1

Vista previa del material en texto

Presentación 
Ángel Licona Michel 
taciones manufactureras mexicanas 
-34
talecer su marca aís 
vicios logísticos del comercio exterior 
en la Cuena del Pacífico 
65-92 Vivien Sierens 
rolo 93-123
15
Te
rc
er
a 
ép
oc
a 
• 
Vo
lu
m
en
 8
 •
 N
úm
er
o 
15
 •
 E
ne
ro
 / 
Ju
ni
o 
20
14
 •
 C
ol
im
a,
 M
éx
ic
o
ISSN 1870-6800 
Re
vi
st
a 
m
ex
ic
an
a 
de
 e
st
ud
io
s 
so
br
e 
la
 C
ue
nc
a 
de
l P
ac
ífi
co
Revista mexicana de estudios sobre la Cuenca del Pacífico
Tercera época • Volumen 8 • Número 15 • Enero/Junio 2014 • Colima, México
PORTES, revista mexicana de estudios sobre la Cuenca del Pacífico, Tercera época, Volumen 7, Número 14, Julio/Diciembre 2013, es una 
publicación semestral de difusión e investigación científica del Centro Universita io de Estudios e Investigaciones sobre la Cuenca del Pacífico 
y del Centro de Estudios de APEC (CUEICP-CEAPEC) de la Universidad de Colima. Av. Gonzalo de Sandoval 444 Col. Oriental, C.P. 28046, 
Colima, Col., México. Teléfono (+ 52) (312) 31 6 11 31, ext. 47801. www.portesasiapacifico.com.mx, portes@ucol.mx. Editora responsable: Glo ia 
González. Edición: José Luis Ramírez Moreno y Carmen Millán. Reservas de Derechos al Uso Exclusivo No. 04-2010-030116423900-102, ISSN 
1870-6800. Impresa por la Dirección General de Publicaciones de la Universidad de Colima, Av. Universidad 333, Col. Las Víboras, C.P. 28040. 
Colima, Col., México. Teléfono (+52) 312 31 6 10 00, ext. 35004. Este número se terminó de imp imir en febrero de 2014 con un tiraje de 500 
ejemplares. Su precio de susc ipción anual es de $100 (cien pesos 00/100 MN) o de $60 (sesenta pesos 00/100 MN) $10 dls. (USA) el ejemplar, 
más gastos de envío (en su caso).
Las ideas expresadas en los artículos e investigaciones son responsabilidad de los autores y no reflejan el punto de vista del CUEICP-CEAPEC o 
de la Universidad de Colima.
El CUEICP y el CEAPEC auto izan la reproducción parcial o total de los materiales presentados aquí, siempre y cuando se dé crédito al autor y a 
la revista sin fines de lucro.
Universidad de Colima
Mtro. José Eduardo Hernández Nava
Rector
Mtro. Christian Torres Ortiz Zermeño
Secretario General
Dr. Alfredo Aranda Fernández
Coordinador General de Investigación Científica
Dr. José Ernesto Rangel Delgado
Director del CUEICP-CEAPEC
Licda. Ma. Guadalupe Carrillo Cárdenas
Coordinadora General de Comunicación Social
Mtra. Gloria Guillermina Araiza Torres
Directora General de Publicaciones
Dr. Ángel Licona Michel
Director de la revista
Lic. Ihovan Pineda Lara
Coordinador Editorial de la revista
Comité editorial internacional
Dr. Hadi Soesastro
Center for Strategic and International Studies, Indonesia
Dr. Pablo Bustelo Gómez
Universidad Complutense de Madrid, España
Dr. Kim Won ho
Universidad Hankuk, Corea del Sur
Dr. Mitsuhiro Kagami
Instituto de Economías en Desarrollo, Japón
Índices a los que pertenece: Sistema regional de información
en línea para revistas científicas de América Latina, El Caribe,
España y Portugal (LATINDEX)
Citas Latinoamericanas en Ciencias Sociales y Humanidades
(CLASE)
EBSCO/México 
Comité editorial nacional
Dra. Mayrén Polanco Gaytán / Universidad de Colima, 
Facultad de Economía
Mtro. Alfredo Romero Castilla / UNAM, Facultad de Ciencias 
Políticas y Sociales
Dr. Juan González García / Universidad de Colima, CUEICP
Dr. José Ernesto Rangel Delgado / Universidad de Colima
Dr. Pablo Wong González / Centro de Investigación 
en Alimentación y Desarrollo, CIAD Sonora
Dr. Clemente Ruiz Durán / UNAM-Facultad de Economía
Dr. León Bendesky Bronstein / ERI
Dr. Víctor López Villafañe / ITESM-Relaciones Internacionales, 
Monterrey
Dr. Carlos Uscanga Prieto / UNAM-Facultad de Ciencias 
Políticas y Sociales
Profr. Omar Martínez Legorreta / Colegio Mexiquense
Dr. Ernesto Henry Turner Barragán / UAM-Azcapotzalco 
Departamento de Economía
Dra. Marisela Connelly / El Colegio de México-Centro 
de Estudios de Asia y África
Cuerpo de árbitros
Dra. Genevieve Marchini W. / Universidad de Guadalajara-
Departamento de Estudios Internacionales. Especializada 
en Economía Financiera en la región del Asia Pacífico
Mtro. Alfonso Mercado García / El Colegio de México 
y El Colegio de la Frontera Norte. Especializado 
en Economía Industrial e Industria Maquiladora
Dr. Fernando Alfonso Rivas Mira / Universidad de Colima. 
Especializado en Propiedad Intelectual; Turismo Internacional 
y Desarrollo Regional en el Marco de la Cuenca del Pacífico
Dr. Alfredo Román Zavala / El Colegio de México. 
Especializado en Estudios sobre el Japón y Australia
Mtro. Saúl Martínez González / Universidad de Colima. 
Especializado en Economía Agrícola
Dra. Susana Aurelia Preciado Jiménez / Universidad 
de Colima
Dr. Roberto Escalante Semerena / UNAM-Facultad 
de Economía. Especializado en Economía Agrícola
Dra. Melba Eugenia Falck Reyes / Universidad 
de Guadalajara-Departamento de Estudios del Pacífico. 
Especializada en Economía Japonesa
Dra. Kirstein Appendini / El Colegio de México. 
Especializada en Economía Agrícola
Dra. Emma Mendoza Martínez / Universidad de Colima. 
Especializada en Estudios de Asia y África
Dra. María Elena Romero Ortiz / Universidad de Colima. 
Especializada en Relaciones Internacionales
Dr. Jürgen Haberleithner / Universidad de Colima 
Especializado en Políticas de Investigación, Desarrollo y Empleo
25 años de estudios sobre la Cuenca del Pacífico en la Universidad de Colima
7Portes, revista mexicana de estudios sobre la cuenca del Pacífico
tercera éPoca / volumen 8 / enero • Junio 2014 / PP. 7-34 
issn 1870-6800
La paridad yuan-dólar y su efecto en las 
exportaciones manufactureras mexicanas
The yuan-dollar parity and its effects on Mexico’s 
exports of manufacturing goods
Víctor Manuel Cuevas Ahumada1
Resumen
Este trabajo evalúa el impacto de la política cambiaria china so-
bre las exportaciones manufactureras mexicanas en el mercado 
estadounidense. Para tal fin, se estima una función ampliada 
de exportaciones que combina variables de demanda y oferta. 
La evidencia empírica obtenida indica que en el largo plazo, una 
depreciación real del yuan frente al dólar reduce las ventas na-
cionales de manufacturas en Estados Unidos. Las estimaciones 
econométricas también sugieren que una reducción en los cos-
tos laborales unitarios de México, la cual puede ser inducida por 
un programa comprensivo y coherente de capacitación y adies-
tramiento de los trabajadores, podría servir para contrarrestar 
los efectos negativos de la subvaluación del yuan frente al dólar. 
Palabras clave: exportaciones manufactureras, política cam-
biaria, costos laborales unitarios, México, China.
1 Profesor-investigador del Departamento de Economía de la Universidad Autónoma 
Metropolitana Unidad Azcapotzalco. México, D.F., y miembro del Sistema Nacional 
de Investigadores, Nivel II. Email: victorcuevasahumada@yahoo.com.mx
8
Portes, revista mexicana de estudios sobre la cuenca del Pacífico
Portes, revista mexicana de estudios soBre La cuenca deL Pacífico
tercera éPoca / voLumen 8 / enero • Junio 2014 / PP. 7-34 
issn 1870-6800
Abstract
This paper evaluates the impact of Chinese exchange rate pol-
icy on Mexican manufacturing exports in the US market. To 
that end, an amplified export function which combines demand- 
and supply-side variables is estimated. The empirical evidence 
shows that, in the long run, a real depreciation of the yuan vis-
à-vis the US dollar reduces Mexican manufacturing sales in the 
US. The econometric work also suggests that lowering unit la-
bor costs, perhaps by means of a comprehensive and coherent 
training policy package,could serve the purpose of offsetting the 
negative effects of an undervalued Chinese currency. 
Keywords: manufacturing exports, exchange rate policy, unit 
labor costs, Mexico, China.
Introducción
El objetivo central de este trabajo es evaluar los efectos de la política cambiaria china sobre las exportaciones manufactu-
reras de México hacia el mercado estadounidense. En el periodo 
2007-2012, Estados Unidos acaparó 93.7% de las exportaciones 
mexicanas de bienes manufacturados, estableciendo así la enor-
me importancia que su mercado reviste para México.2 De ahí que 
la competencia china en el mercado del vecino país represente 
un reto mayúsculo para México. Como podrá constatarse, a lo 
largo del periodo 1994-2001, México se mantuvo por delante de 
China como proveedor de artículos manufacturados de Estados 
Unidos. Sin embargo, en 2002 la participación de China en las 
importaciones estadounidenses de manufacturas no sólo superó 
a la de México, sino que a partir de entonces, la ventaja del gi-
gante asiático se incrementó notablemente. Entonces se puede 
afirmar que China ha venido desplazando a México en su princi-
pal mercado de exportación.
Son muchos los factores que explican el avance de China 
frente a México en el ámbito manufacturero. Luego de exponer 
brevemente algunos de ellos, se advierte el impacto que el tipo 
de cambio yuan-dólar surte sobre las exportaciones manufactu-
reras mexicanas en Estados Unidos. De esta manera, se especi-
2 Fuente: estimación propia con base en datos del Instituto Nacional de Estadística 
y Geografía y del Departamento de Comercio de Estados Unidos. 
9
La paridad yuan-dóLar y su efecto en Las exportaciones manufactureras mexicanas
Portes, revista mexicana de estudios sobre La cuenca deL pacífico
tercera época / voLumen 8 / enero • Junio 2014 / pp. 7-34 
issn 1870-6800
fica y estima una función ampliada de exportaciones que incluye 
variables de oferta y demanda. Posteriormente, se realizan prue-
bas de cointegración basadas en el método de Phillips y Ouliaris 
(1990), las cuales sugieren que las exportaciones manufacture-
ras de México guardan una relación de equilibrio a largo plazo 
con: 1) La demanda externa de exportaciones, medida a través 
de las importaciones manufactureras totales de Estados Unidos. 
2) El tipo de cambio real del peso frente al dólar. 3) El tipo de 
cambio real del yuan frente al dólar. 4) Los costos laborales uni-
tarios. La evidencia es sólida, en el sentido de que la política 
de subvaluación del yuan ha contribuido a que México se vea 
desplazado por China en el mercado estadounidense de manu-
facturas. Paralelamente, es posible observar que una deprecia-
ción real del peso frente al dólar, lejos de estimular, reduce las 
exportaciones manufactureras de México, lo cual es sintomático 
de la elevada dependencia del sector manufacturero mexicano, 
respecto de las importaciones de insumos intermedios, bienes de 
capital y tecnología. Dicho de otro modo, una depreciación real 
del peso frente al dólar encarece los insumos, la maquinaria y 
el equipo importado, provocando una pérdida de competitividad 
internacional. Finalmente, la evidencia empírica demuestra que 
un aumento en los costos unitarios de la mano de obra, provoca 
un descenso de las exportaciones manufactureras, destacando 
así la necesidad de que la productividad laboral crezca más rápi-
damente que los salarios.
Este trabajo está organizado en tres secciones: en la prime-
ra sección se examinan brevemente algunos de los factores que 
han influido para que China desplace a México como proveedor 
de bienes manufacturados de Estados Unidos; en la segunda se 
hace un análisis de la literatura empírica sobre las funciones de 
exportación, el que a su vez fundamenta la selección de varia-
bles del modelo; en la tercera sección se realizan las pruebas de 
cointegración y se estima el modelo de regresión a largo plazo. 
Finalmente, como parte de las conclusiones, se interpreta la evi-
dencia empírica y se formulan las recomendaciones de política 
económica.
10
Portes, revista mexicana de estudios sobre la cuenca del Pacífico
Portes, revista mexicana de estudios soBre La cuenca deL Pacífico
tercera éPoca / voLumen 8 / enero • Junio 2014 / PP. 7-34 
issn 1870-6800
El rezago progresivo de las manufacturas mexicanas
El auge de los productos manufacturados chinos en el mercado 
estadounidense constituye un desafío de gran envergadura para 
México, ya que su comercio exterior se encuentra altamente con-
centrado en el vecino país. La gráfica 1 describe la participación 
de México y China en las importaciones manufactureras totales 
de Estados Unidos durante el periodo 1994-2012. Lo anterior, 
constituye un indicador del grado de penetración —que en años 
recientes— México y China han venido alcanzando en el mercado 
estadounidense de manufacturas. Después de la firma del Tra-
tado de Libre Comercio de América del Norte (tLcan) en 1994, la 
industria manufacturera mexicana logró acrecentar su participa-
ción en las importaciones de manufacturas de la Unión America-
na durante siete años consecutivos; es decir, durante el periodo 
1994-2001. Del mismo modo, a lo largo de estos años, las manu-
facturas mexicanas mantuvieron una participación superior a las 
chinas, pese al innegable progreso reportado por estas últimas.
Gráfica 1. Participación de México y China 
en las importaciones manufactureras de Estados Unidos
Fuente: Elaboración y estimaciones propias con base en datos del International 
Trade Administratión Bureau.
11
La paridad yuan-dóLar y su efecto en Las exportaciones manufactureras mexicanas
Portes, revista mexicana de estudios sobre La cuenca deL pacífico
tercera época / voLumen 8 / enero • Junio 2014 / pp. 7-34 
issn 1870-6800
En el 2002, como puede apreciarse en la misma gráfica, los 
productos manufacturados chinos comenzaron a tener una pre-
sencia más importante que los mexicanos en el mercado de Esta-
dos Unidos. Esto se debió, en buena medida, a que en diciembre 
de 2001 China ingresó a la Organización Mundial de Comercio 
(omc), lo cual provocó un boom de inversiones domésticas y fo-
ráneas hacia el sector manufacturero de exportación (Athuko-
rala, 2009). Esto se reflejó, entre otras cosas, en la proliferación 
de empresas ensambladoras para una vasta gama de productos 
electrónicos de bajo costo, y en un crecimiento sin precedentes 
de las exportaciones chinas (Lardy, 2004; Rodrick, 2006). Al inu-
sitado dinamismo exportador chino, se sumó el estancamiento 
“relativo” mostrado por México. De ahí que en los años subse-
cuentes, el rezago de México frente a China como proveedor de 
productos manufacturados de Estados Unidos, se fuera exten-
diendo progresivamente. Nótese que el coeficiente de penetración 
de México en el mercado estadounidense de manufacturas (me-
dido en los términos de la gráfica 1), transitó de 11.55 a 12.33% 
en periodo 2002-2012, mientras que el de China prácticamente 
se duplicó al pasar de 12.40 a 23.04% en ese mismo periodo. 
Al sobresaliente desempeño exportador chino, ha contri-
buido también la evolución de los costos unitarios de la mano 
de obra (cumo), pues éstos han venido bajando con mucha ma-
yor celeridad que en México. Los cumo son iguales a los salarios 
entre la productividad de los trabajadores; esto es, cumo =W/
PL, donde W denota a los salarios y PL a la productividad labo-
ral. Cuando la productividad laboral crece con mayor rapidez 
que los salarios, los cumo descienden y viceversa. A continua-
ción se analiza el comportamiento reciente de los salarios y de 
la productividad laboral, demostrándose que la dinámica de la 
productividad laboral en China ha permitido no sólo generar me-
joras salariales, sino también descensos en los costos laborales 
unitarios, muy superiores a los de México. Antes de entrar en 
materia, es conveniente precisar que el periodo de análisis abar-
ca de 2007 en adelante; esto obedece a que a partir de ese año, 
los datos suministrados por el InstitutoNacional de Estadística y 
Geografía (inegi) incorporan a los establecimientos dedicados a la 
maquila de exportación, y por ende, comienzan a contemplar un 
número mayor de clases de actividad económica de conformidad 
con el Sistema de Clasificación Industrial de América del Norte 
(scian) de 2007. Concretamente, la nueva metodología contempla 
12
Portes, revista mexicana de estudios sobre la cuenca del Pacífico
Portes, revista mexicana de estudios soBre La cuenca deL Pacífico
tercera éPoca / voLumen 8 / enero • Junio 2014 / PP. 7-34 
issn 1870-6800
240 clases de actividad económica contra 205 de la metodolo-
gía previa, lo cual impide compatibilizar las estadísticas actuales 
con las anteriores. A esto se añade el problema de que el sistema 
de elaboración de estadísticas de China no reporta datos para 
muchas variables relevantes, como la productividad laboral, y 
no observa necesariamente las metodologías establecidas inter-
nacionalmente (Lett y Banister, 2009).
En este contexto, la gráfica 2 reporta la evolución de los sa-
larios medios por hora hombre trabajada en la industria manu-
facturera de México y China, durante el periodo 2007-2011. Los 
datos se expresan en dólares estadounidenses, por lo que fue 
necesario recurrir a paridades corrientes del poder de compra 
para el Producto Interno Bruto (PiB).3 De esta gráfica se despren-
de que en promedio, las manufacturas chinas han pagado meno-
res salarios que las mexicanas. Sin embargo, resulta claro tam-
bién que los salarios en China se han incrementado de manera 
sustancial en los últimos años, mientras que en México se han 
mantenido relativamente estables. De allí que, la brecha salarial 
entre ambas naciones se haya venido estrechando rápidamente.
3 Esto con la finalidad de corregir las distorsiones producidas por la eventual sub-
valuación o sobrevaluación de las monedas frente al dólar estadounidense. 
13
La paridad yuan-dóLar y su efecto en Las exportaciones manufactureras mexicanas
Portes, revista mexicana de estudios sobre La cuenca deL pacífico
tercera época / voLumen 8 / enero • Junio 2014 / pp. 7-34 
issn 1870-6800
Gráfica 2. Salarios medios 
en la industria manufacturera de México y China
Nota: Se utilizaron paridades corrientes del poder de compra para el PiB.
Fuente: Elaboración y estimaciones propias con base en datos de inegi, de la ocde y 
del Bureau Nacional de Estadísticas de China.
La tendencia ascendente de los salarios en China, se debe 
al incremento en la demanda de mano de obra, combinado con 
el rezago paulatino de la oferta. La vigorosa expansión de la 
demanda de trabajadores se encuentra asociada al dinamismo 
de la economía china en años recientes. Por ejemplo, en el pe-
riodo 2000-2011, el Producto Interno Bruto (PiB) de esa nación 
creció a una tasa promedio anual de 10.22%.4 Paralelamente, 
la migración del campo a las grandes urbes ha sufrido una des-
aceleración en los últimos años, provocando un estancamiento 
relativo de la oferta de fuerza de trabajo.
La gráfica 3 proporciona información sobre el comporta-
miento de la productividad de la mano de obra en México y Chi-
na. Los datos correspondientes a México proceden directamente 
de la “Encuesta anual de la industria manufacturera”5, mien-
4 Fuente: Estimación propia con base en datos de los Indicadores de Desarrollo del 
Banco Mundial.
5 El cálculo de la “tasa de crecimiento anual” de la productividad laboral ocasiona 
que se pierda una observación, por lo que el análisis parte del año 2008.
14
Portes, revista mexicana de estudios sobre la cuenca del Pacífico
Portes, revista mexicana de estudios soBre La cuenca deL Pacífico
tercera éPoca / voLumen 8 / enero • Junio 2014 / PP. 7-34 
issn 1870-6800
tras que los correspondientes a China se aproximan consideran-
do los cambios en la producción vis a vis los cambios en la mano 
de obra ocupada en el sector manufacturero. Aunque éste es el 
mismo método que emplea el inegi, tiene la desventaja de que no 
permite realmente establecer qué porcentaje del incremento en el 
volumen de producción se debe a una mejora en la productividad 
laboral o a una mejora en la productividad del capital.
Es pertinente mencionar que la productividad en las ma-
nufacturas chinas comenzó a aumentar sostenidamente desde 
finales de la década de los noventa, como consecuencia de los 
procesos de privatización, llevados a cabo en este sector, y de la 
intensificación de la competencia a escala global (Lett y Banister, 
2009). De acuerdo con Hanson (2012), la tasa de crecimiento de 
la productividad de China ha superado a la de México en renglo-
nes como equipo de cómputo, aparatos electrónicos, maquinaria 
eléctrica, muebles y minerales no metálicos; mientras que Méxi-
co ha podido conservar una ventaja relativa en algunos rubros 
que son sensibles a los costos de transportación, como bebidas 
y automóviles. De este modo, la proximidad geográfica continúa 
representando una importante ventaja comparativa para México 
en el mercado estadounidense (Dussel, 2009).
Aun cuando es bien sabido que el incremento de la produc-
tividad de China ha sido particularmente notable en las manu-
facturas de exportación intensivas en el uso de mano de obra, no 
existen datos oficiales al respecto. De la aproximación de la grá-
fica 3, se desprende que en promedio la productividad laboral en 
China ha estado creciendo con mucha mayor celeridad que la de 
México. Concretamente, en el periodo 2008-2011, la productivi-
dad laboral de México y China se elevó a una tasa promedio anual 
de 1.1 y 10.6%, respectivamente. 
15
La paridad yuan-dóLar y su efecto en Las exportaciones manufactureras mexicanas
Portes, revista mexicana de estudios sobre La cuenca deL pacífico
tercera época / voLumen 8 / enero • Junio 2014 / pp. 7-34 
issn 1870-6800
Gráfica 3. Productividad laboral en México y China
Fuente: Elaboración y estimaciones propias con base en datos de inegi y del Bureau 
Nacional de Estadísticas de China.
Para determinar qué pudo haber ocurrido con los costos la-
borales unitarios en uno y otro país, es necesario relacionar los 
datos de las gráficas 2 y 3. De la gráfica 2 se deduce que los sa-
larios medios por hora hombre trabajada aumentaron a una tasa 
promedio anual de 0.65% en México, y 9.7% en China durante el 
periodo 2008-2011. Aun cuando la productividad ha estado cre-
ciendo por encima de los salarios en ambas naciones, el abati-
miento de los costos laborales unitarios ha sido mayor en China 
que en México. Concretamente, en el intervalo de tiempo referido, 
los costos unitarios de la mano de obra han disminuido a una 
tasa promedio anual de 0.48 y 0.93% en México y China, respec-
tivamente. Esto significa que en entre 2008 y 2011 los costos del 
factor trabajo por unidad producida tuvieron una caída acumu-
lada de 1.91% en México y 3.73% en China. La evolución recien-
te de los costos unitarios de la mano de obra explica —en cierta 
medida— que la competitividad internacional de China se haya 
fortalecido frente a la de México. 
Otra parte de la explicación tiene que ver con el compor-
tamiento del tipo de cambio real de cada nación frente al dólar 
estadounidense, sobre todo en el pasado reciente. La gráfica 4 
refleja el comportamiento del índice de Tipo de Cambio Real Bi-
lateral (tcrB) del peso frente al dólar, y del yuan frente al dólar, a 
16
Portes, revista mexicana de estudios sobre la cuenca del Pacífico
Portes, revista mexicana de estudios soBre La cuenca deL Pacífico
tercera éPoca / voLumen 8 / enero • Junio 2014 / PP. 7-34 
issn 1870-6800
lo largo del periodo 1994-2012.6 Este índice constituye otro indi-
cador importante de los cambios en la competitividad de México 
y China en el mercado estadounidense. Un incremento del índice 
de tcrB representa una depreciación cambiaria en términos rea-
les; es decir, una mejora en la relación de precios frente a Estados 
Unidos. Una reducción del índice, por el contrario, entraña una 
apreciación cambiaria real; es decir, un deterioroen la relación de 
precios frente a Estados Unidos. Como puede constatarse, el yuan 
chino se ha venido apreciando en términos reales frente al dólar 
estadounidense desde julio de 2005.7 Concretamente, el índice de 
tcrB de China ha descendido de 109 unidades en julio de 2005 a 
77 unidades en diciembre de 2012. El índice de tcrB de México, 
por su parte, pasó de 99.3 a 102.8 unidades en el mismo periodo. 
En este contexto, las tendencias observadas en ambas paridades 
reales bilaterales hablan de un fortalecimiento de la competitivi-
dad cambiaria de México frente a la China en el mercado estadou-
nidense.
Gráfica 4. Índice de Tipo de Cambio Real Bilateral (tcrB) 
de México y China frente a Estados Unidos
Nota: Los índices de tcrB se basan en precios al consumidor.
Fuente: Elaboración y estimaciones propias con base en datos de la ocde.
6 Como es bien sabido, el tipo de cambio real bilateral (tcrB) de la moneda domésti-
ca frente a la foránea se construye de la siguiente manera: q= eP*/P, donde q de-
nota al tcrB, “e” es el tipo de cambio “nominal” de la moneda doméstica frente a la 
foránea, P* es el nivel de precios foráneo, y P es el nivel de precios doméstico. 
7 Entre enero de 1997 y junio 2005, China adoptó una política de tipo de cambio fijo 
frente al dólar estadounidense, por lo que el tipo de cambio “nominal” se mantuvo 
inamovible 8.28 yuanes por dólar. Durante ese periodo, las variaciones en el tcrB 
se debieron exclusivamente a los movimientos en el nivel de precios, tanto de Chi-
na como de Estados Unidos.
17
La paridad yuan-dóLar y su efecto en Las exportaciones manufactureras mexicanas
Portes, revista mexicana de estudios sobre La cuenca deL pacífico
tercera época / voLumen 8 / enero • Junio 2014 / pp. 7-34 
issn 1870-6800
A partir de julio de 2005, la evolución del tcrB de México y 
China se manifiesta fundamentalmente por el comportamiento 
de los tipos de cambio nominales, puesto que los diferenciales 
inflacionarios México-China-Estados Unidos, fueron muy simi-
lares; esto es, durante el periodo 2005-2012, la tasa de inflación 
promedio anual de México y China ascendió 5.03 y 4.93%, res-
pectivamente.8 En este marco, cabe preguntarse cómo se com-
portaron los tipos de cambio nominales. En lo que concierne a 
China, se destaca que en julio de 2005, su Banco Central anun-
ció dos medidas importantes: 1) La revaluación del yuan frente 
al dólar en 2% (es decir, el tipo de cambio nominal yuan-dólar 
disminuyó de 8.28 a 8.11), y 2) El establecimiento de un sistema 
de bandas de flotación, de modo que el valor del yuan pudiera 
registrar fluctuaciones hasta de 3% frente a una canasta de mo-
nedas internacionales. Finalmente, en mayo de 2007 esta banda 
se amplió a 5% (Corden, 2009). Este conjunto de medidas permi-
tió que la paridad nominal yuan-dólar pasara de 8.28 en junio de 
2005 a 6.29 en diciembre de 2012.9 En lo referente a México, se 
enfatiza el ambiente de marcada volatilidad cambiaria, asociado 
con el estallamiento de la crisis económica norteamericana en 
diciembre de 2007.10 En este marco, el tipo de cambio nominal 
del peso frente al dólar pasó de 10.77 en junio de 2007 a 12.86 
en diciembre de 2012.11 En suma, el comportamiento diferencial 
de los tcrB de México y China se explica fundamentalmente por 
el comportamiento de las paridades nominales y no tanto por di-
vergencias en los niveles de inflación. 
Aun cuando la corriente crítica del régimen chino de ban-
das de flotación (y de la política de intervención cambiaria dentro 
de las bandas) reconoce la reciente tendencia de apreciación real 
del yuan frente al dólar, no la considera suficiente. La idea sub-
yacente es que el yuan se habría apreciado bastante más en tér-
minos reales si se le permitiera flotar de manera irrestricta en los 
mercados cambiarios (Goldstein y Lardy, 2008). Sintomático de 
esto es que, pese a la apreciación sostenida del yuan frente al dó-
lar, el Banco Popular de China no ha dejado de acumular reser-
8 Fuente: Estimaciones propias con base a datos de los Indicadores de Desarrollo 
del Banco Mundial.
9 Fuente: Banco de Pagos Internacionales. 
10 De acuerdo con el Business Cycle Dating Committee of the National Bureau of Eco-
nomic Research (2008), la recesión en Estados Unidos comenzó precisamente a fi-
nales de 2007.
11 Fuente: Banco de Información Económica del inegi.
18
Portes, revista mexicana de estudios sobre la cuenca del Pacífico
Portes, revista mexicana de estudios soBre La cuenca deL Pacífico
tercera éPoca / voLumen 8 / enero • Junio 2014 / PP. 7-34 
issn 1870-6800
vas internacionales. Concretamente, durante el periodo 2005-
2012 las reservas internacionales chinas pasaron de 831,410 a 
3,300,000 millones de dólares, en tanto que el yuan no cesó de 
apreciarse frente al dólar. En este contexto, las reservas se incre-
mentaron a una tasa promedio anual de 27.79%, mientras que el 
tipo de cambio descendió a una tasa promedio anual de 3.3%.12 
El ostensible incremento de reservas internacionales es 
entonces un indicador de que el yuan podría estar subvaluado 
frente al dólar y de que, bajo un régimen cambiario flotante, el 
precio del dólar en términos de yuanes habría descendido en 
mucha mayor medida. Un yuan subvaluado tiene el efecto de 
abaratar los productos chinos en Estados Unidos, haciendo que 
la industria manufacturera mexicana pierda participación en 
ese mercado. Diversos estudios sugieren que las exportaciones 
manufactureras chinas a países desarrollados tienden a acre-
centarse sobre la base de precios bajos, desplazando de éste a 
países como México (Zhang y Liu, 2012; y Fu et al. 2012). 
Evidentemente, la competitividad internacional de las ma-
nufacturas chinas se finca en una multiplicidad de factores, 
además de los salarios, la productividad y el tipo de cambio real. 
Por ejemplo, las tasas de interés en China están fuertemente 
reguladas, y por ende, el costo del financiamiento empresarial 
es comparativamente bajo. De este modo, las unidades produc-
tivas pueden adquirir mano de obra, insumos de diverso tipo y 
capital a un costo muy bajo. En adición a esto, la interacción 
entre el tamaño del mercado, la calidad de la infraestructura y 
las políticas gubernamentales, proporciona diferentes ventajas. 
Una de ellas es que empleando el incentivo de un amplio mer-
cado doméstico y una sólida infraestructura, el gobierno chino 
induce a los inversionistas extranjeros a co-invertir con las em-
presas locales, para asegurar la transferencia de tecnología, el 
desarrollo de capacidades productivas propias y la adquisición 
de insumos locales (Rodrick, 2006). Esto ha sido particularmen-
te cierto en el ámbito de los productos electrónicos de consumo 
masivo (como teléfonos móviles, computadoras y artefactos de 
audio y video), donde China ha incrementado sustancialmente 
los volúmenes exportados, ha superado gradualmente su pa-
pel de ensamblador final para apropiarse de actividades cada 
vez más sofisticadas de la cadena productiva, y ha favorecido 
12 Fuente: Estimaciones propias con base a datos del Banco Mundial y del Banco de 
Pagos Internacionales. 
19
La paridad yuan-dóLar y su efecto en Las exportaciones manufactureras mexicanas
Portes, revista mexicana de estudios sobre La cuenca deL pacífico
tercera época / voLumen 8 / enero • Junio 2014 / pp. 7-34 
issn 1870-6800
el surgimiento de una vigorosa red de empresas nacionales. En 
esencia, esta conjunción de factores revela el por qué las manu-
facturas mexicanas se hayan visto desplazadas por las chinas 
en los diferentes segmentos del mercado estadounidense.
Análisis de la literatura en torno a las funciones 
de exportación
Con el fin de evaluar los efectos de la política cambiaria chi-
na sobre las exportaciones de manufacturas mexicanas hacia el 
mercado estadounidense, en este trabajo se especifica y estima 
una función ampliada de exportaciones. Tradicionalmente, la 
selección de variables para una función de exportaciones se rea-
liza con fundamento en los denominados“modelos teóricos de 
demanda”. Bajo el enfoque de demanda, los volúmenes expor-
tados dependen únicamente de dos variables: el tipo de cambio 
real y el ingreso foráneo, medido a través del nivel de producción 
o del nivel de importaciones totales en los países con los que se 
lleva a cabo la mayor parte del intercambio comercial. Los mo-
delos de demanda se encuentran ligados —por decirlo de alguna 
manera— a la teoría convencional. El tipo de cambio real y la 
demanda externa permiten medir la elasticidad precio e ingreso 
de las exportaciones, respectivamente.
En la vertiente de los modelos teóricos de demanda se 
encuentran las investigaciones de Reinhart (1995), Senhadji y 
Montenegro (1998), Loza-Tellería (2000), y Garcés (2008). El tra-
bajo de Reinhart (1995) se apoya en una muestra de 12 eco-
nomías en desarrollo, para demostrar que la demanda externa 
influye más sobre las cantidades exportadas, que el tipo de cam-
bio (o precios relativos). Senhadji y Montenegro (1998), por su 
parte, se valen de una muestra de 53 países, tanto desarrollados 
como en desarrollo, para estimar las elasticidades precio e in-
greso de la demanda de exportaciones. Según Senhadji y Mon-
tenegro, la elasticidad precio de la demanda (es decir, la elasti-
cidad asociada al tipo de cambio real) es de aproximadamente 
-1, en tanto que la elasticidad ingreso es de alrededor de 1.5. En 
esta tesitura, Reinhart (1995) y Senhadji y Montenegro (1998) 
coinciden en el sentido de que la demanda externa tiene un ma-
yor impacto sobre las exportaciones que el tipo de cambio. 
Por su parte, Loza-Tellería (2000) apunta que en escena-
rios de corto plazo las exportaciones son inelásticas frente a va-
20
Portes, revista mexicana de estudios sobre la cuenca del Pacífico
Portes, revista mexicana de estudios soBre La cuenca deL Pacífico
tercera éPoca / voLumen 8 / enero • Junio 2014 / PP. 7-34 
issn 1870-6800
riaciones en la paridad monetaria en el caso de Bolivia, mien-
tras que en el largo plazo la llamada condición Marshall-Lerner 
se cumple. De esta manera, el manejo de la política cambiaria 
tendría relevancia sólo en horizontes de largo plazo. Finalmente, 
el trabajo de Garcés (2008), en esencia ratifica los hallazgos de 
Reinhart (1995) y de Senhadji y Montenegro (1998), para el caso 
específico de la economía mexicana.
Pese a su amplia aceptación, los modelos de demanda no 
están exentos de inconvenientes y críticas. En un trabajo de in-
vestigación clásico, Riedel (1998) demuestra que las variables de 
oferta (como la productividad laboral y los salarios) tienen una 
gran capacidad explicativa sobre los volúmenes exportados. En 
este contexto, la omisión de estas variables en las funciones de 
exportación puede redundar en estimaciones sesgadas e incon-
sistentes de las elasticidades precio e ingreso de la demanda de 
exportaciones. Para evitar los problemas asociados con la even-
tual exclusión de variables relevantes, algunos trabajos empíri-
cos recientes incorporan, además de las variables tradicionales 
de demanda,13 ciertas variables relacionadas con la oferta y la 
“demanda interna” de bienes exportables.
En la vertiente de los modelos de exportación que combi-
nan tanto variables de demanda como de oferta, están los tra-
bajos de Goldberg y Klein (1997), Catao y Falsetti (2002), Mbaye 
y Golub (2002), Berretoni y Castresana (2007), Aysan y Haciha-
sanoglu (2007), y Feenstra et al. (2007). Primeramente, Gold-
berg y Klein (2007) identifican las repercusiones positivas de la 
inversión extranjera directa (ied), sobre las exportaciones en al-
gunas economías latinoamericanas, mientras que Mbaye y Go-
lub (2002) demuestran que las exportaciones manufactureras 
de Senegal, aumentan en la medida en que los costos unitarios 
de la mano de obra se reducen. Por su parte, Aysan y Haciha-
sanoglu (2007) señalan que los costos laborales unitarios de-
penden tanto de los salarios como de la productividad laboral, 
mostrando que una mejora en la productividad laboral incentiva 
las exportaciones, mientras que un aumento salarial las des-
incentiva. De este hallazgo se desprende que las exportaciones 
pueden crecer cuando la productividad laboral crece por encima 
de los salarios y viceversa.
13 Es decir, del tipo de cambio real y de alguna variable proxy para la demanda ex-
terna. 
21
La paridad yuan-dóLar y su efecto en Las exportaciones manufactureras mexicanas
Portes, revista mexicana de estudios sobre La cuenca deL pacífico
tercera época / voLumen 8 / enero • Junio 2014 / pp. 7-34 
issn 1870-6800
La conclusión fundamental de Catao y Falsetti (2002) es 
que, en el caso de la economía de Argentina, las exportaciones 
de bienes manufacturados dependen de: 1) El nivel de actividad 
económica en Brasil, Uruguay y Paraguay, que son importantes 
socios comerciales del Argentina en el marco del Mercado Co-
mún del Sur (mercosur). 2) El tipo de cambio real del peso argen-
tino frente al real brasileño.14 3) La inversión agregada neta. 4) El 
consumo interno. La inversión agregada neta es contemplada en 
este trabajo como un factor de oferta, demostrándose que guarda 
una relación directa con el volumen exportado de manufacturas. 
El consumo interno posee una relación inversa con las exporta-
ciones de manufacturas; es decir, un mayor consumo interno 
eleva la demanda doméstica de bienes exportables, y en conse-
cuencia, reduce los excedentes para exportar.
Continuando con el caso de Argentina, Berrettoni y Cas-
tresana (2007) se dan a la tarea de estimar los efectos de la de-
manda externa, el tipo de cambio real, la volatilidad cambiaria 
y la capacidad instalada utilizada (entre otras variables), sobre 
las exportaciones de origen industrial. Al igual que algunas in-
vestigaciones previas, aquí se concluye que la demanda externa 
incide más en las exportaciones industriales que la paridad mo-
netaria real. Adicionalmente, se aporta evidencia de que la vola-
tilidad cambiaria puede llegar a desestimular las exportaciones. 
Finalmente, Feenstra et al. (2007) aportan evidencia empírica en 
el sentido de que el costo y la disponibilidad del crédito ejercen 
una influencia estadísticamente significativa sobre las exporta-
ciones, en el caso de empresas con necesidades de financiamien-
to a corto o largo plazo. 
Recapitulando, la evidencia empírica reciente es indicativa 
de: 1) Las exportaciones son más sensibles frente a fluctuaciones 
en la demanda externa que frente a depreciaciones (o apreciacio-
nes) reales de la moneda. 2) Las exportaciones manufactureras 
se ven influidas no sólo por variables tradicionales de demanda, 
sino también por variables de oferta como los costos laborales 
unitarios, la ied y el costo del crédito. 3) Una mayor demanda 
“doméstica” de bienes exportables puede incidir negativamente 
en las cantidades exportadas.
14 Brasil es, por cierto, el principal socio comercial de Argentina. 
22
Portes, revista mexicana de estudios sobre la cuenca del Pacífico
Portes, revista mexicana de estudios soBre La cuenca deL Pacífico
tercera éPoca / voLumen 8 / enero • Junio 2014 / PP. 7-34 
issn 1870-6800
El modelo y la evidencia empírica
Como podrá recordarse, el objetivo central de esta investigación 
radica en evaluar el impacto de la política cambiaria china sobre 
las exportaciones manufactureras mexicanas, hacia el mercado 
estadounidense. Para tal fin, se estima una función ampliada de 
exportaciones; el modelo estimado incluye inicialmente un am-
plio espectro de variables explicativas, tanto de oferta como de 
demanda, cuya significancia estadística es sometida a prueba 
para llegar a la especificación ajustada o final, la cual sirve de 
base para formular distintas recomendaciones de política eco-
nómica y sectorial. La función ampliada de exportaciones que 
sirve como punto de partida es la siguiente: 
 (1)
donde:
Volumen de exportaciones manufactureras mexica-
nas a Estados Unidos.
Demanda externa de exportacionesmanufactureras. 
De acuerdo con diversas pruebas y estimaciones, lo 
más apropiado en este caso es emplear las impor- 
taciones manufactureras totales de Estados Unidos, 
como variable aproximada de la demanda externa.15 
Índice de tipo de cambio real bilateral del peso frente 
al dólar.
Índice de tipo de cambio real bilateral del yuan frente 
al dólar.
Costos laborales unitarios en la industria manufac-
turera. 
Costo real del crédito, medido a través de la tasa de 
interés real de los cetes a 28 días, pues ésta es una 
importante tasa de interés de referencia en el siste-
ma financiero nacional. 
Inversión Extranjera Directa en el sector manufac-
turero, medida en términos reales.
Porcentaje capacidad instalada utilizada en la indus- 
tria manufacturera.
15 La otra alternativa que se contempló fue hacer uso de alguna medida del nivel de 
actividad económica en Estados Unidos, como el índice de producción industrial. 
=X
=Q
=*Q
=CUMO
=R
=IED
=CIU
),,,,*,,,( IOOCIUIEDRCUMOQQDEfX = DE
DE =
23
La paridad yuan-dóLar y su efecto en Las exportaciones manufactureras mexicanas
Portes, revista mexicana de estudios sobre La cuenca deL pacífico
tercera época / voLumen 8 / enero • Junio 2014 / pp. 7-34 
issn 1870-6800
Índice de obreros ocupados en la industria manufac-
turera.
La selección de variables del modelo está sustentada en la 
teoría económica y en la evidencia empírica previa, pero lamen-
tablemente está delimitada por la disponibilidad de datos men-
suales para el periodo 2007-2012. Esto significa, por ejemplo, 
que algunas variables tecnológicas como gastos en investigación 
y desarrollo y patentes registradas no pueden ser incorporadas al 
modelo, debido a que se miden con periodicidad anual. Convie- 
ne precisar que, por el lado de la demanda, las variables inclui- 
das son: 1) La demanda externa de exportaciones, para medir la 
elasticidad ingreso de éstas. 2) El tipo de cambio real bilateral 
del peso frente al dólar, el cual permite “inferir” la elasticidad 
precio de la demanda de exportaciones manufactureras. 3) El 
tipo de cambio real bilateral del yuan frente al dólar, en aras de 
dar una idea sobre la elasticidad “cruzada” de la demanda de 
exportaciones. En otras palabras, se espera ver en qué medida 
una depreciación real del yuan frente al dólar afecta, por la vía 
del abaratamiento de los productos chinos, a las ventas del sec-
tor manufacturero nacional en Estados Unidos.
Por otra parte, se considera que las variables del modelo 
que actúan en el ámbito de la oferta son: 1) Los costos laborales 
unitarios, que al aumentar deterioran la competitividad interna-
cional y viceversa. 2) La inversión extranjera directa (ied), pues 
una porción de ésta se canaliza a México con la finalidad de 
aprovechar el acceso a diversos insumos de bajo costo, para ex-
portar tanto al mercado norteamericano como a otros mercados. 
Igualmente, la ied propicia las exportaciones por la vía de un 
mayor intercambio de insumos entre las empresas filiales, que 
establecen operaciones en países como México y las matrices 
que normalmente operan en naciones desarrolladas. 3) El costo 
del crédito, ya que la disponibilidad de financiamiento barato 
puede contribuir a que las empresas manufactureras se moder-
nicen, reduzcan costos y amplíen su capacidad de planta.
Finalmente, se han incluido dos variables de control: la 
capacidad instalada utilizada y el índice de personal ocupado en 
la industria manufacturera. Estas variables sirven para reducir 
los sesgos asociados con la posible omisión de variables rele-
vantes. De este modo, el impacto de las variables de demanda y 
oferta previamente referidas sobre el volumen exportado, se es-
=IOO
24
Portes, revista mexicana de estudios sobre la cuenca del Pacífico
Portes, revista mexicana de estudios soBre La cuenca deL Pacífico
tercera éPoca / voLumen 8 / enero • Junio 2014 / PP. 7-34 
issn 1870-6800
timará para un determinado porcentaje de capacidad instalada 
y para un determinado nivel de empleo.
Para cada una de las variables de la ecuación (1), se re-
cabó información estadística mensual para el periodo compren-
dido entre enero de 2007 y diciembre 2012.16 Como ya se ha 
mencionado, a partir de 2007 el inegi adoptó una nueva meto- 
dología para reportar los datos concernientes a la industria 
manufacturera nacional. Con respecto al tratamiento de la in-
formación estadística, vienen a colación tres precisiones: la pri-
mera, es que con excepción de la tasa de interés y la capacidad 
instalada utilizada que se miden en porcentajes, todas las varia- 
bles se expresan en índices con enero de 2007 igual a 100. 
Además, a cada índice se le toma el logaritmo natural, mientras 
que los porcentajes se quedan tal cual. La segunda precisión es 
que todas las series se encuentran ajustadas estacionalmente, 
a través del método de ajuste estacional X12-ArimA. Finalmente, 
se señala que no existen datos mensuales para la ied, por lo que 
fue necesario hacer uso de datos trimestrales y realizar una in-
terpolación de datos. Lamentablemente, esto entraña una pér-
dida de información respecto a una variable clave en la expli-
cación de los flujos de comercio entre las naciones. 
Lo que procede enseguida es realizar una prueba de raíz 
unitaria y una de estacionariedad, para determinar el orden de 
integración de cada variable. Éste es un paso preliminar a las 
pruebas de cointegración, que determinarán si las variables de 
la ecuación (1) guardan una relación de equilibrio de largo plazo. 
En este contexto, para cada una de las variables del modelo se 
lleva a cabo la prueba Dickey-Fuller Aumentada (dfa, 1979), y 
la prueba de estacionariedad de Kwiatkowski, Phillips, Schmidt 
y Shin (KPss, 1992). La primera prueba parte de la hipótesis 
nula de raíz unitaria, mientras que la segunda aborda la hipóte-
sis nula de estacionariedad. Para especificar las ecuaciones de 
prueba se emplea la metodología de Hamilton (1994, p. 501), la 
cual consiste en seleccionar una especificación para la ecuación 
16 Fuente: los datos correspondientes a las exportaciones manufactureras de Méxi-
co hacia Estados Unidos y a las importaciones manufactureras totales de Estados 
Unidos, provienen del Bureau de Censos de Estados Unidos. Las series de tiem-
po que sirvieron de base para estimar los índices de tcrB de México y China, pro-
vienen de la Organización para la Cooperación y el Desarrollo Económicos (ocde). 
Los datos correspondientes a la ied provienen de la Secretaría de Economía. El 
resto de la información estadística se obtuvo del Banco de Información Económi-
ca del Instituto Nacional de Estadística y Geografía (inegi). 
25
La paridad yuan-dóLar y su efecto en Las exportaciones manufactureras mexicanas
Portes, revista mexicana de estudios sobre La cuenca deL pacífico
tercera época / voLumen 8 / enero • Junio 2014 / pp. 7-34 
issn 1870-6800
de prueba que refleje el comportamiento de la variable o serie 
de tiempo, tanto bajo la hipótesis de raíz unitaria como bajo la 
hipótesis de estacionariedad. Los resultados de estas pruebas 
aparecen en el siguiente cuadro. 
Cuadro 1. Pruebas de raíz unitaria y estacionariedad
Variable Especificación de la 
ecuación de prueba
Prueba adf Ho: 
raíz unitaria
Prueba KPss Ho: 
estacionariedad
Orden de 
integración
C -1.87 0.53** I(1)
C -3.00** 0.10 I(0)
Sin C ni td -2.99** N.D. I(0)
C -2.15 0.24 I(1) o I(0)
C -3.01** 0.21 I(0)
Sin C ni td -3.02** N.D. I(0)
C -2.54 0.19 I(1) o I(0)
C -6.67** 0.12 I(0)
Sin C ni td -6.71** N.D. I(0)
C -2.23 1.04*** I(1)
C -5.29*** 0.28 I(0)
Sin C ni td -2.66*** N.D. I(0)
C -2.31 0.26 I(1) o I(0)
C -7.84*** 0.06 I(0)
Sin C ni td -7.89*** N.D. I(0)
C -1.80 0.73** I(1)
C -5.80*** 0.10 I(0)
Sin C ni td -1.67* N.D. I(0)
C -2.73* 0.26 I(0)
C -8.52*** 0.09 I(0)
Sin C ni td -8.56*** N.D. I(0)
C -1.96 0.26 I(1) o I(0)
C -10.74*** 0.18 I(0)
Sin C ni td -10.82*** N.D. I(0)
C -2.15 0.25 I(1) o I(0)
C -3.15** 0.27 I(0)
Sin C ni td -3.19*** N.D. I(0)
tR∆
tR
tCUMO∆tCUMO∆
tCUMO
*
tQ∆
*
tQ∆
*
tQ
tQ∆
tQ∆
tQ
tX∆
tX∆
tX
tIOO∆
tIOO∆
tIOO
tCIU∆
tCIU∆
tCIU
tIED∆
tIED∆
tIED
tR∆
DEt
DEttQ∆
DEttQ∆
Continúa en la página 26
26
Portes, revista mexicana de estudios sobre la cuenca del Pacífico
Portes, revista mexicana de estudios soBre La cuenca deL Pacífico
tercera éPoca / voLumen 8 / enero • Junio 2014 / PP. 7-34 
issn 1870-6800
Notas:
1. I(1) y I(0) significa que la variable respectiva es integrada de orden uno y cero, 
respectivamente.
2. El símbolo es el operador de primera diferencia. De este modo, 
3. C = Constante y td = Tendencia Determinística.
4. Los asteriscos *, ** y *** indican el rechazo de la hipótesis nula a un nivel de sig-
nificancia de 10, 5 y 1%, respectivamente.
5. N.D. = No Disponible.
6. Las pruebas adf utilizan los valores críticos de MacKinnon (1996). Dichos valo-
res, por supuesto, varían en función de la especificación de la ecuación de prue-
ba. Igualmente, estas pruebas hacen uso del criterio de información de Schwarz, 
para determinar el número de rezagos de las ecuaciones de prueba.
7. Los resultados de las pruebas KPss se basan en los valores críticos tabulados por 
Kwiatkowski, Phillips, Schmidt y Shin (1992).
Es bien sabido que las pruebas de raíz unitaria y las de 
estacionariedad adolecen de bajo poder. De allí que sea necesa-
rio complementar unas pruebas con otras, así como resolver sa-
tisfactoriamente aquellos casos en los que los resultados de las 
pruebas se contradicen. Para tal efecto, es necesario apoyarse 
en correlogramas y en evidencia empírica previa, de modo que 
pueda alcanzarse una conclusión razonable sobre el orden de 
integración de cada serie de tiempo. De entrada, los resultados 
son consistentes al indicar que las exportaciones manufactu-
reras mexicanas hacia Estados Unidos ( ), el tipo de cambio 
real del yuan frente al dólar ( ), y la tasa de interés real de los 
cetes a 28 días ( ) son variables integradas de orden uno (I(1)) 
en niveles y estacionarias o integradas de orden cero (I(0)), en 
primeras diferencias. 
En el caso de la ied, las pruebas indican que hay estacio-
nariedad en niveles. Sin embargo, esto puede deberse al proce- 
dimiento de interpolación de datos utilizado. En cualquier caso, 
esta variable es normalmente función del tiempo y así lo sugie-
ren tanto los correlogramas como la evidencia empírica previa. 
Por ello, pese al resultado de las pruebas del cuadro 1, la ied 
será tratada como una variable I(1). En el resto de los casos, la 
prueba dfa y la prueba KPss se contradicen entre sí. No obstan-
te, tanto los correlogramas como las mismas pruebas aplicadas 
a muestras más amplias de observaciones (correspondientes al 
periodo 2000-2006, cuando se aplicaba la metodología anteri-
or), sugieren que todas esas variables son I(1) en niveles y esta-
cionarias en primeras diferencias. En conclusión, se considera 
razonable tratar a todas las variables del modelo como I(1). 
1−−=∆ ttt QQQ∆
Viene de la página 25
tX
*
tQ
tR
27
La paridad yuan-dóLar y su efecto en Las exportaciones manufactureras mexicanas
Portes, revista mexicana de estudios sobre La cuenca deL pacífico
tercera época / voLumen 8 / enero • Junio 2014 / pp. 7-34 
issn 1870-6800
El siguiente paso consiste entonces en aplicar la prueba de 
cointegración de Phillips y Ouliaris (1990); esta prueba parte de 
la estimación de la ecuación (2) a través del método de Mínimos 
Cuadrados Totalmente Modificados:
Xt = a0 + a1DEt + a3Qt
* + a4CUM0t + a5Rt + a6IEDt + a7CUIt 
 + a8I00t + ut (2)
A este modelo se le llama ecuación cointegradora, pese a 
que todavía no se sabe si las variables en cuestión guardan una 
relación a largo plazo. Se dice que las variables están cointegradas 
cuando existe una combinación lineal estacionaria (o I(0)) entre 
este conjunto de variables I(1). Esta prueba se basa en el com-
portamiento de los residuales, ya que, cuando las variables están 
cointegradas, los residuales son estacionarios. El comportamiento 
asintótico de las estadísticas emanadas de esta prueba, depende 
de los supuestos que se formulen en cuanto a interceptos y ten-
dencias en la ecuación de cointegración. Como puede observarse, 
en la ecuación (2) se ha incluido sólo un intercepto que juega el rol 
de factor de escala, toda vez que la mayoría de las variables están 
expresadas en logaritmos naturales. Los resultados de las prue-
bas de cointegración aparecen en el siguiente cuadro.
Cuadro 2. Prueba de cointegración de Phillips-Ouliaris.
Hipótesis nula: las variables no están cointegradas
Valores Valores 
de probabilidad
Estadística de Phillips y Ouliaris -8.572055 0.0000
Estadística z de Phillips y Ouliaris -71.14059 0.0000
Notas: 
Se emplean los valores de probabilidad de MacKinnon (1996) para determinar el 
resultado de la prueba.
La ecuación de cointegración se estima mediante el método de Mínimos Cuadrados 
Totalmente Modificados. 
Como puede comprobarse en el cuadro referido, los valores 
de probabilidad permiten rechazar la hipótesis nula de que las 
variables no están cointegradas con un 100% de confianza. En el 
cuadro 3 se reportan los resultados de la ecuación de cointegra-
ción “no ajustada”.17
17 Se llama de este modo porque todavía no se han realizado las pruebas de especifi-
cación correspondientes. 
τ
28
Portes, revista mexicana de estudios sobre la cuenca del Pacífico
Portes, revista mexicana de estudios soBre La cuenca deL Pacífico
tercera éPoca / voLumen 8 / enero • Junio 2014 / PP. 7-34 
issn 1870-6800
 Cuadro 3. Ecuación de regresión “no ajustada” para las 
exportaciones manufactureras mexicanas hacia Estados Unidos
Variable dependiente: 
Variable Coeficiente Error 
estándar
Estadística t Valor 
de probabilidad
0.958102 0.142603 6.718689 0.0000
-0.997560 0.153586 -6.495106 0.0000
-1.127309 0.071665 -15.73033 0.0000
-0.647584 0.153294 -4.224454 0.0001
0.004571 0.005539 0.825156 0.4125
0.007772 0.008499 0.914434 0.3641
0.032187 0.004294 7.496355 0.0000
-0.989412 0.227946 -4.340547 0.0001
Intercepto 14.87651 1.808948 8.223846 0.0000
 ajustada 0.957264 Suma de cuadrados 
de los residuales
0.051940
Estadística DW 2.023001 Varianza a largo plazo 0.000483
Es importante precisar la ecuación cointegradora “no 
ajustada”, refleja propiedades estadísticas relativamente apro-
piadas, toda vez que la mayoría de las variables son estadís-
ticamente significativas, la ajustada es bastante elevada, lo 
cual refleja un buen ajuste del modelo estimado a los datos dis-
ponibles, y la estadística Durbin-Watson (DW) es muy cercana 
a dos, indicando la ausencia de correlación serial de primer or-
den. Otras pruebas de diagnóstico indican que los residuales 
tienen una distribución normal y que están exentos de correla- 
ción. No obstante, se llevaron a cabo pruebas de especificación 
para eliminar variables redundantes; luego de aplicar una ba-
tería de pruebas de Wald, se llegó al siguiente modelo ajustado:
tX
tQ
*
tQ
tCUMO
tR
tIED
tCIU
tIOO
2R
DEt
2R
29
La paridad yuan-dóLar y su efecto en Las exportaciones manufactureras mexicanas
Portes, revista mexicana de estudios sobre La cuenca deL pacífico
tercera época / voLumen 8 / enero • Junio 2014 / pp. 7-34 
issn 1870-6800
Cuadro 4. Ecuación de regresión ajustada para las 
exportaciones manufactureras mexicanas hacia Estados Unidos
Variable dependiente: 
Variable Coeficiente Error 
estándar
Estadística t Valor 
de probabilidad
1.060765 0.139431 7.607800 0.0000
-0.956618 0.147824 -6.471330 0.0000
-1.083698 0.049081 -22.07978 0.0000
-0.603161 0.142679 -4.227403 0.0001
0.031190 0.004343 7.181228 0.0000
-1.005743 0.239326 -4.202399 0.0001
Intercepto 14.01987 1.318758 10.63112 0.0000
 ajustada 0.958348 Suma de cuadrados 
de los residuales
0.052283
Estadística DW 1.971783 Varianza a largo plazo 0.000570
En el cuadro anterior, se reportan los resultados del mo-
delo ajustado, donde a juzgar por los valores de probabilidad, 
todas las variables son estadísticamentesignificativas a un nivel 
de 1%. La ajustada, al ser tan elevada, sugiere un buen ajuste 
de curva, mientras que la estadística dw, permite descartar un 
problema de correlación serial de primer orden. Pero, antes de 
interpretar los parámetros estimados del modelo, es necesario 
realizar algunas pruebas de diagnóstico. El siguiente cuadro ex-
hibe los resultados de la prueba de normalidad Jarque-Bera. Ahí 
se observa que el valor de probabilidad para la hipótesis nula 
de normalidad es bastante elevado, por lo que esta hipótesis no 
puede rechazarse, ni siquiera a un nivel de significancia de 10%. 
Cuadro 5. Prueba de normalidad Jarque-Bera.
Hipótesis nula: los residuales siguen una distribución normal
Valor Valor de probabilidad
Estadística Jarque-Bera 1.139729 0.565602
Se señala también que la prueba de cointegración de Phi-
llips y Ouliaris (1990) se aplicó nuevamente al modelo ajustado, 
sin que variara el resultado; esto es, de nueva cuenta la conclu-
sión es que las variables están cointegradas; esto significa que 
2R
tX
tQ
*
tQ
tCUMO
tCIU
tIOO
2R
DEt
30
Portes, revista mexicana de estudios sobre la cuenca del Pacífico
Portes, revista mexicana de estudios soBre La cuenca deL Pacífico
tercera éPoca / voLumen 8 / enero • Junio 2014 / PP. 7-34 
issn 1870-6800
las variables “no estacionarias” del modelo forman una combi-
nación lineal estacionaria, por consiguiente, los residuales son 
homoscedáticos (es decir, no tienden a aumentar o disminuir en 
función del tiempo). Finalmente, el cuadro 6 contiene los resul-
tados de la prueba Q de Ljung y Box, la cual es útil para deter-
minar que los residuales están exentos de correlación serial, no 
sólo de primer orden, sino de orden superior. Aquí la hipótesis 
nula es que los coeficientes de autocorrelación de los residuales 
hasta el rezago k (donde k va desde uno hasta 13) son iguales a 
cero. Los valores de probabilidad son, en todos los casos, muy 
superiores a 0.10, lo que hace razonable concluir que el fenóme-
no de correlación serial está básicamente ausente.
Cuadro 6. Prueba de correlación serial Q de Ljung y Box.
Hipótesis nula: no existe correlación serial hasta el rezago k
Número 
de rezago (k)
Coeficiente 
de autocorrelación estimado
Estadística Q 
de Ljung y Box
Valor 
de probabilidad
1 -0.023 0.0389 0.844
2 0.008 0.0434 0.979
3 0.029 0.1059 0.991
4 -0.123 1.2645 0.867
5 0.045 1.4219 0.922
6 -0.021 1.4555 0.962
7 -0.144 3.1217 0.874
8 0.071 3.5265 0.897
9 0.051 3.7406 0.928
10 -0.290 10.823 0.371
11 0.120 12.047 0.360
12 -0.096 12.840 0.381
13 -0.127 14.268 0.355
31
La paridad yuan-dóLar y su efecto en Las exportaciones manufactureras mexicanas
Portes, revista mexicana de estudios sobre La cuenca deL pacífico
tercera época / voLumen 8 / enero • Junio 2014 / pp. 7-34 
issn 1870-6800
Conclusiones
En esta investigación se estima un modelo de cointegración 
para evaluar el impacto de la política cambiaria china sobre las 
exportaciones manufactureras mexicanas hacia Estados Uni-
dos. Para ello se estima una función ampliada de exportacio-
nes, que combina tanto variables de demanda como de oferta. 
Las pruebas de diagnóstico realizadas al modelo final o ajustado 
(que aparece en el cuadro 4) indican que los residuales tienen 
un comportamiento consistente con ruido blanco normal; esto 
brinda la pauta para proceder a la interpretación de la ecua-
ción de regresión ajustada y formular las recomendaciones de 
política pertinentes. Es necesario reiterar que se trata de una 
regresión de cointegración en la que, a excepción de la capaci-
dad instalada, todas las variables se expresan en logaritmos na-
turales. De este modo, la mayoría de los parámetros estimados 
deben interpretarse como elasticidades a largo plazo que, por 
lo demás, son altamente significativas. En primer lugar, nótese 
que por cada punto porcentual en que se incrementa la deman-
da externa ( ), las exportaciones manufactureras mexicanas hacia Estados Unidos suben en 106 puntos base (es decir, 106 
centésimas de punto porcentual o 1.06 puntos porcentuales). 
Asimismo, por cada punto porcentual en que se deprecia 
el tipo de cambio real del peso frente al dólar ( ), las export-
aciones de manufacturas decrecen en 96 puntos base; esto es 
atribuible a la elevada dependencia de las manufacturas mexi-
canas respecto de los insumos intermedios, maquinaria y equi-
po importados (Bergin et al., 2009; y Hanson, 2012). Dicho de 
otro modo, una depreciación real de la moneda encarece el costo 
en moneda doméstica de los insumos y de los bienes de capi-
tal importados, deteriorando así la competitividad de las manu- 
facturas. La visión tradicional es que una depreciación real de 
la moneda abarata los productos exportados en términos de 
moneda extranjera. A pesar de ello, en el largo plazo parecería 
que el efecto de encarecimiento de los insumos importados do-
mina ampliamente al efecto de abaratamiento de las exporta-
ciones; en este contexto, un peso subvaluado no constituye una 
buena estrategia de impulso a las exportaciones.
En el cuadro 4 también se observa, que por cada punto 
porcentual en que se deprecia el yuan frente al dólar ( ), las 
exportaciones manufactureras mexicanas descienden en 108 
puntos base; esto obedece a que la depreciación del yuan abara-
DEt
tQ
*
tQ
32
Portes, revista mexicana de estudios sobre la cuenca del Pacífico
Portes, revista mexicana de estudios soBre La cuenca deL Pacífico
tercera éPoca / voLumen 8 / enero • Junio 2014 / PP. 7-34 
issn 1870-6800
ta los productos chinos en Estados Unidos, dando lugar a un 
efecto de desplazamiento de las manufacturas mexicanas en el 
mercado de esa nación. De esta manera, la tendencia reciente 
de apreciación real del yuan frente al dólar, pudo haber con-
tribuido a aliviar la situación de las manufacturas mexicanas 
de exportación. 
Otro aspecto importante de la evidencia empírica es el aso-
ciado con los costos unitarios de la mano de obra (Cumot), que 
por cada punto porcentual de aumento reducen las exporta-
ciones de manufacturas en alrededor de 60 puntos base; esto 
significa que una reducción en los costos laborales unitarios 
podría contribuir a contrarrestar los efectos asociados a una 
eventual subvaluación del yuan frente al dólar. El abatimiento 
de los cumo puede lograrse mediante un programa comprensivo 
y coherente de capacitación, adiestramiento y estímulo a la pro-
ductividad de los trabajadores; el objetivo fundamental de dicho 
programa sería que la productividad laboral creciera por enci-
ma de los salarios, reduciendo así el costo del factor trabajo por 
unidad de producto.
Bibliografía
Athukorala, P. (2009). The rise of China and East Asian export per-
formance: Is the crowding out fear warranted? The World Eco- 
nomy, Vol. 32, 234-66.
Aysan, A. F., y Hacihasanoglu, Y. S. (2007). Investigation on the de-
terminants of Turkish export-boom in 2000s. Munich Personal 
RePEc Archive Papers, 5493, Munich.
Bergin, P., Feenstra, R., y Hanson, G. (2009). Offshoring and vola-
tility: Evidence from Mexico’s maquiladora industry. American 
Economic Review, 99(4), 1664-1671.
Berrettoni, D., y Castresana, S. (2007). Exportaciones y tipo de cam-
bio real: El caso de las manufacturas industriales argentinas. 
Revista de Comercio Exterior e Integración. 9, 101-117.
Catão, L., y Falsetti, E. (2002). Determinants of Argentina’s external 
trade. Journal of Applied Economics, 5(1), 19-57.
Corden, Max (2009). China´s exchange rate policy, its current ac-
count surplus and global imbalances. The Economic Journal, 
119(541), 430-441. 
Dickey, D. A., & Fuller, W. A. (1979). Distribution of the estimators 
for autoregressive time series with a unit root. Journal of the 
American Statistical Association, 74(366a), 427-431.
33
La paridad yuan-dóLar y su efecto en Las exportaciones manufactureras mexicanas
Portes, revista mexicana de estudios sobre La cuenca deL pacífico
tercera época / voLumen 8 / enero • Junio 2014 / pp. 7-34issn 1870-6800
Dussel, E. (2009). The Mexican Case. En R. Jenkins y E. Dussel 
(coordinadores), China and Latin America. Economic relations 
in the twenty-first century (pp. 285-385). Bonn: German De-
velopment Institute Press.
Feenstra, R. C., Li, Z., y Yu, M. (2011). Exports and credit constraints 
under incomplete information: theory and evidence from Chi-
na. National Bureau of Economic Research Working Papers, 
16940, Cambridge.
Fu, X., Kaplinsky, R., y Zhang, J. (2012). The Impact of China on 
Low and Middle Income Countries’ Export Prices in Indus- 
trial-Country Markets. World Development, 40(8), 1483-1496.
Garcés, D. G. (2008). Análisis de las funciones de importación y 
exportación de México (1980-2000). El Trimestre Económico, 
75(297), 109-141.
Goldberg, L. S., y Klein, M. W. (1997). Foreign direct investment, 
trade and real exchange rate linkages in Southeast Asia and 
Latin America. National Bureau of Economic Research Working 
Papers, 6344, Cambridge.
Goldstein, M., y Lardy, N. R. (2008) (coordinadores). Debating Chi-
na’s exchange rate policy, Peterson Institute for International 
Economics; Washington, D.C.
Hamilton, J. D. (1994). Time series analysis. Princeton: Princeton 
University Press.
Hanson, G. (2012). Understanding México’s economic underperfor-
mance. Migration Policy Institute, Washington, D. C.
Kwiatkowski, D., Phillips, P. C., Schmidt, P., y Shin, Y. (1992). Tes- 
ting the null hypothesis of stationary against the alternative of a 
unit root. Journal of Econometrics, 54(1), 159-178.
MacKinnon, J. G. (1996). Numerical distribution functions for unit 
root and cointegration tests. Journal of Applied Econometrics, 
11(6), 601-618.
Lardy, Nicholas (2004). China: The Great New Economic Challenge? 
Institute for International Economics, Washington, D.C.
Lett, E., y Banister, J. (2009). China’s manufacturing employment 
and compensation costs: 2002-06. Monthly Labor Review, Abril, 
30-38.
Loza-Tellería, G. (2000). Tipo de cambio, exportaciones e importa-
ciones: El caso de la economía boliviana. Revista de Análisis 
del BCB, 3(1), 7-40.
Mbaye, A. A., y Golub, S. (2002). Unit labor cost, international com-
petitiveness, and exports: The case of Senegal. Journal of Afri-
can Economies, 11(2), 219-248.
34
Portes, revista mexicana de estudios sobre la cuenca del Pacífico
Portes, revista mexicana de estudios soBre La cuenca deL Pacífico
tercera éPoca / voLumen 8 / enero • Junio 2014 / PP. 7-34 
issn 1870-6800
NBER Business Cycle Dating Committee (2008). Determination of 
the December 2007 peak in economic activity. Cambridge: Na-
tional Bureau of Economic Research.
Phillips, P. C., & Ouliaris, S. (1990). Asymptotic properties of residu-
al based tests for cointegration. Econometrica, 58(1), 165-193.
Reinhart, C. M. (1995). Devaluation, relative prices, and interna-
tional trade: Evidence from developing countries. IMF Staff Pa-
pers, 42(2), 290-312.
Rodrik, Dani (2006). What’s so special about China’s exports? NBER 
Working Paper No. 11947, National Bureau of Economic Re-
search, Cambridge, MA, pp. 1-29, disponible en: http://www.
nber.org/papers/w11947. 
Senhadji, A. S., y Montenegro, C. E. (1999). Time-series analysis of 
export demand equations: A cross-country analysis. IMF Staff 
Papers, 46(3), 259-273.
Zhang, X., y Liu, X. (2012). How responsive are Chinese exports 
to exchange rate changes? Evidence from firm-level data. The 
Journal of Development Studies, 48(10), 1489-1504.
Fecha de recepción: 6 de diciembre de 2013
Fecha de aprobación: 13 de diciembre de 2013