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Exportaciones de frutas y hortalizas desde Marruecos a la UE:
Efectos de las preferencias comerciales
Laura Márquez-Ramos
Universitat Jaume I
Dpt. of Economics & IEI
[email protected]
Víctor Martínez-Gómez
Universitat Politècnica de València
Dpt. of Economy and Social Sciences & IEG
[email protected]
2015 / 13
Abstract
This paper analyzes the effect of trade preferences granted to Morocco by the EU
on monthly exports of four fruits and vegetables. We rely on a gravity framework
and we take into account the potential endogeneity of trade preferences. We
consider sectorial and monthly variability of the reduced entry price and the
preferential tariffs. Quantitative limits for these preferences are also accounted
for. Overall, our results show that although the two types of preferences taken
into account are significant in determining positively the trade flows from
Morocco to the EU, the preferential entry price system is a more effective strategy
to increase exports in quantitative terms. Interestingly, our results show that the
effect of the preferences differs by sector, as the reduced entry price is still exportrestrictive for vegetables and not for fruits. Finally, we find that the effect of trade
preferences to foster exports differs by importing country, with a general greater
effect when France is the destination country. Our results could have implications
in negotiations for eventual revisions of the Euro-Mediterranean Agreements.
!
Keywords: fruits and vegetables (F&V); trade preferences; EU countries; gravity
model; Morocco
JEL classification: F14, F15, Q17, Q18
EXPORTACIONES DE FRUTAS Y HORTALIZAS DESDE MARRUECOS A LA UE: EFECTOS
DE LAS PREFERENCIAS COMERCIALES
Laura Márquez Ramos. Universitat Jaume I, Castellón de la Plana. Departamento de
Economía e Instituto de Economía Internacional
Víctor Martínez Gómez. Universitat Politècnica de València. Departamento de
Economía y Ciencias Sociales, Grupo de Economía Internacional y Desarrollo
Resumen
En este trabajo analizamos el efecto que ejercen las preferencias comerciales
garantizadas a Marruecos para determinadas frutas y hortalizas en las exportaciones
mensuales a distintos países de la UE. Aplicamos un modelo de ecuación de gravedad
que controla la endogeneidad potencial de las preferencias. Se introducen asimismo
variables detalladas para representar los distintos tipos de preferencia, tanto en precio
de entrada como en aranceles, considerando también las limitaciones cuantitativas. En
conjunto, los resultados de nuestras estimaciones indican que los dos tipos de
preferencias consideradas incrementan las exportaciones desde Marruecos, si bien el
precio de entrada preferencial es más determinante en términos cuantitativos. No
obstante, identificamos un comportamiento sectorial diferente, pues el precio de
entrada reducido sigue siendo limitante en el caso de las hortalizas, no así en las
frutas. Finalmente, encontramos que el efecto positivo de las preferencias es diferente
en función del país europeo de destino, con un mayor efecto en el caso de Francia.
Estos resultados tienen implicaciones políticas, con vistas a eventuales revisiones del
acuerdo de asociación.
Introducción
El análisis de las políticas comerciales aplicadas por la UE en el sector de frutas y
hortalizas es una tarea minuciosa, debido a la relativa complejidad de las medidas
adoptadas, que además cambian con frecuencia a lo largo del año. En concreto, en
muchos productos se aplica el precio de entrada (PE) junto con contingentes
arancelarios y cuotas. A ello hay que sumar las preferencias comerciales que se
otorgan a determinados países, como PE reducidos y reducciones arancelarias, que
amplían la casuística comercial.
Se ha elegido para este trabajo el caso de Marruecos puesto que ha obtenido
numerosas concesiones para sus exportaciones de frutas y hortalizas, abarcando toda
la casuística preferencial, además de por su importancia como suministrador de frutas
y hortalizas a la UE. En particular, hemos elegido dos hortalizas –tomate y pepino- y
dos frutas –naranja y clementina; en los cuatro productos Marruecos disfruta de PE
reducido, limitado por un contingente anual para clementina y pepino, y mensual para
tomate. En el caso de la naranja, históricamente Marruecos disponía de un
contingente preferencial y en la última revisión del acuerdo se ha eliminado esta
restricción cuantitativa.
Datos y metodología
Se toman de Comext las exportaciones mensuales de Marruecos a 9 países de la UE,
elegidos con el fin de tener la mayor variabilidad posible (Bélgica, Alemania, España,
Francia, Reino Unido, Hungría, Italia, Holanda y Eslovaquia), para el periodo 20052012, y con los productos mencionados definidos a nivel de 6 dígitos. Los países
elegidos son destino de cerca o más del 80% de las exportaciones extra europeas (ver
Cuadro 1), y se ha elegido el análisis mensual para intentar replicar en lo posible la
estacionalidad en el tratamiento en frontera.
Cuadro 1. Presencia de las frutas y hortalizas seleccionadas en mercados europeos.
2005/2012T
Participación de la UE27 en las
exportaciones
marroquíes (%)
Cuota de mercado de
Marruecos en el total de las
importaciones extra-UE 27 (%)
Tomates
91,53
Pepinos
80,73
Naranjas
49,39
Mandarinas
34,64
Fuente: elaboración propia a partir de Comtrade y Comext.
64,74
13,13
11,49
25,87
Peso de los mercados
seleccionados sobre el
total de las
importaciones extraUE (%)
78,79
49,55
86,35
81,79
Con todo lo anterior, para analizar los efectos de estas preferencias, se ha utilizado el
marco metodológico de la ecuación de gravedad, cuya utilización ha sido
relativamente limitada en este ámbito tan específico. De la literatura consultada, el
trabajo de Cardamone (2011) es el que, con más detalle, se aproxima a la complejidad
comercial, pues realiza un análisis mensual y tiene en cuenta la exoneración
arancelaria, y también las reducciones en PE (con una variable ficticia). Emlinger et al
(2008) consideran la estacionalidad en sus estimaciones y utilizan equivalentes
arancelarios para evaluar el efecto restrictivo de los aranceles entre diferentes socios
comerciales de la UE. Martí-Selva y García (2007) utilizan datos anuales y presentan
una variable ficticia por socio de la UE para capturar los efectos de los acuerdos
preferenciales, práctica habitual pero recientemente cuestionada por suponer una
representación simplificada de la integración comercial (Florensa et al, 2015).
En nuestro caso, se han definido específicamente nuevas variables explicativas para
capturar el efecto de las preferencias comerciales. Una variable incluida es la
reducción garantizada de los PE. Otra variable incluida corresponde con la reducción
arancelaria preferencial, aplicable cuando el contingente del precio de entrada
reducido se agota, o cuando no existe precio de entrada reducido. De esta forma,
también se tienen en cuenta las limitaciones cuantitativas ligadas, en su caso, al PE.
Finalmente, se incluye una tercera variable sintética de ambas preferencias. Se espera
un efecto positivo de las tres variables, mostradas en el siguiente cuadro.
Cuadro 2. Variables que representan las preferencias
Casos
Var 1
PE no en vigor
No hay PE
0
preferencial
Var 2
Var 3
% de reducción del
% de reducción del
arancel ad valorem
arancel ad valorem
NMF
NMF (Normalizado)
PE preferencial
en vigor, sin
1-(PE Pref/ PE
PE NMF - PE pref
0
cuota o cuota
NMF)
(Normalizado)
no limitante
PE NMF - PE pref
PE preferencial
% de reducción del
(Normalizado) +
arancel ad valorem
% de reducción del
NMF
arancel ad valorem
1-(PE Pref/ PE
en vigor, cuota
NMF)
limitante
NMF (Normalizado)
Signo esperado
+
+
+
Estas variables se han incluido en un modelo de gravedad, que parte de los modelos
para exportaciones bilaterales propuestos por Baier y Bergstrand (2007), y Baier et al
(2011; 2014). Siguiendo las técnicas econométricas introducidas por estos trabajos y
adaptándolas a nuestro caso con variabilidad a nivel mensual y por producto, tratamos
la posible endogeneidad de preferencias, debido a que pueden existir variables
omitidas relacionadas, como intereses específicos de cada país o relaciones
comerciales tradicionales. Así, se utilizan técnicas de panel y se especifican las
siguientes dos ecuaciones:
!"#$%& = () + (+ ,-.%& + /$0 + 1%0 + 2$% + σ3 + 4$%&
(1)
∆+6 !"#$%& = () + (+ ∆+6 (,-.%& ) + /$0 + 1%0 + σ3 + ∆+6 4$%&
(2)
La ecuación (1) corresponde a la especificación de efectos fijos (FE). En ella, #$%& indica
el valor de las exportaciones del producto k desde Marruecos al país j en el periodo s,
varks corresponde a las tres variables de preferencias definidas anteriormente (cuadro
1), /$0 , 1%0 y σ3 son los efectos fijos de país importador-año, producto-año y
mensuales, respectivamente. Con estos efectos controlamos la influencia de factores
no incluidos, como los problemas detectados con la E. coli en 2011. μjk es la
heterogeneidad inobservable invariante en el tiempo, que puede ser diferente por
productos e importadores. εjks es el término de error. La ecuación (2) añade las
primeras diferencias (FD), a nivel anual (∆12).
Resultados y conclusiones
Los resultados principales de las estimaciones aparecen en el Cuadro 3, e indican que
las preferencias influyen positivamente en las exportaciones marroquíes de frutas y
hortalizas. Atendiendo a los resultados más conservadores, un incremento de una
unidad en la variable sintética incrementaría las exportaciones marroquíes en un 12%,
ceteris paribus. Para hacer comparable la magnitud de los efectos entre variables, se
calculan los coeficientes beta (Wooldridge, 2009). Estos cálculos muestran que los
efectos en la variable 1 son mayores que en la variable 2.
Cuadro 3. Resultados de las estimaciones. Frutas y hortalizas seleccionadas
Modelo
var1
FE1
FE2
3,301***
3,462***
(9,036)
(9,233)
[0,250]
[0,262]
var2
FE3
FD2
FD3
0,613*
(1,873)
[0,049]
var3
0,227***
(4,923)
[0,136]
∆+6 (,-.2)
0,676**
(2,246)
∆+6 (,-.3)
0,120**
(2,218)
Observaciones
1.458
1.458
1.458
1.254
1.072
R2
0,3360264
0,3377683
0,3079569
0,2051651
0,1640389
RMSE
1,283504
1,2823
1,310353
1,129407
1,145855
Notas: ***, ** y * indican niveles de significación al 1, 5% and 10%, respectivamente. Los estadísticos t aparecen entre
paréntesis y los coeficientes beta entre corchetes. FE1, FE2 and FE3 muestran el efecto de var1, var2 y var3, respectivamente,
utilizando la ecuación (1)—FE denota fixed effects (efectos fijos). FD2 y FD3 muestran los efectos de var2 y var3, respectivamente,
mediante la ecuación (2)—FD denota first differences (primeras diferencias).
Para refinar los resultados, se realizaron estimaciones separadas para frutas y para
hortalizas, y también por país de destino (Cuadro 4). Los resultados más relevantes por
productos indican que el PE reducido no incrementa las exportaciones de hortalizas, y
sí las de frutas. Una explicación es que el PE reducido sigue siendo restrictivo en
hortalizas.
Por países, las estimaciones específicas indican que para Francia, Alemania y Hungría
las preferencias otorgadas tienen mayor efecto, siendo éste el menos en el caso de
España y Bélgica. A falta de considerar variables como calidades y precios, es posible
que tras estas diferencias estén las relaciones comerciales tradicionales y los intereses
productivos nacionales.
Nuestros resultados contribuyen al debate político acerca del enfoque marroquí de
negociar preferencias comerciales para obtener ingresos por exportaciones, así como
pueden ser útiles para eventuales renegociaciones de la asociación UE-Marruecos.
Cuadro 4. Análisis de sensibilidad.
var1
var2
var1*Reino Unido
var1*Alemania
var1*España
var1*Italia
var1*Eslovaquia
var1*Hungría
var1*Holanda
var1*Bélgica
Observaciones
R2
RMSE
FE1- Frutas (1)
9,497*** (9,543)
661
0,6291815
1,388773
FE2- Hortalizas (2)
-0,351 (-0,438)
1,655*** (5,039)
797
0,8580066
0,9884984
FE1 con interacciones- Frutas y hortalizas (3)
5,968*** (11,329)
-3,862*** (-5,686)
-0,955 (-1,065)
-5,097*** (-7,818)
-3,521*** (-2,759)
-4,958*** (-5,744)
-3,431 (-1,157)
-1,580** (-2,144)
-5,314*** (-4,269)
1458
0,3786418
1,245372
Notas: ***, ** y * indican niveles de significación al 1, 5% and 10%, respectivamente. Los estadísticos t aparecen entre paréntesis
Referencias
Baier, S. L., Bergstrand, J.H. (2007): Do free trade agreements actually increase
members’ international trade? Journal of International Economics 71, 72-95.
Baier, S. L., Bergstrand, J. H., Feng, M. (2011): Economic Integration Agreements and
the Margins of International Trade, University of Notre Dame, mimeo.
Baier, S. L., Bergstrand, J. H., Feng, M. (2014): Economic integration agreements and
the margins of international trade. Journal of International Economics 93(2), 339–350.
Cardamone, P. (2011): The effect of preferential trade agreements on monthly fruit
exports to the European Union. European Review of Agricultural Economics 38 (4),
553–586.
Emlinger, C., Jacquet, F., Chevassus Loza, E. (2008): Tariffs and other trade costs:
assessing obstacles to Mediterranean countries’ access to EU-15 fruit and vegetable
markets. European Review of Agricultural Economics 35 (4), 409–438.
Florensa, L. M., Márquez-Ramos, L., Recalde, M. L. (2015): The effect of economic
integration and institutional quality of trade agreements on trade margins: evidence
for Latin America. Review of World Economics 151(2), 329-351.
Martí Selva, M.L., García Alvarez-Coque, J.M. (2007): Impacto de los acuerdos de
asociación en el comercio Euromediterráneo de frutas y hortalizas. Economía Agraria y
Recursos Naturales 7(13), 27-48.
Wooldridge, J.M. (2009): Introductory Econometrics: A Modern Approach. Cengage
Learning, 4ª edición.