * -0,0387 (0,1329) (0,0418) T3 -0,0036 0,0192 (0,0775) (0,0243) Coyuntura -0,3117 ** 0,1023 ** (0,1291) (0,0406) Inundacion -0,0205 0,0125 (0,1109) (0,0348) SequiaAUS 0,2177 ** -0,1126 *** (0,0921) (0,0289) SequiaNZ 0,2864 * -0,0953 * (0,1561) (0,0491) Tendencia -0,0121 *** 0,0030 *** (0,0036) (0,0011) Constante -53,50 *** 12,62 *** (11,68) (3,6763) Observaciones 51 51 [ji al cuadrado] 245,20 307,84 [[rho].sub.uv] -0,9073 B-Ptest ([ji al cuadrado]) 41,983 [R.sup.2] 0,8278 0,8579 DW 2,4074 1,8871 MCO VARIABLES ln([XL.sub.t]/[DL.sub.t]) Ln([TCRM.sub.t]) 1,1961 *** (0,1783) In([prodLC.sub.t]) 2,7871 *** (0,7699) T1 0,2255 (0,1437) T2 0,2697 (0,1940) T3 -0,0228 (0,1130) Coyuntura -0,4140 ** (0,1885) Inundacion -0,0331 (0,1618) SequiaAUS 0,3304 ** (0,1344) SequiaNZ 0,3818 (0,2279) Tendencia -0,0152 *** (0,0053) Constante -66,12 *** (17,052) Observaciones 51 [ji al cuadrado] [[rho].sub.uv] B-Ptest ([ji al cuadrado]) [R.sup.2] 0,7280 DW 1,6359 Nota: ***, **, * significativo al 1%, 5%, y 10% respectivamente. Errores estandar entre parentesis. Fuente: Elaboracion Propia Tabla 3. Elasticidades incluyendo el TCR bilateral respecto USA. Periodo: 2000-2012 SURE VARIABLES ln([XL.sub.t]) ln([DL.sub.t]) 0,9517 *** -0,2394 *** ln([TCRB.sup.US]) (0,1097) (0,0349) In([prodLC.sub.t]) 3,7038 *** 0,3186 * (0,5266) (0,1675) T1 0,2830 *** -0,0508 (0,0974) (0,0310) T2 0,3461 *** -0,0696 * (0,1319) (0,0419) T3 0,0403 0,0073 (0,0748) (0,0238) -0,2415 ** 0,0852 ** Coyuntura (0,1205) (0,0383) -0,0171 0,0109 Inundacion (0,1044) (0,0332) 0,2057 ** -0,1091 *** SequiaAUS (0,0871) (0,0277) 0,2924 ** -0,0973 ** SequiaNZ (0,1473) (0,0469) -0,0051 * 0,0013 Tendencia (0,0028) (0,0008) -64,75 *** 15,65 *** Constante (11,74) (3,7375) Observaciones 51 51 [ji al cuadrado] 281,49 342,60 [[rho].sub.uv] -0,8970 B-Ptest ([ji al cuadrado]) 41,034 [R.sup.2] 0,8466 0,8704 DW 2,0796 1,6870 MCO VARIABLES ln([XL.sub.t]/[DL.sub.t]) 1,1911 *** ln([TCRB.sup.US]) (0,1602) In([prodLC.sub.t]) 3,3851 *** (0,7689) T1 0,3339 ** (0,1422) T2 0,4157 ** (0,1926) T3 0,0330 (0,1092) -0,3267 * Coyuntura (0,1760) -0,0281 Inundacion (0,1524) 0,3148 ** SequiaAUS (0,1272) 0,3898 * SequiaNZ (0,2152) -0,0065 Tendencia (0,0041) -80,40 *** Constante (17,14) Observaciones 51 [ji al cuadrado] [[rho].sub.uv] B-Ptest ([ji al cuadrado]) [R.sup.2] 0,7573 DW 1,7393 Nota: ***, **, * significativo al 1%, 5%, y 10% respectivamente. Errores estandar entre parentesis. Fuente: Elaboracion Propia Tabla 4. Elasticidades incluyendo el TCR bilateral USA desagregado. Periodo: 2000-2012 SURE VARIABLES ln([XL.sub.t]) ln([DL.sub.t]) -1,3622 *** 0,4371 *** In([IPC.sub.t]) (0,3431) (0,1072) -2,9717 0,9978 ln([IPC.sup.US]) (3,6905) (1,1536) 0,9484 *** -0,2344 *** ln([TCN.sub.t]) (0,1094) (0,03422) 3,9759 *** 0,2114 In([prodLC.sub.t]) (0,5563) (0,1739) 0,3326 *** -0,0707 ** T1 (0,1026) (0,0320) 0,4459 *** -0,1077 ** T2 (0,1507) (0,0471) 0,0972 -0,0137 T3 (0,0861) (0,0269) -0,2501 * 0,1014 ** Coyuntura (0,1360) (0,0425) Inundacion 0,0246 -0,0111 (0,1094) (0,0342) SequiaAUS 0,1952 ** -0,1005 *** (0,0887) (0,0277) SequiaNZ 0,3926 ** -0,1373 *** (0,1629) (0,0509) Tendencia 0,0308 -0,0122 (0,0281) (0,0087) Constante -47,38 *** 10,681 ** (17,144) (5,3591) Observaciones 51 51 [ji al cuadrado] 293,61 371,81 [[rho].sub.uv] -0,8971 B-Ptest ([ji al cuadrado]) 41,045 [R.sup.2] 0,8520 0,8794 DW 2,1052 1,7050 MCO VARIABLES ln([XL.sub.t]/[DL.sub.t]) -1,7994 *** In([IPC.sub.t]) (0,5120) -3,9695 ln([IPC.sup.US]) (5,5062) 1,1828 *** ln([TCN.sub.t]) (0,1633) 3,7645 *** In([prodLC.sub.t]) (0,8300) 0,4033 ** T1 (0,1531) 0,5537 ** T2 (0,2249) 0,1110 T3 (0,1284) -0,3515 * Coyuntura (0,2029) Inundacion 0,0358 (0,1633) SequiaAUS 0,2957 ** (0,1324) SequiaNZ 0,5300 ** (0,2431) Tendencia 0,0430 (0,0419) Constante -58,065 ** (25,578) Observaciones 51 [ji al cuadrado] [[rho].sub.uv] B-Ptest ([ji al cuadrado]) [R.sup.2] 0,7678 DW 1,7896 Nota: ***, **, * significativo al 1%, 5%, y 10% respectivamente. Errores estandar entre parentesis Fuente: Elaboracion Propia
