L

a cadena de aceites y grasas en Colombia se encuentra en un periodo de transición. De importadora de un volumen considerable de aceites y grasas animales y vegetales, comenzó de manera reciente a exportar aceite de palma y palmiste. En 2003, el sector palmero colombiano exportó 30% de la producción de aceite de palma y 56% del de palmiste. Sin embargo, se importó cerca de 40% del abasto total local de aceites y grasas animales y vegetales. La producción nacional de aceite de palma y palmiste recibe dos señales de precios internacionales: una se relaciona con los precios de importación de sus productos y sustitutos, y otra con los precios de exportación. A pesar de que Colombia es el primer productor latinoamericano y quinto del mundo de aceite de palma y palmiste, su participación en la producción mundial es aún muy baja (2.06% en 2002). En consecuencia, su condición de productor marginal en el mercado mundial de aceites y grasas, en particular de aceite de palma y palmiste, determina que deb e establecer sus precios de acuerdo con los del mercado intern ac ional, pues es casi nula su capacidad de fijar o de afectar los precios interna cion ales con mayores o menores volúmenes de oferta. Así, el precio para las ventas de aceite de palma y palmiste en el mercado colombiano está condicio nado por los precios internacionales de estos productos

* Profesor de la maestría en economía de la Escuela de Posgrado de la Universidad Nacional del Altiplano Puno-Perú .

y sus sustitutos, adicionado en los fletes desde los respectivos países de origen y con los aranceles de Colombia, lo cual arroja un precio de paridad de importación para el mercado nacional muchas veces superior al del internacional. Por esa razón, el precio de referencia para el mercado de exportación de aceite de palma y palmiste se forma también con base en el precio internacional de estos productos y de sus sustitutos, con excepción de los gastos de fletes internos y externos, seguros y manejo en puertos. 1 En el caso colombiano, el precio de paridad de importación de los aceites de palma y palmiste o sus sustitutos tiende a rebasar al de exportación, con una brecha significativa entre ambos precios. Como Colombia tiene oferta de estos productos para atender los dos mercados, se requiere de un ordenamiento de los flujos de comercialización que permita cubrir las necesidades del mercado local y manejar de manera óptima la oferta exportable. Un manejo inadecuado de la oferta exportable podría generar un sobreabastecimiento del mercado local , que con probabilidad se traduciría en una disminución de los precios efect ivos de mercado hasta rangos cercanos al de exportación. Lo anterior justifica que los palmicultores: 1) sean fuertes en la comercialización de su producción; 2) di spongan de un instrumento de esta bilizació n de precios que les permita vender su producto en el mercado interno y en el

l . Federación Nacional de Cultivadores de Palma de Aceite , Fondo de esta-

bilización de precios para el palmiste, el aceite de palma y sus fracciones, Fondo de Estabilización de Precios, Secretaría Técnica, Bogotá, 2001 .

232

COMERCIO EXTERIOR, VOL. 56. NÚ M. 3, MARZO DE 2006

de exportación, seg ún los precios de mercado, y 3) protejan su ingreso. 2 Por otro lado, la comercializació n mundial y nacional de aceites y grasas es cambiante y se caracteriza por la alta volatil idad de sus precios, atenuados en Colombi a por el mecanismo del Sistema Andino de Fra nj as de Precios3 y por las operaciones del Fondo de Estabi lización de Precios. 4 En este m a rco, en razón de la necesidad de dotar a la producción interna d e ace ite de palma de condicio nes de estabilidad económica, se determinó que, entre otros instrumentos, se crearía un fondo de estabi lización de precios para que con recursos del sector se minimizaran los efectos sobre los in gresos y se orde nara el mercado interno. El Fondo de Estabilización de Precios para el Palmiste , el Aceite de Palma y sus Fracciones, en operación desde 1998 , lo administra la Federación Naciona l de C ultivadores de Palma de Aceite mediante un contrato con el Ministerio de Agricultura y D esa rrollo Rural. Este fondo es un mecanismo de estabilización de precios cuyo objetivo es: "Procurar un ingreso remunerativo para los productores, regular la producción nacional e incrementar las exportaciones". Esta función lo conv ierte en un instrumento de gran importancia para la comercia li zación de los productos del sector palmicultor. Sin embargo, muchos so n los argumentos en contra de los modelos de estabilización de precios; 5 en las recientes negociaciones de Colombia , las

2./bid. 3. El Sistema And in o de Franjas de Precio se estab leció en noviembre de 1994 median te la decisión 371 de la Comunidad And ina. Hasta entonces Colombia aplicaba su propio sistema de arancelización va riable. El Sistema Andino es un mecanismo de estab il ización de los precios internos mediante la fijación de un precio de referencia piso y un precio de referencia techo entre los cuales se busca mantener el costo de importación de un determinado producto. La estabilización se log ra aumentando el ara nce l ad valo rem cuando el precio internacional cae por debajo del piso y rebajando dicho arancel hasta ce ro cuando el precio aumenta por encima del techo. Es decir. la fran ja de precios equ ivale a convertir el ara ncel en un factor va riable que se aju sta de manera automáti ca pa ra co ntrarrestar las fluctuaciones extremas del precio internacional. 4. El Fondo de Estabi lización de Precios pa ra el Palmiste, el Acei te de Palma y sus Fracciones se creó mediante la Ley 101, de 1993, capítulo VI, y se organizó mediante el decreto 2354 de 1996, modificado por el decreto 130, de 1998. El Fondo es una cuenta especial, sin personalidad jurídica, in co rp orada al Fondo de Fomen to Palm ero, creado por la Ley 138, de 1994. La metodología y la reglamentación operativa se realizaron durante 1997, y en enero de 1998 el Fondo in ició la apl icació n de los mecanismos de estabili zación de precios. 5. Según sus críti cos, la s políticas de estabi li zación de precios mediante bandas son proteccionistas y podrían abolirse o transformarse en aranceles fijos, mientras que sus defensores argumentan que es necesario mantenerlaspara proporcionar a los productores nacionales condiciones de mercado estables. moderando la vo latili dad de los precios internaciona les. L. Morales y W Foster, " Mode los de co rrecc ión de errores en funciones de oferta de trig o a nivel regiona l en Chi le", Ciencia e Investigación Agraria, vol. 29, nú m. 9, Santiago,2002,pp. 101·114.

contrapartes m a nifes taron inquietudes en relación con la operación del fondo en el sector palmicultor. 6 Si bien la literatura relacionada con las políticas de estabilización de precios agrícolas es amplia, pone atención especial en la co nveniencia o inconveniencia teórica de la ap licación de la medida. Son escasos los es tudios sobre el efecto de tal medida en los distintos agentes económicos, y no hay análisis empíricos que evalúen los efectos y las implicaciones de política en el mercado de aceite de palma colombiano. Para analiza r las consecuencias del Fondo de Estabilización de Precios en el mercado de ace ite de palma, el presente artículo parte de la hipótesis de que és te ha generado efectos positivos en el bienestar, señales más claras para la producción interna, y coadyuvado en su regulación y en la expansión hacia el mercado externo . El objetivo del presente artículo es eva lua r los efectos y las implicaciones de política del Fondo de Estabilización de Precios en el mercado de aceite de palma colombi ano . Las preguntas específicas que este estudio responderá son: cuál es el efecto del Fondo de Estabilización de Precio s sobre la producción, la demanda y las exportaciones de aceite de palma, y cuáles serían los efectos en el bienestar frente a una eventual elimin ación de esta política. Por medio del cálcu lo de un modelo eco no métrico estructural para el mercado de aceite de palma se pretenden determinar los efectos en la producción, la demanda y el comercio del Fondo de Estabilización de Precios con la presentación de un modelo de ecuaciones simultáneas para caracterizar las relaciones entre precio propio, precios relacionados, población, ingreso per cápita, progreso tecnológico, tipo de cambio real, precio internacional del aceite de palma, rendimiento y una variable dummy (fict icia) para capturar los efectos del Fondo utilizando datos trimestrales desde 1994 h asta 2003. En segundo lugar se calcula un modelo econométrico no estructura l de series de tiempo para el mercado de aceite de palma en Colombia. Este enfoque metodológico ha permitido determinar las co ndiciones de es tacionariedad, las interrelaciones dinámicas y el periodo de aj uste de las variables que intervienen en el modelo, con datos trimestrales desde 1994 hasta 2003. 6. Además de las objeciones que prese ntó Venezue la en el Comité Ad- Hoc de Oleag inosas, conviene destacar que en septiemb re , durante la reunión del Comité Consultivo Agropecuario entre los gobiernos de Colombia y Estados Unidos, los representantes estadounidenses hicieron preg untas sobre los fondos de estabili zación, el cumplimi en to de los co mpro misos de Colomb ia en la Organización Mundial del Comercio y plantearo n que dichos fond os opera n como subve nciones a la exportación objetables en el plano multilateral. Ante las respuestas del gobierno colo mbiano, sol icitaron que el tema se continuara tratando en las reuniones sig uientes. Entrevista con Henry Samacá, del Instituto Interamericano de Cooperación para la Agricultura, el5 de marzo de 2003 .

233

METODOLOG ÍA DE ANÁ LI SIS

P

ara eva lu ar de forma empíri ca las co nsec uencias del Fondo de Estab ili zac ión se utili zó el análisis de equilibrio parcial; la caracte rística básica de es ta ap roxim ac ión es qu e los prec ios y las ca mid ades de los mercado s individu ales se determinan por la ofena y la demand a, co nsiderando ceteris parib usl as co ndi cion es de otros merca dos . La ap li cac ión de es ta meto dología es adecuada, en es pecial cua ndo los ca mbios en los prec ios del mercado no causan flu ctuaciones significa tiva s en otros mercados. Cuando lo s efec tos en el precio de un mercado modifi can el equi libri o en otros, conv iene más usa r el análisis de equilibrio ge neral; sin em bargo, utili za r estos modelos en la eva lu ación de los efecto s de los instrumentos de política agrícola impli ca co nsiderar var ios mod elos macro económicos, los cuales a menudo se co nectan con otros probl emas originados por insufi ciencia de daros .7 Para eva luar las políticas de es tabili zación de precios agríco las no es razo nable concentrarse en la aplicación de una metodología exha ustiva, sobre todo si el efecto en el mercado en estudio no es muy extenso; en es te escenario, la api icación del análisis de equilibrio parcial es una metodología adecuada de eva lu ación del efecto del Fondo de Estabilización de Precios en el sec tor palmicultor colomb iano. Para el análisis empírico de mercados agrícolas en un marco de equilibrio parcial, la literatura economé trica ofrece diferentes técnicas, desde los modelos estruc turales hasta los no estructura les . Dentro de es tos t'dtimos se encuentran los de ecuaciones simultáneas, y los no es tructurales adoptan sistemas de vectores autorregresivos. Los modelos un iec uacionales tienen problemas de endogeneidad, simultaneidad y colin ea lid ad, y el uso de mínimos cuadrados ordinarios para el cálculo de estos mod elos muchas veces puede arrojar resultados incoherentes y distorsionados. 8 En contraste, un modelo de ecuacion es simultáneas tiene ventajas al mitigar preocupaciones asociadas con la endogeneidad, la co lin ea lidad y la simultaneidad .9 Estos modelos pueden usa rse para eva lu ar el efec to de las políticas de estabilización de prec ios en lo s rangos de producción y en los volúmenes de ex ponaciones y obtener elasticidades co n el objetivo de cuamificar lo s camb ios en el bienestar. No obs-

7. L. Grega, "Price Stabi lization as a Factor of Agricu ltura! Competitiveness", Agricultura! Economic, vol. 48, núm . 7, 2002, pp. 28 1-284. 8. J. M. Wooldridge, lntroductory Econometrics: A ModernApproach, SouthWestern College Publishing, Ohio, 2000,816 páginas. 9. Williams H. Greene, EconometricsAnalysis, Prentice Hall, Nueva York , 2000, 1004 páginas.

tante, el mod elo de ec uaciones simultáneas tambi én tiene sus limitac iones debido a la ausencia de u na verdadera es tructura y la falta de imeracc ión din ámi ca de las variables. 10 Por otro lado, los modelos de vectores aurorregresivos se ca racteri za n por no impon er la es tructura teó ri ca a pr iori, aunque tambi én pueden se r se nsibies a la especifi cación. Estos modelos se di stinguen porque pueden discernir las relaciones din ám icas de las var iab les qu e interactúan en ell os. Modelo econométrico estructural

La denunda de ace ite de palma (DA P) es un a fun ción del precio del aceite de palma (PAP), el precio de aceite de soya (PAS), el ingreso per cápita (PIBP) y la población (N); de igual forma , la o fe na 11 de aceite de palma (OAP) es un a función del precio de aceite de palma (PAP), el prec io del aceite de palma internacio nal (PAI ) y el rendimiento en ton eladas por hectárea (R). Las exponaciones de aceite de palma (EXAP) está n en función del precio del ace ite de palma (PAP) , el tipo de camb io real (TCR) y la tendencia (T), que captura el progreso tecnológico en las técnicas productivas, la utili zación de nuevas vari edades, el mayor uso de maquinaria y fenilizanres, etcéLera, y una va ri able dummy (FEP) que captura el periodo a partir del cual entra en funcionami ento el Fondo de Estabilizac ión de Precios para el aceite de palma. Para excluir el efecto es tacional en el modelo se incluyen vari ables dummJ' estacionales (SEAl, SEA2 Y SEA3). La especifi cac ión del modelo es: DAP ( =ao +a 1PAP ( +a_) PIBP + a 4N +SEAl = SEA2 + u1

[1]

OAP, =~o+ ~ 1 PAP, + ~lA I , + ~ 3 R, + SEAl + SEA2 + SEA3 + u 2 ,

[2]

EXA P =y o =y 1PAP =y 2TCR +yJT + Y/EP + SEAl + SEA2 + SEA3 + u 3,

[3]

DAP = OAP + !MP -EXAP - CI

[4]

1

1

1

1

1

1

1

1

t

t

1

1

donde a;, ~ ; y y;so n coefic ientes por calcular, tdenota el lapso de ti empo de las observaciones, u 1, , u 2, y u3 , son los res i1O. James Hamilton D , Time Series Analysis, Princeton University Press, Nueva Jersey, 1994, 799 páginas. 11. La especificación de la función de oferta de aceite de palma deja fuera el aná li sis de precios de insumas variables; esta simplificación supone que no habrá cambios en los mismos debido a que los precios de estos insumas se ajustan por lo general en mercados monopólicos donde los preciosson más o menos altos y no camb ian en función de la oferta y demanda como en los mercados agrícolas (caracterizados por operar en mercados de competencia perfecta ).

J 234

EL MERCADO DEL ACEITE DE PALMA EN COLOMBIA

duos de las ec uac ion es 1, 2 y 3 i.i.d.; el sistema tien e cuatro ecuacion es en cuatro variab les endóge nas (DAP, OAP, EXAP y PAP) co n un a idemidad de cierre del sistema (do nde OAP, es la producción nacional de ace ite de palm a, IMP, son las importacio nes, EXAP,las exportaciones y CI, es el cam bi o de in ve ntarios) . También se incluye n va riables dummy (FE P y SEA) para ca lcular los efectos del fondo de es tabilizac ión de precios y va riabl es que capturan los efectos estaciona les en forma trim estra l (SEA). Al calcular los parámetros del modelo mediante el método de mínimos cuadrados ordinarios se obten drían resultados sesgados e inconsistentes porque di cho método no toma en cuenta la interdependencia entre las variab les endógenas. Para aliviar el denominado sesgo de las ec uacion es simultáneas se calcul ará el modelo medi ante mínimo s cuadrados en tres eta pas (3SLS) . Modelo econométrico no estructural

Para caracterizar las interrelacion es dinámicas de las variab les que interactú an en el modelo de ecuacion es simultáneas , se calcula un modelo de vectores autorreabresivos: )' ( =! 1 )' 1-1 + .. . + ! y + # x + E, dond e y es un vecto r k de variabl es endóge nas en el periodo t, x, es un vector de variab les exóge nas , ! (= !1, ••• , ! ) y# son matri ces de coeficiemes calculados, p es la longir tud del rezago de las va riabl es endóge nas, y E, es un vector de innovacion es correlac ionadas de manera conremporánea. 12 La posible espec ifi cación del modelo no es tructural es : p

1- p

(

1

1

1

1

1

lPAP,_ lPAP,_r = A 0 + A 1 OAP ,_ 1 + ... +A " OAP ,_"

PAP, OAP ,

l EXAP ,

EXAP,_1

1

EXAP,_"

PAS PIPB

N

tB

FEP

R

1

TCR

n

LDC , = a 1X ,_ 1 + L,~iLDC,_i + v,

[6)

i=l

donde X es la variable original, ilX =X -Xr-1 es la primera diferenci a de la var iable ,) es el núm ero de rezagos , v, es el error y t rep rese nta tiempo; por último, a 1 y~ son los parámetros por calcular. El es tadístico para la prueba Dickey y Fuller aumentado es el parámetro a ,. La hipótesis nula de esta prueba consiste en que la variable X es no estacionaria o co ntiene una raíz unitaria, lo cual implica que a , en la ecuación 6 es igua l a ce ro. 13 Para determinar el orde n de integración de las series se seguirá el modelo planteado por Dolado. 14 Segundo, para determin ar la longitud óptima de rezago del sistema de va lores autorregresivo se desa rroll ará el procedimiento propuesto por George Judge et a/. 15 Las fórmulas utili zadas para calcular los criterios de información de Akaike (AI C), Schwarz (SC) y Hannan-Quinn (HQ) son las s1gu1entes: 1

1

2

1

PA1

El modelo rep resenta un a var ia nte de la forma reducida del mod elo de ec uaciones simultáneas, al ten er aliado derecho toda s las var iables exóge nas y dep endi entes rezagas p periodos. Para es ta especificación se utili zó la co ndici ón de equilibri o del mercado del ace ite de palma, de modo que la ecuac ión de demanda es una fun ción inversa. El procedimiento de cálcu lo del sistema de vectores autorregresivo se res ume como sigue: Primero, para esta bl ece r la co ndición de es tacio na riedad de l sistema se lleva a cabo la determinación del orden de integ rac ión de las variables co nsideradas . Una var iable se defin e co mo no estacionaria cuando no muestra una tendencia a regresa r a su media, y además su varianza tiende a crecer en el tiempo. Para determinar si las variables so n no estacionarias se utili za rá la prueba de Dickey y Fuller aumentada, qu e co nsiste en determin ar el efecto de los va lores pasados de la variable (rezagos) so bre su valor ac tual. El estadístico Dickey y Fu llera u mentado se obtiene de la regresión autorregresiva con interce pto y tendencia es tocástica que se prese nta a co ntinuación:

+C

SEA l SEA2

+E

[5)

- ) 2M n A!C (n)=Ln det (~" +~

SEA3

T

12 . James Hamilton D, op. cit.

13. Wa lter Enders, Applied Econometric Time Series, Wiley Series in Probalility a Statistics, John Wi ley & Sons, Nueva Jersey, 460 páginas, y William H. Greene, op. cit. 14. Antonio Pu lido S. y Julián Pérez G., Modelos econométricos, Editorial Pi rámide, Madri d, 813 páginas. 15 . George Judge et al., lntroduction to the Theory and Practice of Econometrics, John Wiley & Sons, Nueva Jersey, 1988, 1024 páginas.

COMERCIO EXTERIOR, MARZO DE 2006

235

~ ) M nLnT SC ( n ) = Ln det ¿" + T

(

HQ(n)=Ln

2

det(in )+ 2 Ln~nT M

2

n

donde: n = indica el orden del sistema de vectores autorreg resivos. M= número de var iables en el sistem a. T =número de o bservaciones (se manriene fijo). i" =matriz de residuales, la que se obtiene de la m atri z de varianzas y covarianzas de los errores , de la siguiente forma: ~

I:

11

=

T-Mn-1 ,

T

I: \'

donde ±v es la matriz de varianzas y covari a nzas de los errores, se obtiene al calc ul ar el sistema de vectores autorregresivo. Estos criterios se interpretan en igual sentido, seleccionándose el modelo que ofrezca un va lor mínimo de estos estadísticos. Tercero, la verificac ión de ruido blanco multivariado se lleva a cabo medianre la prueba de Portmanteau, en tanto que la verificación de norma lid ad mulri variad a se realiza por medio de un a prueba que se apoya en criterios de ap untamiento y asimetría . 16

BASE DE DATOS Y FUENTES DE INFORMACIÓN

L

os d atos corresponden a series de tiempo trimestrales de 1994 a 2003 (en el anexo 1 se presenta la descripción de estos datos). Las va riables monetarias en pesos colombianos corr ienres se deflactaron mediante el índice de precios al consumidor con base de diciembre de 2003; por su parte , los precios en dólares se convirt ieron a pesos colombianos corrienres utilizando la tasa de cambio; con posterioridad, estas magnitudes se co nvirtieron a precios co nsta ntes de diciembre de 2003 mediante el índice de precios al consumidor. Para la proyección de la población en forma trimestral se partió de la se ri e a nu a l que elaboró el Departamento Naciona l de Estadísti ca; la proyección exponencia l se reali zó con la fórmula P =(llr) * e'T, donde r = Ln(Pr/ P), P es ' 1 ' la pob lación que se proyectó en forma trimestral, r la rasa de crecimiento poblacional, P; la población inicial y Pr la pob lac ión final; T varía de uno cuatro . Para determinar el 16. Hemut Lutkepohl, lntroduction to M u/tiple Time Series Analysis, SpringerVe rlag, 545 páginas.

236

EL MERCADO DEL ACEITE DE PALMA EN COLOMBIA

rendimienro se su avizó el dato de las hec táreas se mbrada s de pa lma de aceite a partir de los datos a nu a les proporcionados por la Federac ión Nac ion a l de C ulti vadores de Palma de Aceite . La metodo logía qu e se utilizó fue la que desarro llaron Feibes Boor y Lisman. 17

RESULTADOS

Modelo estructural

D

e la aplicación de la metodología econométrica se obtuvieron los modelos calcul ados para el mercado del aceite de palma en Colomb ia, que se verificaron y va lida ro n hasta acepta rlos como satisfactorios. Los parámetros de las ec uaciones de dema nd a, oferta y exportacio nes se calcularon mediante el método de mínimos cuad rad os en tres etapas (3SLS). Dichos resultados se presenran en el cuadro 1 y muestran que los signos de los coe ficientes calculados son los correctos y sus magnitudes, razonables . Hay un buen aj uste en términos del estadíst ico R 2 , y el probl ema de hererocedasricidad y autocorre lación se rial de los residuos se supera por el método de cálcu lo; sin embargo, el estadístico Durbin y Watson que se reflejó en cada ecuación se co nrrasró con las tablas específicas , y en todos los casos hubo ausencia de autocorrelación. Se calcul aro n tres modelos con igual forma funcional. En el modelo 1 no se incl uye el precio del aceite de soya; en el 2 se incluye el precio del aceite de soya y se excluye el ingreso per cápita, y en el3 se incluyen todas las va riables. Por último se decide trabajar con el modelo 1; los modelo 2 y 3 no se tienen en cuenta en el aná li sis porque no generan resu ltados sign ificativos. Ecuación de demanda

La elasticidad precio de la demanda calcu lada resultó negativa e igual a -0.2042 , ello según lo esperado y resulta significativamenre diferente de cero co n un nivel de 5 por ciento . E l coeficiente del precio del aceite de soya en la ecuación de demanda según el cuadro 1 tiene signo negativo en los modelos 2 y 3, lo cua l indica que los aceites de soya y de palma son bienes complementarios; en es te trabajo no se abunda sobre el particular porque es te resultado no es significativo en términos es tadísticos. La elasticid ad co n respecto a la pobl ación es 1.9257 sign ificat ivamenre diferenre de cero a un rango de 5%, esto impli ca que la demanda de ace ite 17. Antonio Pulido S. y Jul ián Pérez G., op. cit.

C

U

A

D

R

1

O

COLOMBI A : RESULTADOS DEL MODELO DE ECUAC IONES SIMULTÁNEAS PARA EL MERCADO DE ACE ITE DE PALM A

Ecuación

Variables

Método de estimación econom étrica 3SLS

Modelo 7 Demanda del aceite de palma (DAP)

Intercepto Precio del aceite de palma

Modelo2

Modelo 3

- 9241.853 (-0 301759) -0 006988 (-0470030) -0.0043305 (-04 12202) 0.002692 (3 3350 16)'

13376,77 (4160098)' 9605,98 1 (2 812361)' 11 137, 19 (3485429)' 0472005 2.005516

-1575 13.7 H 062530) 0.001993 (O 137038) -0.0 14658 (- 1350194) 0.003904 (4.0 17113)' 0.074582 (2 136278) 14831.38 (4. 771435)' 11966.16 (3.5 08075 )' 11858.69 (3.9 14179)' 0.527053 2.232637

-65960.35 (- 4.224890)' 0.062357 (8 888036)' -004225 1 (-8.116550)' 44702.50 (12.87780)' -9459.4 11 (-2 8 18596)' -8690.982 (-2349827)' -6836.909 (-2 187321 )' 0.905835 1.233222

-6 1373,17 (-3 842364)' 0.062462 (8 855336)' -0.043200 (-8 147224)• 43568,94 ( 12.20317)' -88 18 .554 (-2 60 11 33)• -7887,094 (-2. 105401)' -6318,222 (-2 006315)' 0.906905 1.186545

-61001.07 (-3 8 130 17)' 0.062337 (8.8 34849)' -0.043 137 (-8 126542)' 43475.02 (12, 153 15)' -8750.052 (-2 578990)' -7817, 525 (-2 084933)' -6271436 (-1 990392)' 0.906971 1.178950

-3389484 (-0 350815) -0 015872 H 9 10454)' 236.7634 ( 1 905343)' 592.8094 (3.269974)' 5794.843 ( 1 825402)'

-4 169.784 (-042938 1) -0.016397 (-3 00 1518)' 250.7585 (2 002896)• 615.6860 (3389056)' 4852.386 ( 1.539105)

-3 914.909 (-0404269) -0.0 16066 (-2.942735 )' 245.2475 ( 1. 9669 13)' 585.0347 (3 220372)' 5800.138 (1 823208)'

13 111.61 (6 582809)' 0.8 58052 2.13200 1

13 122.94 (6. 5884 78)' 0.857103 2. 124067

13115.43 (6. 584713 )' 0 .8 57879 2 .1 32112

- 1.55019,5 H 033592)' -0 016149 H 400568)'

Precio del aceite de soya Población Ingreso per cáp ita SEA 1 SEA2 SEA3 R' Durbin Watson Oferta del aceite de palma (OAP)

Intercepto Precio del aceite de palma Precio del acei te de pa lma Internacional Rend imiento SEA 1 SEA2 SEA3 R' DW

Exportacio nes del acei te de palma (EXAP)

Intercepto Precio del aceite de palma Tipo de cambio real Tendencia Fondo de Estabilizaci ón de Precios, primer trimestre de 1998 al cuarto trim estre de 2003 SEA2

R' Durbin Wanson

0.004511 (4 725482)' 0.057595 ( 1. 799902)' 14925 .85 (4 62 1876)' 11 21 1.9 1 (3.2 17871 )' 11761 .68 (3 734788)' 0.481553 2.071831

Nota: los números entre paréntesis son los valores t. a. Significancia a un rango de 50 por ciento. b. Significancia a un rango de 10 por ciento . Fuente : elaboración propia con base en resultados de regresión realizado en el software Eviews.

de pa lm a en Colombia está en gran m edida condicion ada al crec imiento poblacional; por cad a incremento en un punto porcentua l de la població n, la demanda aumenta de m a nera m ás que proporcional. La elasticidad in greso de la demanda de aceite de palma (0.7970) es positiva y significa tivame nte diferente de cero en un rango de 10 % , por lo cual se confirma que el aceite d e pa lm a es un bien normal y de primera necesidad. Ecuación de oferta

La oferta de aceite de palma no es elás tica respecto a su propio precio. En efecto, la elasticidad precio de la oferta es 0.6 5 13, lo cual resultó se r significativo en lo es tadístico a un ran go de 5% y relevante en lo económico. Por su parte, la elasticidad de la oferta de aceite de palma frente a variaciones en el precio internacional no es elástica (-0.4229) y es signifi cativa a un rango de 5%. Esto indica que la oferta responde en forma inversa a la variabilidad de los precios internacionales, y confirma que a partir de 1998 la producción creció de m anera sostenida, frente a una caíd a pro longada de los precios internacionales. La producción de aceite de pa lm a es elástica (1.3937) con res p ec to al rendimi ento d e aceite de palma y significat iva a un ran go d e 5%, y ev ide ncia de esta manera la se n sibilid ad de l rendimi ento prod uct ivo frente a la producción pa lmera.

COMERCIO EXTERIOR, MARZO DE 2006

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2

ADRO

COLOMB IA : ELASTICIDADES PARA EL MERCADO DE ACE ITE DE PALMA

Variab les Demanda del aceite de palma (DAP) Oferta de aceite de palma (OAP)

Elasticidades Precio del aceite de palma Población Ingreso per cápita Precio del aceite de palma Precio del aceite de palma internacional Rendimiento

Exportaciones de aceite de palma (EXAP)

Precio del ace ite de palma Tipo de cambio real Tenden cia

- 0.2042 1.9257 O. 7970 0.6513 -0.4229 1.3937 -0.8820 1.1707 0.5570

Nota: los datos medios del anexo 1 y los coeficientes estimados en el cuadro 1 (modelo 1) se usan pa ra derivar las elasticidades. Fuente: elabo ración propia.

Ecuación de exportaciones

La elasticidad precio de las exportaciones no es elástica (- 0.8820) y significativa con un rango de 5%. Una posible explicación de la elasticidad se debe a que hay una brecha entre los precios que se pagan al palmicultor por sus ventas en el mercado interno y los de exportación; en Colombia, el precio interno tiende a rebasar al de exportación; en consecuencia, un aumento en el precio del aceite de palma en el mercado interno desincentiva las exportaciones, ya que el palmicultor colombiano preferirá vender su producción en el mercado de mejor precio; por tanto, un aumento de 10% en el precio interno del aceite de palma genera una disminución de 8.8% en las exportaciones de este producto. Por otro lado, las exportaciones frente a variaciones en el tipo de cambio real muestran elasticidad (1 .1707) y son diferentes de cero con un rango de 10%; este resultado supone que una depreciación aumenta las exportaciones y confirma que una política cambiaria de este tipo favorece al sector exportador. Las exportaciones de aceite de pa lma no son elásticas respecto a la tendencia (0.5570), lo cual resu ltó ser significativo en términos estadísticos en un nivel de 5%; es te res ultado confirma que a mayor progreso tecnológico y utilización d e nuevas variedades, mayor uso de maquinarias, etcétera; todo esto incentiva las exportaciones de aceite de palma.

Precios, resultó se r signifi cativo en lo estadístico a un rango de 10% . E n efec to , ese fondo d e es tabili zac ión ge neró un in crem ento en las exportaciones trim es tral es de aceite d e palma de 5 7 92 toneladas (23 17 1 ton anua les), el cual representa un in cremento d e 26 .55% en relac ió n con el rango prom edio de las ex portaciones trimestrales (21 8 14 ron) ; este res ultad o refl eja en parte el logro d e los obj etivos para los que se creó este Fondo , pues se incrementa ro n las ex portaciones y se manejó de man era óptima la oferta exportable. En la gráfi ca 1 se obse rva que la oferta expo rtab le crec ió d e manera casi sostenida a partir del primer trimestre de 1998 , aunque los precios internacion ales mu estra n una caída co nsiderable y pro longada durante el periodo d e at1-

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o

Coeficiente

Estadístico t

Exportaciones de l aceite de p al ma

Coeficiente

Estadístico t

0.095677

0.70714

0.000858

0.29676

-0.007857

-0.89125

- 1.607170

-0 .9647 1

0.055537

1.55973

0.475435

4 .3800 1

1.540888

0.64795

-0. 063632

-1.25 192

-0.190589

-1 .23003

0.244179 - 1.406736

0.39405 -0.55369

0.006 173 -0. 159824

0.46609 -2.94326

0.04802 1 -0071539

1.18938 -0.43216

0.491100

4 .71260

0.000635

0.28490

0.001730

0.25478

9 562.005 -28 997.61

3.04287 0.566290

22.85827 31 093.69

0.34034 28.4104

-560.8 19 1 -146.2853

-2.73909 -0.04385

1013.701

0.29823

1133 .037

15.5959

307.9985

1.39070

3960.512 4 890.172 2 833.690 23071.74

0.07436 0.07511 0.0488 1 0.43841

-2 442.789 2 049.808 335.6448 586.9564

-2. 14 585 1.47305 0.27049 0.52184

8 520 .548 8104.080 11 525.61 24 1.6907

2.45526 1.91040 3.04685 0.07049

0.97201

5 663.284

0.52231

-3093 1.52

Fondo de Estabilización de Precios (FEP) SEA 1 SEA2 SEA3

E E

Estadístico t

Oferta de l ace ite pa lm a

Intercepto

493102 .2

R'

0.995549

0.745210

-0.93580 0.924070

Fuente: elaboración propia con base en regresiones realizado en el software Eviews.

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7

DESCRIPC IÓN DE LAS VAR IABLES PARA EL ANÁLISIS DEL BIENESTAR

Con el Fondo de Estab ilización de Precios PAP: precio del aceite de palma promedio entre el primer trimestre de 1994 y el cua rto trimestre de 2003 PREF: precio de referencia promedio para la s operaciones de ces iones y compe nsaciones de es tabiliz ac ión en tre el primer trimestre de 1998 y el cuarto trimestre de 2003

Sin el Fo ndo de Estabi l ización de Precios PLAB: precio internacionaiLAB Malasia de aceite de palma promedio entre el primer trimestre de 1994 y el cuarto trimestre de 2003 PAP: precio del acei te de palma promedio en tre el primer trimestre de 1994 y el cua rt o trimestre de 2003

Sin Fondo de Estabilización de Precios implica eliminar el fondo para el aceite de palma, arancel cero y sin mecanismos de estabilización ni de protección contra distorsiones de precios internacionales; en cuyo caso el precio (proxy) por considerar es el precio internacional LAB del mercado internacional.

Precios se orientan a equ ilibrar los precios21 pagados al palmicultor por sus ventas en los mercados interno y de exportación, de modo que se enc uentra un precio de refere ncia de ambos mercados; la evolu ción del precio de referencia se ilustra en la grá fi ca 2. Teniendo en cuenta las fun ciones de demanda y oferta calc ul ad as en el cuadro 1 y el promedio del precio de referencia ilust rado en la gráfica 2, pueden demostrarse las pérdidas netas en bienestar de co nsumidores y productores de aceite de palm a en Colombi a frente a una event ual eliminación del Fo ndo de Estabilización de Precios. El mercado de ace ite de pa lma en Co lombia se caracteriza por comercializa rse en el mercado interno y de exportación, la demanda intern a tiene pendi ente negativa y a partir de cierto ran go la del mercado mundial es elástica porque

2 1. El eq uilibrio se logra con la tran sfe rencia de recursos provenientes de las aportaciones de los productores, vendedores y exportadores, por las ven tas en el mercado de precio más favorable (cesiones de estabilización), para compensar las ventas en el merca do de precio menos favo rable (compensaciones de estabilización).

COMERCIO EXTERIOR, MARZO DE 2006

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sup o nen costos margin a les con stantes. La representación gráfica del mercado de ace ite de pa lm a co lomb iano se ilu sCOLOMBIA : EVOLUCIÓN DEL PRECIO DE REFERENCIA PARA tra en la gráfica 3. LA S OPERA CIONES DE ESTABILI ZACIÓN , 1998 -2004 (DÓLARES E l precio promedio de aceite de palma del prim er trim esPOR TONELADA ) tre de 1994 a l cuarto rrimestre de 2003 fue de 1 212 309 pesos colomb ianos; el precio pro medio de refere ncia para las operacio nes de es tab ili zac ión del Fo nd o de Es tab ilización 700 de Precios del primer trimestre de 1998 al cuarto trimestre de lndJCadores de prec1os del mercado local 600 1=,....."""::::~""