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Revista Problemas del Desarrollo, 167 (42), octubre-diciembre 2011

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* InvestigadordelDepartamentodeEstudiosEconómicosdelColegiodelaFronteraNorte.Correoelectrónico:[email protected]

ImpactodelainversiónextranjeradirectaenelcrecimientomanufactureroenMéxico

JorgeEduardoMendozaCota*

Fechaderecepción:29denoviembrede2010.Fechadeaceptación:28deabrilde2011.

ResumenElpropósitodeesteartículoesaportarevidenciadelimpactodelainversiónextranjeradirecta(ied)enelcrecimientodelsectormanufactureroenelperiodo1999-2008.Lametodologíaconsisteenlaestimacióndeunmodeloeconométricodedatosdepanelalniveldelos9subsectoresmanufacturerosdelaeconomíamexicana.Losresultadosmuestranunefectopositivodelaaperturadelsectormanufacturero.Porotraparte,elefectodelaiednoesconclusivoestadísticamente.Noobstante,cuandoseconsideraenelmodeloelcrecimientodelpersonalcalificadodelaindustriamanufacturerapuedeconsiderarsealaiedcomoundeterminantepositivoparaelcrecimientodeestesector.Palabras clave: Inversiónextranjeradirecta,sectormanufacturero,modelodedatosdepanel,economíamexicana,integracióneconómica

ImpactofforeigndirectinvestmentonthegrowthofmanufacturinginMexico

AbstractThisarticleaimsatprovidingevidenceoftheimpactofforeigndirectinvestment(fdi)onthegrowthofthemanufacturingsectorintheperiod1999-2008.Themethodologyinvolvesestimatinganeconometricmodelwithpaneldataatthelevelofthenineman-ufacturingsub-sectorsoftheMexicaneconomy.Theresultsshowapositiveeffectfromtheopeningofthemanufacturingsector.Meanwhile,theeffectoffdiisnotstatistical-lyconclusive.However,whenweincludewithinthemodelthegrowthofskilledper-sonnelinmanufacturingindustry,fdicanbeconsideredasapositivedeterminantforgrowthinthissector.Key words: Foreign direct investment, manufacturing sector, panel data model,Mexicaneconomy,economicintegration

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Jorge Eduardo Mendoza Cota

L’impact de L’inveRsion étRangèRe diRecte suR La cRoissance de La manufactuRe au mexiqueRésuméLebutdecetarticleestd’apporterlapreuvedel’impactqu’onteulesinvestissementsétrangersdirects(ied)surlacroissancedusecteurmanufacturierentre1999et2008.Laméthodeemployéeconsisteenuneestimationdumodèleéconométriquededon-néesdepanelauniveaudes9sous-secteursmanufacturiersdel’économiemexicaine.Lesrésultatsmontrentuneffetpositifdel’ouverturedusecteurmanufacturier.D’autrepart,l’effetdesiedn’estpasconcluantstatistiquement.Néanmoins,quandonconsi-dèrelacroissancedanscemodèledupersonnelqualifiédel’industriemanufacturière,lesiedpeuventêtreconsidéréscommeunfacteurpositifpourlacroissancedecesecteur.Mots clés :Investissementsétrangers,secteurmanufacturier,modèlededonnéesdepa-nel,économiemexicaine,intégrationéconomique

impacto do investimento estRangeiRo diReto no cRescimento manufatuReiRo no méxico ResumoOpropósitodesteartigoéaportarevidenciadoimpactodoinvestimentoestrangeirodi-reto(ied)nocrescimentomanufatureironoperíodo1999-2008.Ametodologiaconsis-tenaestimaçãodeummodeloeconométricodedadosdepanelnoníveldos9sub-se-toresmanufatureirosdaeconomiamexicana.Osresultadosmostramumefeitopositivodaaberturadosetormanufatureiro.Poroutraparte,oefeitodoiednãoéconclusivoes-tatisticamente.Nãoobstante,quandoseconsideranomodeloocrescimentodopesso-alqualificadodaindústriamanufatureirapodeseconsideraraoiedcomoumdetermi-nantepositivoparaocrescimentodestesetor.Palavras-chave:investimentoestrangeirodireto,setormanufatureiro,modelodedadosdepanel,economiamexicana,integraçãoeconômica.

在製造業的外國直接投資在墨西哥增長的影響摘要本文的目的是提供外國直接投資在1999至2008年期間製造業部門增長（FDI）的影響的證據。該方法涉及到面板數據的計量經濟在製造業分9墨西哥經濟水平的估計。結果顯示，開放製造業產生積極影響。此外，外國直接投資的效果並不顯定論。然而，當在模型中考慮了外國直接投資在製造業技能型人才的增長可以看作是對本部門增長的積極因素

關鍵詞：外商直接投資，製造，面板數據模型，墨西哥的經濟，經濟一體化

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Impacto de la inversión extranjera directa en el crecimiento manufacturero en México

intRoducción

Uncomponentedelaestrategiadeliberalizacióneconómicainiciadaenlapri-meramitaddeladécadadelosochentaenMéxicoserelacionaconlapolíticadepromoverlacaptacióndelainversiónextranjeradirecta(ied)enesaeconomía.Losresultadosdeesaestrategiahantenidoéxitorelativodebidoaunimportantecrecimientodelmercadogeneradoporestetipodeinversión(Ramírez,2002).Enestesentido,algunosautoreshanmanifestadoqueenunaeconomíadetamañomediocomoladeMéxicolaiedpuedetenerunefectodegenerarspilloversode-rramamientosdetecnología(LoveyLage-Hidalgo,2000).Porsuparte,desdelaperspectivadelateoríadelcrecimientoendógeno,sehageneradoevidenciadequeelefectodelaiedessuperioreneconomíasqueestánabiertasypromocionanuncrecimientobasadoenlasexportaciones(Balasubramanyamet al,1996).

Enestesentido,sehaseñaladoquelaiedhajugadounpapelmuyimportan-teenelcrecimientodelaeconomíamexicanadebidoalincrementodeacervodecapitalexistenteenlaeconomía.Loanteriorhaimplicadoqueelincrementodeempresasconcapitalextranjeroenlaeconomíamexicanahayadeterminadoporunlado,unamayorproductividaddeltrabajoenlasempresasqueoperanenMéxico(BlomstromyPersson,1983).Enparticular,sehaargumentadoqueelincrementodelaproductividadestárelacionadoconelefectodecompetenciaquesegeneraentreempresasdomésticasydeorigenextranjero,particularmenteenelsectormanufacturero(Kokko,1994).

Asípues,unaspectorelevantedelaiedserelacionaconlapresenciadelamismaenelsectormanufactureroloque,deacuerdocondiferentesestu-dios(Aitken,HansonyHarrison,1997),(Blomström,KokkoyZejan,2000)(Jordaan,2005),generaeconomíasexternasendichosectorindustrial,enespe-cialenregionesdondeexistealtaconcentracióndeied.

Adicionalmente,existendiversosartículossobrelosdeterminantesdelalocalizaciónymagnituddelaied(BlomstromyPersson,1983),(Jordaan,2008),(Dussel,Galindo,LoríayMortimore,2007),etcétera.Asimismo,sehanrealizadoestudiosparaestimarelimpactodelaiedenelcrecimientoeconómico,comoeltrabajodeDeMello(1999)queanalizalaseconomíasdelaoecdparaelperiodo1979-1990,utilizandomodelosdeseriesdetiempoydepanel,paraestimarlarelaciónentreiedylaformacióndecapital.Enloco-rrespondientealefectodelaiedsobreelcrecimientoeconómico,Borensztein,DeMelloyWha(1995)estimaronunmodelodepanelqueincluye69eco-nomíasendesarrolloparaelperiodo1970-1989.Losresultadosmuestranunefectopositivoaunqueestadísticamentelimitadodelaiedenelcrecimientoeconómico.

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ParaelcasodeMéxico,Máttar,Moreno-BridyW.Peres(2002)analizaronelefectodelasreformaseconómicasenlaformacióndecapitalylastendenciaseimpactodelaiedenlaindustriamanufactureraparaelperiodo1982-2001.ElestudioseñalaqueexistepocaevidenciadeunimpactosignificativodelaiedenelcrecimientoderivadodelasreformaseconómicasdeMéxico.Porsuparte,Ramírez(2000)realizóunanálisisdecointegraciónsobreelefectodelaiedenproductividaddeltrabajoparaelperiodo1960-1995encontrandoquelaied,elcapitalprivadoylasexportacionestienenunefectopositivoenlatasadecre-cimientodelaproductividaddeltrabajo.

ConrespectoalefectodelaiedenelsectormanufacturerosedestacaeltrabajodeNunnenkamp,AlatorreyWaldkirch(2007),enelqueseaplicaunmodelodepaneldinámicoparaanalizarelefectodelaiedenelcrecimientodelempleodetrabajadoresdelsectormanufactureromexicanoenelperiodo1994-2006.Losresultadosobtenidosapuntanaunimpactopositivo,perodébil,delaiedenelcrecimientodelempleo,particularmentedeempleadoscalificados.Asípues,noexistenmuchosestudiosconclusivossobreelimpactodelaiedenelcrecimientoeconómicosectorialdeMéxico,particularmentesobreelsectormanufacturero.Porello,elpropósitodeesteartículoesaportarestimacioneseconométricasquepermitandilucidarelefectodelaiedenelcrecimientodelsectormanufactureroenMéxicoenladécadadel2000.Enesesentido,elestu-dioseenfocaarealizarunaestimacióneconométricaquepermitaadicionarevi-denciaestadísticadelefectodelaiedenelcrecimientodelsectormanufacturerodeMéxicoalniveldelos9subsectores,paraelperiodo2003-2007.

Elartículoestádivididoenlassiguientessecciones.Enlasegundasecciónsepresentaunpanoramadelaevoluciónrecientedelaiedorientadahaciaelsectormanufactureroalniveldelosprincipalessubsectoresyramas.Enlatercerapartesepresentaydiscutelaconstruccióndelmodeloeconométricodepanelqueestableceelcrecimientodelsectormanufactureroporsubsectorescomofuncióndelaiedentreotrasvariables.Enlacuartasecciónsepresentanlosresultadosmásrelevantesdelaestimacióneconométricay,finalmente,enlaquintapartesepresentanlasconclusionesdeltrabajo.

La paRticipación de La inveRsión extRanjeRa diRecta en Las manufactuRas de méxico

Despuésdehabermostradoundinámicocrecimientoduranteladécadadelosnoventa,apartirdelaño2000seapreciaundeclivedelaparticipacióndelosflujosdelaiedenelsectormanufacturerodelaeconomíamexicanaeneltotalde

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captacióndeesosrecursosfinancieros,cayendoun55.3%eneseaño.Estasitua-ciónsedeterioróaúnmáscomoresultadodelarecesióneconómicadeloseua,yenel2001yel2002seexperimentaroncaídasdeesaparticipaciónhastallegaraun19.8y37.1%,respectivamente.Finalmente,seobservaquedespuésdeunre-punteen2004,elporcentajedelaiedenelsectormanufacturerovolvióacaeren2007y2008,ademásdepresentarseestefenómenoenuncontextodeunacaídageneraldelaiedtotalenMéxico(Cuadro1).Esteúltimodeclivedelosflujosdeiedsediocomoresultadodelsurgimientodelacrisiseconómicainternacionalde2008.Finalmente,enlorelacionadoalorigendelaied,seobservaqueloseuasiguensiendolafuentemásimportantedeesosflujosfinancieros,aunqueescon-venientedestacarquelaproporcióndelainversiónextranjeradirectadeloseuarespectoaltotaldelaiedcaptadaenMéxicosehareducidoconsiderablementeentreel2001,enquepresentóelmayorporcentajerespectoaltotal(71.2%),yel2008,añoenquecayósuparticipaciónsensiblemente(45.7%).

Alanalizarlaevolucióndelaiedporsubsectoresdelaindustriamanufactu-reraseapreciaqueelsubsectordeproductosmetálicos,maquinariayequipofueelquecaptómayoresflujosdeiedduranteelperiodo1999-2009.Noobstante,dichosubsectortuvounacaídaimportantedeflujosdeinversiónapartirdeltercertrimestrede2006,pasandodeunmontode$4,150millonesdedólaresen2006a$2,927.8millonesen2008(Gráfica1).Losdossubsectoresquelesiguenenimportanciarespectoalacaptacióndeiedsonlaindustriadealimen-tos,bebidasytabacoylasindustriasmetálicasbásicas.Enelcasodelprimersub-sectorseobservaquedesdeelaño2004seiniciaunprocesodedeclinacióndelainversiónenestesector,mientrasquelasindustriasmetálicasbásicasmostraronuncomportamientooscilatoriocongrandesvolúmenesdeinversiónen2005y2007,aunquepara2008yelprimersemestrede2009seapreciauncontagioenlacaídadelosflujosdeiedhaciaesesubsector.

Porloquetocaespecíficamentealasprincipalesramasmanufacturerasrecep-torasdeied,deacuerdoconlaClasificaciónMexicanadeActividadesyProductos(cmap),seapreciaquelaindustriaautomotrizcaptóelmayorvolumendeinver-sionesentreelprimertrimestrede1999yeltercertrimestrede2009.Asimismo,enelCuadro2sedestacaquedeltotaldelasinversionesenesarama,el61.3%correspondenaflujosfinancierosprovenientesdeloseua.Ensegundolugarre-saltaronlasinversionesrealizadasenlaindustriabásicadehierroyacero;entercerycuartolugarseubicaronlasindustriasdebebidasydemaquinaria,equipoyaccesorioseléctricosdondeseapreciaunaimportanteparticipacióndelaieddeloseua(85.97y60.60%,respectivamente).Otrasramasmanufacturerasquesedestacanporlacaptacióndeied,particularmentedeloseua,sonladesustanciasyproductosquímicosyladeensambledeequipoelectrónicodecomunicaciones.

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Cabedestacarquealdesagregaraúnmáslasactividadesmanufactureras,elcomportamientodelaiedporclasedemanufacturasmuestraquelaactividadquehatenidounmayorcrecimientoesladeotraspartesyaccesoriosparaauto-móvilesyequipo,queacumulóinversionesentreelprimertrimestrede1999yelsegundode2009poruntotalde$10,696.7millonesdedólares.Lesiguieronenordendeimportancialasindustriasdeotrosproductosnoclasificados,otrosproductosdeacero,lafabricaciónyensambledeautomóvilesylaelaboraciónderefrescosyotrasbebidasnoalcohólicas.

Esimportanteseñalarquelaieddirectasehacanalizadoprincipalmentehaciadiversasactividadesmanufacturerasorientadasalasexportaciones.Enpar-ticular,lasindustriasdeautopartesyladelautomóvilfueroneldestinofunda-mentaldelaied,loqueestáíntimamenterelacionadoconelestablecimientodeltlcanyelpatróndecrecimientobasadoenlaexportacióndemanufacturasquesepropiciócomoresultadodedichoacuerdo.Estefenómeno,conjuntamenteconelcrecientevolumendeexportacionesmanufactureras,particularmentedelasindustriasrelacionadasalsectorautomotriz,determinóunfenómenodecre-cienteintegracióndelasindustriasmanufacturerasdeMéxicoconrespectoalcomportamientodelsectormanufacturerodeloseua.

La evoLución deL sectoR manufactuReRo

Laevolucióndelasmanufacturasmexicanasenlaprimeradécadadel2000es-tuvoafectadaporlatendenciarecesivaexperimentadaenloseuaen2001y,otravez,en2008.Porello,elperiodo1999-2008mostróuncrecimientomoderadodelvaloragregadoapreciosconstantesenlosnuevesectoresmanufacturerosconexcepcióndelasindustriastextilesydelamadera.Noobstante,alanalizarelcrecimientodelempleototaldetrabajadoresenlasmanufacturasseapreciaquehubounacaídageneralizadaentodoslossubsectoresmanufacturerosenelperiodoseñalado.Enesesentido,seapreciaqueelcrecimientodelvaloragregadopercápitadelossubsectoresmanufacturerosfuepositivoparalosnuevesubsec-tores,destacándoseelcrecimientodelasindustriasdealimentosybebidas,delasindustriasquímicasydelasindustriasmetálicasbásicas(Cuadro3).

Estecrecimientomoderadodelvalordelaproduccióndelossubsectoresmanufacturerosfueseveramentedisminuidoporcaídasimportantesdelapro-ducciónprincipalmenteapartirde2008.Además,sedestacaquelasramasincluidasenelsubsectordeequipodetransportefueronlasquesehanvistomásadversamenteafectadasensuritmodecrecimientoporlarecesióninternacio-nal.Sedestacaquedichosubsectorpresentóunestancamientoenelcrecimiento

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en2007del0.1%,seguidodeunaseveracaídadel–13.6%enelaño2008,acumulandounacaídaadicionaldel6.8%hastaelcuartotrimestrede2009.Esposibleconcluirqueestaactividadmanufactureraqueincluyealasindustriasproductorasdeautomóvilesycamionetasyequipodetransporteyautopartes,hasidomásafectadaporlarecesióninternacional,particularmentelaquesehaexperimentadoenlaeconomíadeloseua.Loanteriorponeenevidenciaquelasramasmanufacturerasquemostraronmayorestasasnegativasdecrecimientoestuvieronrelacionadasconunamayorintegraciónalcomportamientodelaiedprovenientedelaeconomíanorteamericanayalefectoenlademandadeim-portacionesnorteamericanadebienesmanufacturadosprovenientesdeMéxico.

Elsiguientesubsectorqueentróenunaseverarecesióneseldelafabricacióndecomputadoras,equiposdecomunicaciónyelectrónicos.Sedestacatambiénqueestesectorveníamostrandoyalosefectosdelestancamientoenelcrecimientoderivadosdelefectodelacrisisde2001ydelimpactogeneradoporlasexportacio-nesdeChinaenelmercadonorteamericano.Deestaforma,lasexportacionesdeinsumoselectrónicosycomponentesdecomputadorastambiénsufrieronelefectodelareduccióndelademandadelasempresasyconsumidoresdeloseua.Otrossubsectoresmanufacturerosquetambiénsevieronafectadosfueronlaproduccióndemuebles,detextilesydeprendasdevestir,todoselloscontasasdecrecimientonegativasen2008porarribadel7%(Cuadro4).

Lasactividadesmanufacturerasqueexperimentaronlarecesióneconómicaincidieronenlatendencianegativadelsectormanufactureroensuconjuntoyevidenciaronladependenciadelasramasmanufacturerasmásdinámicasconrespectoalmercadodeloseua.Loanteriorrefleja,portanto,elresultadodelprocesodeintegracióndelciclodelaproducciónmanufactureradeloseuaconlasprincipalesramasmanufacturerasexportadorasdelaeconomíamexicana.Porloanterior,esimportanteestablecerunmodelodeanálisiseconométricoquepermitacorrelacionarlosmovimientosdelaiedconelcrecimientodelsectormanufacturero,yasíestarenposibilidaddeobtenermayoresevidenciasdelimpactodelasinversionesexternasenlasmanufacturas,enuncontextodeintegracióndeéstasalcicloeconómicodeloseua.

aspectos teóRicos y metodoLógicos de La estimación de impacto de La ied

Laeconomíamexicanasecaracterizaporunaestrategiadeexportacionesmanu-factureras,queenbuenamedidadescansaenladinámicadelaindustriaautomo-triz.Algunosautores(Máttar,Moreno-BridyW.Peres,2002)hanseñaladoque

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laied,enelmarcodeeconomíasabiertasconpromocióndeexportacionescomolamexicana,tiendeagenerarmayoresbeneficioscomparadosconelcasodelaseconomíascerradas(Bhagwati,1978).Elloseexplicaporlaexistenciadeunaneutralidaddelaestrategiaexportadoracomoresultadodequelastasasdecam-bioefectivas,alnosesgarunatasadecambiosuperiorenlasimportacionesqueenlasexportaciones,promuevelaiedenuncontextodemenorescostos,loqueconducearesultadosmáseficientes.Dichahipótesisindicaque,eneconomíasabiertas,segeneraunamayoratraccióndeiedyunefectodeeficienciaquepro-duceunamejordistribucióndelosrecursosconbaseenventajascomparativas.

Porotraparte,dentrodelateoríadelcrecimientolosmodelossehancentra-doendiscutirelefectodelahorroylainversión(Harrod,1939yDomar,1946),losmodelosneoclásicosqueenfatizanelprogresotécnico(Solow,1957)ylosmodelosdecrecimientoendógenoquesubrayanlaimportanciadelcapitalhu-mano,lainvestigaciónyeldesarrollo,ylaseconomíasexternas(Romer,1986)y(Lucas,1988).

Enestaperspectiva,variosdelosfactoresrelacionadosconlanuevateoríadelcrecimientoeconómicocomolasexternalidadesyladifusióntecnológicapuedenvincularsetambiénalcrecimientodelaied.Asimismo,sehaconstatadoqueenpaísesendesarrolloorientadosalaexportaciónlaiedtieneunimpactoenladotacióndecapitalhumanoalincrementarlatransferenciadehabilidadesdeltrabajo(Balasubramanyam,SalisuySapsford,1996).

Conbaseenlosenfoquesteóricosmencionados,elpresenteestudioutilizaunafuncióndeproduccióndecortoplazoqueincluyealaiedcomouninsu-moadicional.Seconsideraquelaiedesunafuentedirectaenlageneracióndecapitalhumanoytecnologíaporloquepermitegenerarexternalidadesyefectosdedifusión.Deigualmodoseincluyecomounavariabledecontrolalasex-portacionesenlafuncióndeproducción,yaquelainclusióndeestaactividadeconómicapermitegenerareconomíasdeescaladebidoalamejorutilizacióndelacapacidadinstalada,evitalaescasezdedivisasypermiteaccederamayoresnivelestecnológicos(SalvatoreyHatcher,1991).SiguiendoaDeMello(1997),yconbaseenelenfoqueseñaladoanteriormente,elmodelopropuestosebasaenunafuncióndeproducciónconvencionalqueincluyealasexportacionesyalcapitalhumanodelsectormanufacturerodeMéxico:

Y = AF (L,Kd ,E )=ALK βdE 1-α-β (1)

Donde:Y=crecimientodelproductomanufactureroentérminosreales,T=factortrabajo

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Kd=acervodecapitalA=tecnologíaαyβ=sonlasparticipacionesdelfactortrabajoyelfactorcapitalenelpro-

ductomanufactureroE=externalidad

LaexternalidadpuedeserexpresadatambiénenunafunciónCobb-Douglasdelasiguienteforma:

E=(LKdKeγKh

δ )θ (2)

Endondeγ y δ sonelasticidadesdesustituciónentreelcapitalfísicodomés-tico,elcapitalexternoyelcapitalhumano,yelcoeficienteθeslaelasticidaddesustituciónenuncontextodeintertemporalidad.Dichaselasticidadessonpositivas,locualimplicaqueadicionesdeactivosdeinversiónextranjeraydecapitalhumanoaumentaránlaselasticidadesdelproductoconrespectoaltraba-joycapital.Lossubíndicesd,eyhrepresentanelcapitaldoméstico,elexternoyelhumano.Sustituyendo2en1seobtiene:

Y = ALα+θ (1–α–β )Kd β+θ (1–α–β )+Ke

γ θ (1–α–β )Khδθ(1–α–β ) (3)

Laecuación(3)muestraqueelcrecimientodelasmanufacturasalnivelsecto-rialdependendelfactortrabajo,elcapitaldoméstico,elcapitalextranjero(ied)yelcapitalhumano,yasumiendoqueγ y δ > 0, laiedgeneraexternalidadespositi-vasyescomplementariaalainversióndoméstica,porloquecualquierincrementodelaiedtendrácomoresultadounaumentodelproductoconrespectoaltrabajo,ycapitalhumano.Tomandologaritmoslaecuaciónquesirvedebasepararealizarlaestimacióneconométricaseformalizadelasiguientemanera:

In(Yt+1)=α+β1In(Lit )+β2In(Kitf)+β2In(Kith)+β4In(Xit )+eit (4)

Donde:L=totaldetrabajadoresdelaindustriamanufactureraporsubsectoresKf=inversiónextranjeradirectaKh=proporcióndeempleadosadministrativosytécnicosrespectoaltotalde

trabajadoresdelaindustria(proxidecapitalhumano)X=elvalordelasexportacionesmanufacturerassobreelproductomanufac-

turerocomoaproximacióndelgradodeaperturadelsectoreit=erroraleatoriodelaregresión

Y

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Cabedestacarquelaespecificacióneconométricaseajustóaladisponibili-daddeinformaciónestadística.Particularmente,debidoalaescasezdeinfor-maciónsobrelaiedaniveldesubsectoresmanufactureros,losacervosdeiedseestimaronconunproxiconstruidocomolaproporcióndeinversiónextranjerarespectoalproductomanufacturerodecadasubsector.Además,elmodeloeco-nométricoconsideraquelatecnologíadelsectormanufactureroestádetermi-nadaporunafunciónqueincluyealcapitalhumanoyalstockdeiedexistente(Borensztein,DeGregorioyLee,1995).Enestemarcoanalítico,lasempresasdecapitalextranjerosonuncanalparatransmitirelprogresotecnológicoalpermitiradoptartecnologíasutilizadasporlasdistintasvariedadesdeinversión.Portanto,enelmodelo,laposibilidaddepotenciarlosefectosdelaiedenelcrecimientodelproductomanufactureroestátambiénenfuncióndelosnivelesdecapitalhumanoempleadosenelsector.

Metodología de estimación

ConelfindeestimarelefectodeladinámicadelaiedenelcrecimientodelsectormanufacturerodeMéxicoserealizaronvariasestimacioneseconométricasparadatosdepanelanualesparaelperiodo1999-2008.LaestructuradelosdatosdepanelestárelacionadaconladefinicióndegruposdeacuerdoconlosnuevesubsectoresmanufacturerosquepresentalaClasificaciónMexicanadeActividadesyProductos(cmap).1Laventajadeestametodologíadeestimacióneconométricaserelaciona,entreotrascosas,conlaposibilidaddecontarconlamayordisponibilidaddebasesdedatosqueseajustenalaestructuradepanel.Laopcióndecombinardiferenciasdinámicasintereintra-individualesgeneramayorinformaciónsobredatosdeseccióncruzadaydatosdeseriesdetiempo,altenerunamayorprecisiónenlainferenciaestadísticaderivadademásgradosdelibertad,unamenorposibilidaddeproblemasdemulticolinealidadqueenelcasodedatosdeseccióncruzada,unamayorfacilidadparadeterminarlaspruebasdehipótesisdelcomportamientoeconómico,yfinalmente,alaportarinformaciónsobrelosgruposindividualesyladinámicainter-temporaldelosmismos(Hsiao,2005).

1 Productosalimenticios,bebidasytabaco,textiles,prendasdevestireindustriadelcuero,in-dustriadelamaderayproductosdemadera,papel,productosdepapel,imprentasyeditoria-les,sustanciasquímicas,derivadosdelpetróleo,productosdecauchoyplástico,productosdemineralesnometálicos,exceptoderivadosdelpetróleoycarbón,industriasmetálicasbásicas,productosmetálicos,maquinariayequipoyotrasindustriasmanufactureras.

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FormalmenteelmodelogeneraldedatosdepanelqueseestimapartedeobservacionesmúltiplesparalossubsectoresmanufacturerosquecomponeneltotaldelaindustriamanufactureradeMéxicoyserepresentadelasiguientemanera:

Yit = β0 + ∑xkitβkit+eit ,

eit = λi + vit

i=1....9,t=10

Dondei eselnúmerodesubsectoresyteselnúmerodeperiodos,xkitsonlasvariablesexplicativaspresentadasenlaecuación(4),k x N x Telnúmerodecoeficientesdelaregresiónyeit eseltérminodeerrorcompuestoporλiqueesunaconstantedelosindividuosyvitqueesunerrordistribuidonormalmente.

Conbaseenestemodelosepuedenrealizardiversasestimacionesquepermi-tenestimarunmodeloquecaptelasvariacionesentreunidadesdeobservación(cortetransversal)ysuvariacióntemporal.Demaneraexploratoriasecorrióunmodelodeefectosfijosdondeλiseasumecomoconstante(β0 + λi)peroconvariacionesalnivelindividual.

SeestimaronlaspruebasBreuch-PaganydeHausman.Laprimerapruebapermitedeterminarlaexistenciadeefectosfijosoindividualesmediantelahi-pótesisnula:H0=σ 2λ=σ 2v=0,quesecalculautilizandoladistribuciónChicuadrada.Porsuparte,lapruebadeHausmanpermiteidentificarlainterde-pendenciadeλi yxkit,mediantelahipótesisnula:H0=E(λi|Xit ) = 0.Lapruebaestimaloscoeficientesconelmodelodeefectosfijosyeldeefectosaleatoriosysucovarianza.Silapruebanomuestracorrelaciónsecumplelahipótesisnuladenodiferenciaentreloscoeficientesdeambosmodelos.

LosresultadosdelapruebaBreusch-Paganindicaronlaposibilidaddequeelmodelodeefectosaleatoriospudiesesermásapropiadoparaestimarunmodeloconvariablesdemaneramáseficiente.Elmodelodeefectosaleatoriosconsideraquelaconstanteentrelosindividuosespartedeltérminodeerrorcompuesto:eit = λi + vit.Estesupuestoesimportanteparalaconsistenciadelmodelo,yaqueimplicalainexistenciadecorrelaciónentrelosefectosnoobservadosylasvariablesexplicatorias.

Debidoalalimitadaevidenciaestadísticadeloscoeficientesobtenidosconelmodelodeefectosaleatorio,considerandolosresultadosdeaplicacióndelapruebadeHausmanylaevidenciadeautocorrelaciónenlasestimacionesde

k

k=1

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efectosfijos,reflejadaenunbajoestadísticoDurbinWatson,seoptóporestimarunmodelodepaneldinámico.

Estemodeloeliminalaautocorrelacióndelosresiduostomandolaprimeradiferenciadelmodeloeincluyeretrasosenlavariabledependiente(instrumen-tos),dinamizandodeestamaneraelmodelo.Estetipodeanálisiscomplicalaestimacióndelmodeloporquecorrelacionalavariabledependienteretrasadaconlostérminosdeerror,porloqueelmodelodepaneldebesercalculadoconestimadoresIVderivadosdelmétodogeneralizadodemomentos(gmm),quecalculanretrasosparalasvariablesexplicativasenniveles.Estemecanismopermiteutilizaróptimamentetodaslasrestriccioneslinearesquesederivandelasespecificacionesgenerandoestimacionesasintóticamenteeficientes(ArellanoyBond,1991).Asípues,elmodeloutilizadosepresentaformalmentedelasiguientemanera:

Yit = Yit–1λ+∑ Xkit βkit+eit,

Dondeuidesparece,laconstantedelosindividuosλiseintegraenlaecua-ciónylavariabledependienteretrasadaydiferenciadaYit–1sevuelvefuncióndeltérminodeerrorretrasadoeit–1.Estemodelopermitecontrolarlosefectosnoobservadosylaendogeneidaddelasvariablesexplicativas.

Portanto,elmodeloasumeexogeneidadestrictadelasvariablesexplicativasconrespectoaltérminodeerror.AfindeverificarsilabasededatoscumpleconestesupuestoseaplicólapruebadeSargan,paraverificarladerestricciones,cuyahipótesisnulaesquelosinstrumentoscomogruposonexógenos.Asíelmodeloasumequenoexistecorrelacióneneltérminodeerror,porloqueseestimólapruebaArellano-Bondconelprogramaeconométricostata.

Labasededatosdepanelutilizadaparaestimarlosmodeloseconométricosabarcaelperiodo1999a2008yseconstruyóconinformacióndelasvaria-blesdeempleoeingresodelostrabajadoresparalosnuevesubsectoresquecomponenelsectormanufactureroconinformacióndelaEncuestaIndustrialMensualClasificacióndeacuerdoconlaClasificaciónMexicanadeActividadesyProductos(cmap),publicadaenelBancodeInformaciónEconómica(bie)delInstitutoNacionaldeEstadística,GeografíaeInformática(inegi).Conrespectoalainformaciónsobrelainversiónextranjeradirectaenlossubsec-toresmanufactureros,seobtuvodelainformaciónsobreiedpublicadaporlaDireccióndeInversiónExtranjeradelaSecretaríadeEconomía.Finalmente,lasexportacionesmanufacturerasdeacuerdoconlaclasificacióncmapseob-tuvierondelabalanzadeproductosmanufacturadosquepublicaelBancodeMéxico(banxico).

k

k=1

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ResuLtados de La estimación de La ied en eL sectoR manufactuReRo

Elprimermodeloestimadodeefectosfijosmuestraquelavariabledeexporta-cionesjuegaunpapelsignificativoenelcrecimientodelvaloragregadoproduci-doporlosnuevesectoresdelaindustriamanufacturera.Noobstante,elmodelomostróevidenciadeautocorrelaciónconbaseenelestadísticoDurbinWatson(dw).Debidoaestosresultados,serealizólaestimacióndelapruebaBreusch-Paganparaverificarlapresenciadeefectosaleatoriosenlabasededatosdepanelyseestimóunmodelodepaneldedatosdinámico.2

Elresultadodelapruebaarrojaunvalorparaelmultiplicadorlagrangeanocondistribuciónchicuadradaconungradodelibertadiguala1.60,locualrechazalahipótesisnuladenoexistenciadeefectosaleatorios(H0=σ 2u=0);esdecirqueelmodeloesdependientedelavarianzadelosefectosindividuales.Loanteriornosconduceaestimarunmodelodepanelconefectosaleatoriosconbaseenunaestimacióndemínimoscuadradosgeneralizados(Cuadro5).

Elmodelodepanelconefectosaleatoriospermiteestimarlosparámetrosquereflejanlaheterogeneidadexistenteenlasobservacionesindividualesdelamuestra,loquepermitegenerarmayorinferenciaestadística.Sepresentandosmodelos,unoenelquelavariabledependienteeselcrecimientoanualdelempleodecadaunodelosnuevesubsectoresdelsectormanufacturero,yotromodeloenelquelavariabledependienteeselcrecimientodelvaloragregadoenestemismosector.Losresultadosarrojancoeficientesquenosonsignificativosestadísticamenteconexcepcióndeloscoeficientesdelasexportacionesydelaproporcióndeempleadossobreeltotaldetrabajadoresdelsectormanufactureroqueresultaronpositivosysignificativosal10%delniveldeconfianza,deacuer-doconlosestadísticoszcorrespondientes(Cuadro6).

Deestamanera,losresultadosdelasestimacionesdeloscoeficientesylapruebadeHausmanquerechazólahipótesisnula,3indicanunacorrelaciónentrelosefectosnoobservadosylasvariablesexplicatorias,determinaronlanecesidaddeprofundizarelanálisisdelabasededatosdepanelpormediodelaestimacióndeunmodelodepaneldedatosdinámico.Porsuparte,lahipótesis

2 Losresultadosdelaestimaciónnosepresentanenelartículodebidoalosproblemasdeauto-correlaciónmencionadosanteriormenterestanpoderexplicatorioalmodelo.

3 Lahipótesisnuladequeloscoeficientesdelmodelodepaneldeefectosfijosyeldeefectosaleatoriossonconsistentes,esdecirsonsimilares.Lahipótesisalternativaimplicalaexistenciadeinconsistenciaenloscoeficientesdeefectosaleatorios.

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nuladequelosinstrumentoscomogruposonexógenosnoserechazadeacuer-doconlapruebadeSargan,porloquelapruebanosedebilitaporelnúmerodeinstrumentos(Cuadro7).

Afindecorroborarsielmodelodepaneldinámicocumplíaconelsupuestobásicodenocorrelacióndeltérminodeerrorconlasvariablesexógenas,sees-timólapruebadeSarganqueanalizalasobre-identificaciónderestriccionesenelmodelodepanelylapruebaArellano-Bond.Ambaspruebasnorechazaronlashipótesisnulascorrespondientes,porloquelasestimacionesseajustanalossupuestosycondicionesdelmodelodepaneldinámico.

Losresultadosdelasestimacionesdelmodelodepaneldinámicomuestranqueloscoeficientesdelosingresoslaboralespromediofueronnegativosysigni-ficativosal1%delniveldeconfianza,locualseconformaconelplanteamientoesperadoenelmodeloteóricoadoptadoenesteestudio.Asimismo,elcoefi-cientedelasexportacionesmanufacturerasresultópositivoyestadísticamentesignificativoal5%deconfianza,porloqueexisteevidenciadequelasexpor-tacionesmanufacturerassehanconvertidoenunfactordecrecimientoparaelsector.Porotraparte,elcoeficientedelaiedmostróunvalorpositivomuyreducido,peronofueestadísticamentesignificativo,locualnopermiteconcluirunainfluenciadirectadelaiedcomounfactorenelcrecimientodelempleoenelsectormanufacturerodeMéxico(Cuadro8).EsteresultadoconcuerdaconloseñaladoporDeMello(1999),quienseñalaqueenlaprácticaesdifícilestimarunarelaciónpositivadelefectodeiedenelcrecimientodelospaísesreceptores,tantoenestimacioneseconométricasdeseriesdetiempocomoenlosmodelosdepanel.Loanterior,debidoalasespecificidadesdelasregionesodelospaíses,talescomolasdistorsionesenlosretornossocialesyprivadosalainversión,laaplicacióndetecnologíasmenosproductivasenpaísesdemenordesarrollo,etcétera.Enelcasodelaeconomíamexicana,alparecerlosestadosconmenordesarrolloeconómicopodríanestarafectandonegativamenteelimpactopositi-vodelaiedenelcrecimientoeconómicoregional.Adicionalmente,lafaltadeimpactodeiedenelcrecimientoeconómicopuedeestarasociadaalaiedqueseorientahacialasfusionesoadquisicionesdeempresasexistentesenMéxico,loquegeneralaventajaúnicadeingresardivisasy,finalmente,aquelaiedhalimitadolaposibilidaddelgobiernodepromoverunapolíticadecrecimientoindustrialexitosa(Pacheco,2005).

Finalmente,elcoeficientedelcrecimientodeempleadossobreeltotaldetrabajadoresdelsectormanufactureroexhibióuncoeficientepositivoyesta-dísticamentesignificativoal1%deniveldeconfianza,loqueindicaqueenelmodeloqueincluyeied,elincrementodetrabajadoresrelativamentemáscalificadoshapermitidoelcrecimientodelempleodelsectormanufacturero.

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PorloquepuedeconcluirsequeelefectodelaiedenelcrecimientodelasmanufacturasenMéxicoserelacionaconelefectopositivodelasexportacionesmanufacturerasylaexpansióndelacalificacióndelafuerzadetrabajoenesesectorproductivo.EsteresultadoconcuerdaconloshallazgosobtenidoseneltrabajodeBorensztein,DeGregorioyWha(1995),queindicanqueelefectopositivodelaiedenelcrecimientoeconómicosolamenteseobtienedepen-diendodeladotacióndecapitalhumanodelospaísesreceptores.ConcuerdaconlosresultadosdeNunnenkamp,AlatorreyWaldkirch(2007)queencuen-trantambiénunmayorefectodelaiedenelcrecimientodelempleodetraba-jadorescalificados.

concLusiones

Enlaliteraturasobrelaiedsehaargumentadoqueéstahasidodecisivaenelcrecimientodelaseconomíasreceptoras,argumentándoseaspectosrelacionadosconelacervodecapitalexistenteenlaeconomía,unamayorproductividaddeltrabajoenlasempresasmultinacionales,lageneracióndeeconomíasexternasendichosectorindustrial,enespecialenregionesdondeexisteunaaltaconcentra-cióndeied,yladifusióndelatecnología.Sehaargumentadoqueelefectodelaiedpuedesertambiénnoconcluyenteeinclusopuedesernegativodependien-dodelascondicionesparticularesdelospaísesreceptores.

Debidoalaimportanciaquerevisteelanálisisdelimpactodelaiedenelcrecimientoeconómicodelospaísesaltamentereceptoresdeestainversióncomoeselcasodelaeconomíamexicana,elpresenteestudioseorientóarealizarunaestimacióndelefectodelaiedenelcrecimientodelsectormanufacture-rodeMéxico,debidoasuimportanciacomoejedelmodeloorientadoalasexportaciones,seguidoenlaeconomíamexicanadesdequeseimplementólaliberalizacióneconómica.

Elcomportamientodelaiedcanalizadaalossubsectoresmanufactureros,muestraqueéstaexperimentóungrandinamismoduranteladécadadelosno-venta.Noobstante,enlaprimeradécadadel2000seiniciaunaetapadecaída,estancamientoyfluctuacionesdelaiedenelsectormanufacturero.Apartirdeesafecha,elsectormanufactureromostróuncomportamientooscilatorioenelcrecimientopromedioenelvaloragregadoproducido,loquefueafectadoporfluctuacionesrecesivasalinicioyalfinaldeesadécada.Particularmente,estacaracterísticaseapreciaclaramenteenlasmanufacturasdetransporte,compu-taciónytextiles,estandoestasramasvinculadassignificativamentealosmovi-mientosdelaiedylasexportacionesalmercadoestadounidense.

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Pararealizarelanálisisdelarelaciónentrelaiedyelcrecimientomanufactu-rero,seutilizaronmodelosdepanelquepermitenestimarelimpactodelosflujosdeiedyelcrecimientodelosnuevesubsectoresquecomponenlasmanufacturasdeMéxico,deacuerdoconlacmap.Loanteriorconlafinalidaddeutilizarlapartelongitudinaldetiempodelaseriesalrezagarlavariabledependiente.Debidoaproblemasdeautocorrelaciónserialexhibidoenlosresultadosdelmodelodeefectosaleatorios,yalobjetivodedeterminarsiladinámicadecrecimientodelsectormanufactureroestávinculadaalosefectosretrasadosdelaied,seestimóunmodelodepaneldinámico.Conbaseenlosmodelosestimadosparalabasededatosdepaneldelsectormanufactureroseaprecianlossiguientesresultados.

Lasexportacionesmanufactureras,quereflejanelgradodeaperturadelsec-tor,muestranunsignopositivoyestadísticamentesignificativoenlasestima-cionesdeefectosaleatoriosydepaneldinámico.Loanteriorcorroboraqueelefectodelaaperturahasidofactordedinamismodelcrecimientodelsectormanufacturero,algenerarmercadosy,enconjunciónconlaied,promovereldinamismodealgunasactividadesmanufacturerasparalaexportación.

Lasestimacionesmostraronunefectopositivomuyreducidodelaiedydepocasignificanciaestadísticaenelcrecimientodelempleodelsectormanu-facturero,porloqueesteresultadonoesconcluyenteencuantoalpapelquedirectamentejuegalaiedenelcrecimientodelsectormanufacturero.Porotraparte,elmodeloqueestimaelimpactodelaiedenelcrecimientodelvaloragregadodelaindustriamanufacturera(ieva)mostróuncoeficientenegativoyestadísticamentenosignificativo.Porello,losresultadosnoconfirmanesti-macionespreviasdondeexisteunefectomarginalmentepositivodelaiedenelcrecimiento.Loanteriorprobablementedebidoalaheterogeneidaddelsectormanufacturero,yalperiodoanalizadoquerecogelasdosetapasrecesivasde2001yde2008-2009experimentadasenlaeconomíamexicana.

Noobstante,lasestimacionesmostraronuncoeficientepositivoysignifi-cativodelavariabledelaproporcióndeempleadosadministrativosytécnicossobreeltotaldetrabajadores,loquepermiteasumirquelamayorcapacitacióndeltrabajohadeterminadouncrecimientodelsectormanufactureroensucon-junto.Loanteriorapoyalaperspectivadetrabajospreviosqueencontraronqueelcrecimientodelcapitalhumano,queseexpandemediantelosflujosdeied.Dichoresultadopodríaconsiderarsecomounaevidenciaindirectadelosefectospositivosenelcrecimientodelaied.

Deestamanera,losresultadosdelmodeloeconométricoapoyanparcialmen-telahipótesisdelaexistenciadeefectospositivosdelaiedenelcrecimientodelaindustriamanufactureraalnivelsub-sectorial.Estehechocontrastaloshallazgosdetrabajospreviossobreelimpactodelaiedenelcrecimientodeltotaldelas

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actividadeseconómicasdelospaísesreceptores,quehanencontradoefectosposi-tivos.Loanteriorpuedederivarse,enprimertérmino,deladiferenciaenlasbasesdedatosutilizados,pueslamayoríadelostrabajosquehanencontradoefectospositivosserealizanparamuestrasalniveldepaíses.Dichametodologíanoin-corporademaneramásamplialasparticularidadesdelaseconomíasreceptoras,porloquelimitalacapacidadderetomarlasespecificidadesdelconjuntodelaseconomíasysurespuestaantelosflujosdeinversiónextranjera.

Porotraparte,caberecalcarqueelanálisisdeesteestudioesdecaráctersectorial.Enestaperspectiva,debedestacarsequeelanálisisnotomaenconsi-deraciónelefectoquetienelaiedenelsectorservicios,quealgenerarmayorvaloragregadocomparativamenteconelsectormanufacturero,particularmenteeneconomíasendesarrollocomoMéxico,podríaestardejandodeconsiderarelimpactodeestesectorenelcrecimientodelconjuntodeactividadeseconómicas.

Finalmente,esimportantedestacarquelainformaciónsobreindustriama-nufactureraincorporaelementosdeheterogeneidadgeográficatantoalniveldeestados,comoalniveldelosnuevesub-sectoresdelaindustriamanufac-turera.Porunaparteseencuentranactividadesmanufacturerasconunagranrecepcióndeiedyproduccióncomparativamenteintensivaencapitalyparalaexportación,comoeselcasodelaindustriaautomotrizydeautopartesy,porotro,setienenindustriascomolasdealimentos,queproducenpredominan-tementeparaelmercadolocalyquepresentanmenorintensidaddecapital.Esposiblequelosresultadoseconométricoscapturenelefectodelaiedenlademandadetrabajadoresmáscalificados,demostrandosuefectodedifusióntecnológica,mientrasquelaheterogeneidadnopermitacapturarclaramenteelefectodelaiedenelcrecimientodelempleoydelvaloragregadodelsectormanufacturero.

BiBLiogRafía

Aitken,B.,G.HansonandA.Harrison,“Spillovers,ForeignInvestmentandExportBehavior”,Journal of International Economics, vol. 43,num.1-2,1997,pp.103-32.

Arellano,M.andS.Bond,“SomeTestsofSpecificationforPanelData:MonteCarloEvidenceandanApplicationtoEmploymentEquations”,The Review of Economic Studies,vol.58,num.2,1991,pp.277-297.

Balasubramanyam, V. N., M. Salisu and D. Sapsford, “Foreign DirectInvestmentandGrowthinepandisCountries”,Economic Journal, num.106,1996,pp.96-105.

62


Bhagwati,J.N.,“AnatomyandConsequencesofExchangeControlRegimes”,National Bureau of Economic Research, vol. I, Studies in InternationalEconomicRelations,num.I0,NewYork,1978.

Blomström,M.,yPersson,“ForeignInvestmentandSpilloverEfficiencyinanUnderdevelopedEconomy:EvidencefromtheMexicanManufacturingIndustry”,World Development, num.11,1983,pp.493-501.

Blomström, M., y A. Kokko, “Regional Integration and Foreign DirectInvestment”,nber Working Paper, num.6019,1997.

BorenszteinE., J.deGregorioy J.,WhaLee,“HowDoesForeignDirectInvestment Affect Economic Growth”, National Bureau of EconomicResearch,1995,Working Paper5057.

__________,“HowDoesForeign InvestmentAffectEconomicgrowth?”,nber Working Paper Series,WorkingPaper,num5057,1995.

De Gregorio José, “The Role of Foreign Direct Investment and NaturalResourcesinEconomicDevelopment”,Banco Central de Chile,Documentodetrabajo,núm.196,2003.

DeMello,Jr.,LuizR.,“ForeignDirectInvestmentinDevelopingCountriesandGrowth:ASelectiveSurvey”,The Journal of Development Studies,vol.40,num.3,1997,pp.1-34.

_________,“ForeignInvestment-ledGrowth:EvidenceFromTimesSeriesandPanelData”,Oxford Economic Papers,num.51,1999,pp.133-151.

Domar, Evsey, “Capital Expansion, Rate of Growth, and Employment”,Econometrica,vol.14,num.2,1946,pp.137-147.

Dussel,P.E.,L.M.Galindo,E.LoríayM.Mortimore,Inversión extranje-ra directa en México: desempeño y potencial,México,Sigloxxieditores,2007.

Hausman,J.A.,“SpecificationTestsinEconometrics”,Econometrica,vol.46,num.6,1978,1251-1271.

Hausman,J.A.andW.E.Taylor,“PanelDataandUnobservableIndividualEffects”,Econometrica,vol,49,num.6,1981,pp.509-533.

Harrod,Roy,“AnEssayinDynamicTheory,”Economic Journal49,1939,pp.14-33.

Herzer,D.,S.KlasenyF.Nowak-Lehmann,“InSearchoffdi-ledGrowthinDevelopingCountries”,InstitutoIbero-AmericanodeEstudiosEconómicos,UniversityofGoettingen,(http://ideas.repec.org/p/got/iaidps/150.html),2006.

Hsiao,Cheng,“WhyPanelData?”,InstituteofEconomicPolicyResearch,UniversityofSouthernCalifornia,WorkingPaper05.33,2005.

63


____, “StateCharacteristics and theLocationalChoiceofForeignDirectInvestment:EvidencefromRegionalfdiinMexico1989-2006”,Growth and Change, vol.39,num3,2008,pp.389-413.

JordaanJacob,“Determinantsoffdi-InducedExternalities:NewEmpiricalEvidenceforMexicanManufacturingIndustries”,World Development, vol.33,num.12,2005,pp.2103-18.

Kokko,A.,“Technology,MarketCharacteristics,andSpillovers”,Journal of Development Economics,vol.43,num.2,1994,pp.279-293.

Love J. H. y F. Lage-Hidalgo, “Analysing the Determinants of us DirectInvestmentinMexico”,Applied Economics,vol.32,num.10,2000,pp.1259-1267.

LucasRobert,“OntheMechanicsofEconomicDevelopment”,Journal of Monetary Policy,vol.22,num.88,1988,pp.3-39.

MáttarJ.,J.C.Moreno-BridyW.Peres,“ForeignInvestmentinMexicoAfterEconomicReform”,Cepal,México,SerieEstudios y Perspectivas,2002,num.10.

NunnenkampP.,J.E.AlatorreyA.Waldkirch,“fdiinMexico:AnEmpiricalAssessmentofEmploymentEffects”,KielInstitutefortheWorldEconomy,Working Papernum.1328,2007.

Pacheco-López, P., “Foreign Direct Investment, Exports and Imports inMexico”,The World Economy,vol.28,num.8,2005,pp.1157-1172.

Ramirez, M.D., “Foreign Direct Investment in Mexico: A CointegrationAnalysis”,The Journal of Development Studies, vol.37,num.1,2000,pp.138-162.

_____,“ForeignDirectInvestmentinMexicoDuringthe1990s:AnEmpiricalAssessment’’,Eastern Economic Journal, vol.28,num.2,2002,pp.409-423.

Romer,P.M.,“IncreasingReturnsandLong-runGrowth”,Journal of Political Economy,vol.94,num.5,1986,pp.1002-1037.

Romer,P.M.,“GrowthBasedonIncreasingReturnsdue toSpecialization”,American Economic Review(PapersandProceedings),vol.77,1987,pp.56-62.

Salvatore,D.andT.Hatcher,“InwardorientedandOutwardOrientedTradeStrategies”, Journal of Development Studies, vol.27,num.3,1991,pp.7-25.

Solow,Robert, “TechnicalChangeandtheAggregateProductionFunction”, Review of Economics and Statistics, vol.39,num.3,1957,pp.312-320.

64


Cuadro 1Evolución de la Inversión Extranjera Directa en el Sector Manufacturero de México, 1994-2008

Periodo Inversión Extranjera TotalInversión Extranjera Directa en el sector

manufacturero como porcentaje del total de la ied

1994 $10,646.9 58.16%1995 $8,374.6 58.06%1996 $7,847.9 61.41%1997 $12,145.6 60.03%1998 $8,373.5 59.83%1999 $13,858.6 66.11%2000 $18,019.6 55.32%2001 $29,817.7 19.82%2002 $23,728.9 37.07%2003 $16,521.6 46.91%2004 $23,681.1 55.77%2005 $21,976.8 50.21%2006 $19,428.0 50.85%2007 $27,528.1 44.28%2008 $22,481.2 29.04%

Fuente: Estimaciones propias con datos elaborados por la Secretaría de Economía. Dirección General de Inversión Extranjera publicados en el Banco de Información Económica de inegi.

Cuadro 2Principales ramas manufactureras receptoras de ied, 1999/01-2009/03Millones de dólares

Rama ied acumulada

ied de eua entre el total de ied

384100 Industria automotriz $ 17,549 61.30%371000 Industria básica del hierro y del acero $ 7,973 8.29%313000 Industria de las bebidas $ 7,586 85.97%383100 Fabricación y/o ensamble de maquinaria, equipo y accesorios eléctricos. Incluso para la generación de energía eléctrica.

$ 6,914 60.60%

352200 Fabricación de otras sustancias y productos químicos. $ 6,651 75.55%390000 Otras industrias manufactureras. $ 6,380 88.41%383200 Fabricación y/o ensamble de equipo electrónico de radio, televisión, comunicaciones y de uso médico. $ 6,025 69.54%

312100 Elaboración de otros productos alimenticios para el consumo humano $ 4,879 25.47%382200 Fabricación, reparación y/o ensamble de maquinaria y equipo para usos generales, con o sin motor eléctrico integrado. Incluye armamento. $ 3,141 77.34%

382300 Fabricación y/o ensamble de máquinas de oficina, cálculo y procesamiento informático. $ 3,052 28.28%

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Fuente: Secretaría de Economía. Dirección General de Inversión Extranjera.Cuadro 3Tasas de crecimiento promedio anual del valor agregado, empleo y producto per cápita de los subsectores manufactureros (1999-2008)

I Prod

uctos

alim

entic

ios, b

ebida

s y t

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II Te

xtiles

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das d

e ves

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III In

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adera

IV Pa

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V Su

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VI Pr

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VII I

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VIII

Produ

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etálic

os,

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uipo

IX O

tras i

ndus

trias

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nufac

turera

s

Valor agregado (1)

2.22% -1.73% -2.95% 0.24% 2.20% 0.98% 7.20% 0.23% 0.97%

Personal ocupado total

-0.34% -5.56% -3.73% -0.75% -1.93% -0.85% -0.53% -3.04% -2.65%

Valor agregado per cápita

2.51% 1.99% 0.08% 1.03% 2.86% 1.14% 5.86% 1.17% 0.80%

Fuente: Elaboración propia con datos de la Encuesta Industrial Mensual de inegi. 1 Deflactado con el Índice Nacional de Precios al Consumidor, base junio de 2002.

Cuadro 4Los cinco subsectores de la industria manufacturera mexicana con mayores caídas en sus tasas de crecimiento anual entre 2008 y 2009

Periodo 2005 2006 2007 2008 2009 Acumulado 2008-20091

Fabricación de equipo de transporte

5.64% 4.38% 0.09% -13.64% -6.77% -20.41%

Fabricación de equipo de computación, comunicación, medición y de otros equipos, componentes y accesorios electrónicos

-0.54% -0.73% 4.87% -7.84% -4.67% -12.52%

Fabricación de muebles y productos relacionados

3.78% 1.50% -2.81% -8.90% -2.65% -11.55%

Confección de productos textiles, excepto prendas de vestir

0.10% 1.43% -4.20% -8.80% -0.99% -9.79%

Fabricación de insumos textiles -1.49% -1.74% -6.85% -7.92% -1.25% -9.17%Fabricación de prendas de vestir -3.92% 0.55% -1.57% -7.22% -1.95% -9.16%

Fuente: Estimaciones propias con datos del inegi. Encuesta Industrial Mensual (eim). 1 Hasta abril de 2009.

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Cuadro 5Prueba del multiplicador Lagrangeano para efectos aleatorios de Breusch y Pagan

Var sd = sqrt(Var) Tce 0.0013 0.0371E 0.001 0.034 Prob > chi2 = 0.2058Prueba Var(u)=0 chi2(1) = 0.86

Prob > chi2 = 0.353 Tcva 0.007 0.0840E 0.006 0.081 Prob > chi2 = 0.2058Prueba Var(u)=0 chi2(1) = 1.60

Prob > chi2 = 0.206La prueba rechaza la H0 de que σ2

u=0.

Cuadro 6Análisis de panel: efectos aleatoriosVariable dependiente: crecimiento del va del manufacturero (1999-2008)90 observaciones

vd tce tvacons -0.035 -0.156z estadístico (-0.671) (-1.363)rp 0.003 0.088z estadístico (2.23)** (0.27)ieva 0.003 -0.006z estadístico (0.90) (-0.852)x 0.007 0.002z estadístico 1.83** (0.22)kha 0.006 -0.007z estadístico 1.79** (-0.65) R-sq 0.735 0.195Wald chi2(4) 11.75 8.87Prob >chi2 0.002 0.064

tva = tasa de crecimiento anual del valor agregado manufacturero, ieva = inversión extranjera directa sobre valor agregado, x = exportaciones manufactureras, rp = remuneraciones promedio anual, ieva = proporción de la inversión extranjera direc-ta anual respecto al valor agregado del sector manufacturero, kha = empleados sobre el total de trabajadores en la industria manufacturera.

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Los asteriscos ** y *** indican significancia estadística al 5% y 1%.Cuadro 7Prueba de correlación del componente de error en el panel de efectos aleatorios de Hausman

Variable dependiente: tcePrueba: Ho: la diferencia en los coeficientes no es sistemática.chi2(4) = 16.15Prob>chi2 = 0.0883

Variable dependiente: tvaPrueba: Ho: la diferencia en los coeficientes no es sistemática.chi2(4) = 16.55 Prob>chi2 = 0.0617

Los resultados rechazan la H0= de igualdad de los coeficientes de efectos fijos, mostrando inconsistencia del modelo de efectos aleatorios al 5% de confianza.

Cuadro 8Análisis de panel dinámico, estimación Arellano-Bond (one step incluyendo variables dictómicas)

Variable dependiente: crecimiento del empleo y del valor agregado manufacturero (1999-2008)72 observaciones

VD tce tva0.1032 -0.162

z estadístico (0.84) (-1.38)Rp (-0.532) 0.1552z estadístico (-3.86)*** (0.35)ied 0.001 -0.009z estadístico (1.04) (-3.09)x 0.052 -0.1994z estadístico (1.85)** (-2.55)***kha 0.283 0.381z estadístico (2.92)*** (1.13)Constante 0.014 -0.012z estadístico (3.60)*** (-1.13)Sargan test de sobre-identificación de restricciones Chi2(35) 89.21 61.26Prob >chi2 0 0Arellano-Bond test de que el promedio de las autocovarianzas en los residuos de orden 1 son 0 (H0: sin autocorrelación):Z estadístico -1.75 -4.47

tce= tasa de crecimiento anual del empleo manufacturero, tva = tasa de crecimiento anual del valor agregado manufacture-ro, tcp =tasa de crecimiento anual de la productividad manufacturera, ieva = inversión extranjera directa sobre valor agrega-do, x = exportaciones manufactureras, rp = remuneraciones promedio anual, ied = inversión extranjera directa anual en el sector manufacturero, kha = empleados sobre el total de trabajadores en la industria manufactureraLos asteriscos ** y *** indican significancia estadística al 5% y 1%.

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Análisis de panel dinámico, estimación Arellano-Bond (one step incluyendo variables dictómicas)

Variable dependiente: crecimiento del empleo y del valor agregado manufacturero (1999-2008)72 observaciones

VD tce tva tce tva 0.1032 -0.162 0.445 -0.203z estadístico -0.84 (-1.38) (2.903)*** (-1.194)

Rp (-0.532) -0.155 -1.185 -0.131

z estadístico (-3.86)*** -0.35 (-2.500)** (-1.924)*

ieva (-0.001) -0.0001

z estadístico -1.531 (-0.929)

ied 0.001 -0.009

z estadístico (1.04) (-3.09)

x -0.052 -0.1994 -0.21 -0.223

z estadístico (1.85)** (-2.55)*** (-2.542)** (-2.894)***

kha 0.283 0.381 0.608 0.709

z estadístico (2.92)*** -1.13 (2.451)** (2.226)***

Constante 0.014 -0.012 0.007 0.126

z estadístico (3.60)*** (-1.13) (2.779)*** (3.11)***

Sargan test de sobre-identificación de restricciones

Chi cuadrada(35) 89.21 61.26 43.688 37.864

Prob >chi2 0 0 0.008 0.003

Prueba de WaldWald chi(35) 7.05598 [0.2165] 6.925 [0.226] 23.688(0.008) 19.523(0.001)

tce= tasa de crecimiento anual del empleo manufacturero, tva = tasa de crecimiento anual del valor agregado manufacture-ro, tcp =tasa de crecimiento anual de la productividad manufacturera, ieva = inversión extranjera directa sobre valor agrega-do, x = exportaciones manufactureras, rp = remuneraciones promedio anual, ied = inversión extranjera directa anual en el sector manufacturero, kha = empleados sobre el total de trabajadores en la industria manufacturera.Los asteriscos *, ** y *** indican significancia estadística al 10 % 5% y 1%.

69


Gráfica 1

Fuente: Secretaría de Economía. Dirección General de Inversión Extranjera.

Evolución de IED en la industria manufacturera de México por subsectores(1999-2009-2)

6000

5000

4000

3000

2000

1000

0

-1000

1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009

Alimentos, bebidas y tabaco

Textiles, prendas de vestir y cuero

Madera y productos de maderaIncluye muebles

Papel y productos de papel, imprentasy editoriales

Químicos, productos derivados del petróleoy del carbón, de hule y de plástico

Minerales no metálicos. Excluye los derivadosdel petróleo y del carbón

Metálicas básicas

Metálicos, maquinaria y equipo

Otras industrias manufactureras

Millo

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revista problemas del desarrollo, 167 (42), octubre ... · directa (ied) en el crecimiento del...

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