Problematización

Los FTA’S constituyen una de forma en que los países definen su inserción comercial bilateral -la cual también puede ser unilateral o multilateral-, siendo estas modalidades no excluyentes entre sí. Los acuerdos de este tipo se diferencian de la primera opción en la existencia de un intercambio de beneficios entre las partes involucradas. En el caso de la opción multilateral, si bien es un tratado internacional, los derechos y obligaciones de éstos pretenden tener un alcance global, mientras que en el caso de los FTA’S, los derechos y obligaciones sólo se circunscriben a las partes que están involucradas en el mismo. La definición utilizada corresponde a la empleada por ^{Alle y Elsig (2016: 99)} quienes conciben esta inserción como aquellos acuerdos entre países u organizaciones regionales que proporcionan un acceso preferencial para sus miembros en bienes y servicios.

En ese sentido, el principal elemento distintivo de los acuerdos comerciales respecto a otras modalidades es que constituyen una vía que permite evadir la aplicación del principio de Nación Más Favorecida (NMF), que es una característica fundamental del Sistema Multilateral expresada por la Organización Mundial del Comercio (WTO, por sus siglas en inglés), la cual obliga a extender beneficios comerciales sin discriminar entre países. Ésta es permitida por las excepciones contempladas en el artículo XXIV del Acuerdo General de Aranceles y Comercio de 1994 y el artículo v del Acuerdo General de Comercio de Servicios, los cuales suelen ser invocados cuando un país firma un acuerdo comercial y lo notifica ante la Organización Mundial del Comercio (^{WTO, 2003}; ^RTA-IS).

Si bien el uso de esta vía ha sido duramente criticado, por cuanto erosiona los cimientos mismos del sistema multilateral al fomentar alternativas que contradicen uno de sus fundamentos básicos, como el principio NMF (^{Bhagwati, 2008}), el aumento en el número de acuerdos puestos en vigor anualmente se ha sostenido en el tiempo. Aunque los acuerdos comerciales son instrumentos utilizados desde hace décadas, es a partir de 1990 cuando su aplicación se incrementó de manera sustantiva (^{WTO, 2011: 55-58}). Hasta junio de 2017 se presentaron un total de 297 acuerdos en vigor, que han sido notificados a la WTO, aunque esa cifra sería subestimada (RTA-IS) porque tal número correspondería en realidad a la notificación formal de acuerdos comerciales realizadas ante esa organización, situación que implica la presencia de FTA’S que pueden estar en vigor, pero que no son considerados en este conteo. Sin embargo, sí son incluidos en otras fuentes, como es el caso del proyecto Design of Trade Agreements (DESTA), que en 2014 estimó la cifra en 587 (^{Dür, Baccini, y Elsig, 2014}), y que a mediados de 2017 ascendía a 975 (según DESTA). No obstante esta subestimación, se optó por utilizar el registro de la WTO, debido a que ésta constituye un registro oficial provisto por una organización internacional.

En términos teóricos, la conceptualización sobre FTA’S es amplia y compleja, por la diversidad de temas con la cual se le relaciona. En primer lugar, se ha abordado como una herramienta que profundiza procesos de integración y de influencia en relaciones internacionales (^{WTO, 2011: 94-97}; ^{Ravenhill, 2011}). Segundo, se les ha asignado un papel de gran importancia en el mantenimiento de la paz, donde el argumento central es que, a medida que los países comercian más, incrementan sus respectivos niveles de interdependencia y, con ello, disminuyen el riesgo de un conflicto militar, condición que adquiere más relevancia cuando se trata de países democráticos (^{Gartzke, 2007: 180}; ^{Ruggie, 1982}; ^{Polachek, 1997: 180}; ^{Baldwin, 1980}; ^{Bliss y Russett, 1998}; ^{Gartzke, 1998}; ^{McMillan, 1997}).

De igual manera, la liberalización del comercio ha sido señalada como un elemento que permitiría mayores niveles de democracia, donde el argumento central es que las dictaduras serían más reticentes a usar herramientas como un FTA debido a la pérdida de sus espacios de discrecionalidad en la aplicación de sus políticas (^{Mansfield, Milner y Pevehouse, 2008}; ^{Mansfield y Milner, 2012}). Más aún, la condición de país con mayores grados de democracia llevaría a que los compromisos contenidos en los acuerdos sean de mayor profundidad (^{Hühne et al., 2015}) o a aumentar la probabilidad de que el acuerdo sea con una contraparte que también cuente con un régimen democrático (^{Mansfield, Milner, y Rosendorff, 2002: 500}). No obstante, hay trabajos que han relativizado ese argumento, planteando, por un lado, el posible fortalecimiento de dictaduras, por el potencial efecto redistributivo de la apertura comercial en la obtención de apoyos de determinados sectores organizados colectivamente (que en este contexto serían los empresariales) para su permanencia en el poder (^{Chang y Wu, 2016: 290}); o que, en realidad, el impacto de la inserción comercial sobre la democracia dependería más de otros factores, como la estructura del mercado del trabajo (^{Ahlquist y Wibbels, 2012: 459}).

En relación con el papel que cumplen las reformas de mercado, desde esta perspectiva los acuerdos comerciales constituyen una certificación de la credibilidad o gaining credibility, respecto a si un país mantendrá o profundizará su orientación pro mercado por medio de un tratado internacional (^{WTO, 2011: 94-95}; ^{Baccini y Urpelainen, 2014}). Éste se expresa en compromisos adquiridos en ámbitos que han pasado a ser regulados por medio de acuerdos comerciales, como la política de competencia o la protección de los derechos de propiedad intelectual o inversiones, que están contenidos especialmente en FTA’S de última generación (^{Anderson et al., 2011}; ^{Henrik, Mavroidis y Sapir, 2009}; ^{Lim, Elms, y Low, 2012}; ^{Rodrik, 2000}). Más aún, serían funcionales en la creación o consolidación de un entorno favorable a una visión de sociedad neoliberal (^{Gathii, 2011}; ^{McCarthy, 2007}; ^{De Ville y Orbie, 2014}; ^{Harvey, 2007}).

Esta última dimensión, gracias su complejidad conceptual, es mayor a la del ámbito estrictamente económico, debido al amplio alcance que tiene el neoliberalismo (^{Schmidt y Thatcher, 2013}; ^{Crouch, 2017}; ^{Steeck, 2014}), aspectos de los que este artículo no pretende dar cuenta (^{Evans y Sewell, 2014}). Por esa razón, se evitará el uso de este término, empleándose en cambio el de reforma de mercado, que es específico a las transformaciones ocurridas en el campo de la economía. En el presente, se define la reforma de mercado como el proceso de (re)organización de los mercados a partir de la disminución en la protección otorgada desde el Estado hacia diversos sectores, por medio del uso de mecanismos de asignación de recursos por parte del mercado (^{Przeworski, 1991: 136}).

Los cambios introducidos en el ámbito de la liberalización del comercio pueden advertirse de una manera más precisa a partir de los años noventa, al comparar los énfasis que ésta adquiere desde una orientación del tipo comercial policy hacia trade policy. En el primero, el foco está puesto en cómo regular gradualmente una reducción de la protección del comercio, mientras que en el segundo el énfasis se pone en lograr la liberalización del mismo (^{WTO, 2011}; ^{Goode, 2007}).

En el caso específico de los acuerdos de libre comercio, éstos tenderían a reforzar este tipo de orientaciones (^{Allee y Elsig, 2016}; ^{Mansfield y Milner, 2012}; ^{Rodrik, 2000}), en especial cuando está involucrada una relación del tipo Norte-Sur; es decir, en la situación en que un país en desarrollo tiene como contraparte a uno que ya superó esa etapa (^{Allee y Elsig, 2016}). En ese caso, los FTA’S contribuirían a apuntalar el liderazgo político durante la implementación de las reformas de mercado (^{Baccini y Urpelainen, 2014}) o en el fortalecimiento de su orientación pro mercado en el mediano plazo (^{Allee y Elsig, 2016: 116}; ^{Cuevas, 2016}).

Cuando comienza el auge en la entrada en vigor de acuerdos de libre comercio, a partir de la década de 1990 (^{WTO, 2011}), en América Latina se da de manera simultánea el inicio de procesos democratizadores e implementación de reformas de mercado (^{Stokes, 2001}; ^{Teichman, 2011}), con la excepción de Chile, que las inició a comienzos de la dictadura militar, en 1974 (^{Ffrench-Davis, 2005}). La presencia de regímenes democráticos y firma de FTA’S aparecería como una condición necesaria en el caso latinoamericano, pero que no se proyecta en otras regiones, en las que incluso su entrada en vigor fortalecería dictaduras (^{Chang y Wu, 2016}). Sin embargo, una mayor liberalización del comercio aparece como condición de suficiencia, pues encontramos casos, como el de la Alianza Bolivariana para los pueblos de América, que parecieran ser excepciones.

La introducción de las reformas de mercado en la región implicó un abandono de un modelo previo, de sustitución de importaciones (ISI), cuya crisis se debió en parte a la incapacidad de éste para modificar el patrón de dependencia (^{Cardoso y Falleto, 1969}; ^{Love, 1990}); igualmente se debió a eventos externos, como la crisis de la deuda en la década de 1980 (^{Urquidi, 2005}). El resultado de esta transformación implicó un giro bastante importante en la orientación económica, que dejó de considerar entre sus objetivos principales la redistribución del crecimiento económico para priorizar el control de la inflación y el déficit fiscal (^{Dornbusch y Edwards, 1991}), constituyendo un cambio de tal magnitud que algunos autores incluso lo calificaron como una caída del muro de Berlín para el desarrollismo, analogía que da cuenta de su nivel de impacto (^{Armijo y Faucher, 2002}).

El proceso de reformas enfrentó tensiones importantes con diversos grupos de interés, como sindicatos o empresarios del sector industrial, quienes se habían visto beneficiados por políticas de protección del comercio que fueron un pilar muy importante durante la era denominada desarrollista y que llevaron a estos grupos a adoptar posturas de resistencia a este tipo de cambios (^{Armijo y Faucher, 2002}; ^{Murillo, 2001}).

Pese a estas transformaciones en las orientaciones del modelo económico predominante en la región, también se observan patrones reiterados, como un crecimiento en la importancia del comercio (ratio de la suma de exportaciones e importaciones respecto del Producto Interno Bruto [PIB]), en especial en los países más pequeños, además de la relevancia que tiene el ciclo de los recursos naturales (RR.NN.). Es posible dimensionar este argumento en los informes anuales de la Comisión Económica para América Latina y el Caribe (CEPAL).

En el caso latinoamericano, el incremento de acuerdos comerciales se explicaría por los cambios por el modelo económico, por mayores niveles de democratización o por la búsqueda de influencia, formándose como la más relevante la primera. Por ello, la hipótesis que se plantea en este artículo es que el aumento de FTA’S en la región se debe al efecto producido por la introducción de reformas económicas, que implicaron un cambio sustantivo en el papel del Estado como actor económico.

Como variables de control se definieron algunos indicadores que dan cuenta de otros argumentos expuestos en esta sección, tales como los niveles elevados de democratización y exposición al comercio internacional; así como de dos características bastante específicas de la región en este proceso: el declive en el sector manufacturero y la persistente importancia de los recursos naturales. Las características de las variables dependiente, independiente y de control, y cómo éstas fueron operacionalizadas, son explicadas con mayor detalle en la siguiente sección.

Variables

El análisis expuesto se realizó sobre una base de 920 observaciones, lo que corresponde a 20 países durante 46 años, lo cual consiste, por tanto, en una estructura de panel donde diversas unidades son estudiadas de manera reiterada durante un periodo (^{Pickup, 2015}; ^{Allison, 2009}; ^{Beck y Katz, 1995}).

La variable dependiente se define como , que corresponde al número de acuerdos comerciales (FTA) que un país (j) notificó ante la Organización Mundial del Comercio en un año (t). En el periodo de estudio, el promedio de acuerdos para los 20 países de América Latina y el Caribe considerados es cercano a tres (2.6), presentándose una amplia dispersión de datos, con una desviación estándar de 3.3, superior en 27 % a la media. Asimismo, se presenta una amplia variación en el número de acuerdos que cada uno de los países de la región puso en vigor al final del periodo (Anexo 1).

Como variable independiente consideramos el peso de las reformas de mercado, que se expresa en si el Estado sigue siendo un actor económico importante. Esta variable se define a partir del indicador State Ownership of the Economy, que es parte en el proyecto Varieties of Democracy (V-DEM), que mide el control por parte del Estado en la propiedad de activos en diversos sectores de la economía. Se utiliza su versión original, ordinal, con valores entre 0 y 4, donde su valor mínimo indica una presencia casi absoluta del Estado como actor económico; mientras que uno = 4, muestra una mayor importancia, casi absoluta, del sector privado como actor económico. Un valor = 3 indica una mayor importancia del sector privado (^{Coppedge et al., 2016: 220-221}). A partir de esta variable, que según su medida es ordinal, fue operacionalizada mediante una recodificación como una variable dummy, en que cuando el Estado tiene una mayor importancia en la Economía es = 1 mientras que cuando lo es sector privado es = 0. El efecto que esperaríamos sobre el número de acuerdos comerciales, por tanto, sería negativo y se expresaría de dos formas.

La primera de ellas es su efecto directo, como el que expresa una variable independiente X sobre el resultado Y, mientras que la segunda manera es considerar su condición de mediadora (Z) del efecto de otra variable (X) sobre el número de FTA’S (^{Jaccard y Turrisi, 2003}). Ello se expresaría en el impacto que tiene, por ejemplo, la democracia sobre el número esperado de acuerdos, dependiendo de la transformación que experimenta el Estado como actor económico.

En el caso de las variables de control, el nivel de democratización se define a partir del resultado anual obtenido por cada país en el índice Polity IV, que los clasifica en una escala entre -10 y 10, donde los valores superiores a 6 serían considerados como democracias (^{Marshall, 2013}). El efecto que se esperaría es que a medida que los países son más democráticos, tenderían a vincularse más comercialmente con otro por medio de FTA’S. Si bien se evaluó la inclusión de indicadores de mayor sofisticación, como el proporcionado por V-DEM, no se consideró finalmente en este caso porque la correlación entre ambos resultó bastante elevada y la simpleza en la interpretación es mayor en Polity IV. No se exploraron otros índices porque la disponibilidad de información es baja para un periodo anterior a 1990.

El declive del sector manufacturero se evalúa a partir del porcentaje que este sector tiene con relación al Producto Interno Bruto (PIB), donde a medida que disminuye su importancia, el número de FTA’S se incrementaría. Ello porque este sector fue uno de los principales beneficiarios del anterior modelo sustitutivo de importaciones.

La inserción comercial en el mundo se define como el cociente del comercio (suma de exportaciones e importaciones) respecto del PIB, que expresa la importancia de los flujos comerciales de un país con relación al tamaño de su economía en un determinado año. El efecto que se esperaría es que a medida que se incrementa el nivel de exposición que un país latinoamericano tiene respecto al comercio internacional, aumentaría el número de acuerdos comerciales.

La importancia de los Recursos Naturales se expresa en la renta obtenida por los Estados como porcentaje del PIB, donde su impacto debiera ser negativo. Ello porque la importación de un determinado recurso natural no dependería de la concesión de beneficios involucrados en un acuerdo, sino más bien del precio del respectivo commodity en el mercado internacional y de la escasez de este en el país importador (^{WTO, 2010}).

Los datos de la importancia del sector manufacturero, la inserción comercial y de la importancia de los recursos naturales fueron obtenidos de la base World Development Indicators (WDI), del Banco Mundial (^{WDI, 2017}). En el cuadro 1 se presenta una descripción de las variables expuestas y de sus principales estadísticos descriptivos.

A partir de las variables definidas, los dos modelos que se analizan se definen de la siguiente manera:

FTAjt=β0+Ejt+Djt+Cjt+RNjt+ϵjt

FTAjt=β0+Djt+Cjt+RNjt+D*Ejt+C*Ejt+RN*Ejt+ϵjt

Como se señaló al comienzo de esta sección, corresponde a la variable dependiente, mientras que es el efecto sobre el número de acuerdos que ocurre cuando el Estado continuó siendo un actor económico de importancia; es el impacto del grado de democratización medido en Polity IV; representa lo que ocurre debido a la exposición al comercio internacional y lo que acontece por medio de una mayor renta fiscal obtenida por un país en el año En el caso del segundo modelo, que muestra el efecto indirecto, éste se expresa mediante el producto entre el respectivo parámetro y , que indica el efecto correspondiente de una variable cuando el Estado sigue siendo un actor económico de importancia, es decir, es =1. En el modelo 2, cuando aparece solamente el parámetro, ello indica el efecto que tiene el mismo cuando el sector privado adquirió una mayor relevancia, o es = 0. Finalmente corresponde a la constante y al respectivo error.

Métodos y ajustes

Como se señaló en la subsección anterior, la variable dependiente presenta características que, previo a su estimación, deben plantearse algunos ajustes específicos, como es el caso de la implementación de modelos para variables de conteo (^{Cameron y Trivedi, 2005}). Dichos ajustes se deben a problemas asociados a su condición de variable de conteo (fundamentalmente la presencia de valores = 0 y problemas de dispersión) y a la estructura de datos, que tiene características de panel, es decir mismas unidades observadas de manera reiterada en distintos puntos de tiempo. Al evaluar elementos tanto a favor como en contra de posibles alternativas de estimación, en esta sesión se argumenta que el mejor modelo sería la implementación de regresiones negativas binomiales.

La condición de variable de conteo implica que los posibles valores que asume ésta -al expresar una cantidad determinada de acuerdos- sólo pueden ser números enteros y positivos. En este caso, debido al número dispar de acuerdos entre países (Anexo 1) y a que durante una parte importante del periodo analizado no hay acuerdos en vigor (sobre todo en los primeros años), la distribución de la variable dependiente asume características que hacen complicado el análisis si no se realizan los ajustes que se detallan a continuación.

El problema de la sobredispersión de la variable dependiente se advierte en una desviación estándar superior a la media, que en este caso es 27 % mayor. Ello llevaría a que la aplicación de un modelo basado en mínimos cuadrados ordinarios (OLS) obtenga parámetros sesgados. Al mismo tiempo, la elevada presencia de valores = 0 lleve a que un modelo de Poisson, que es el utilizado por defecto para variables de este tipo, estime menos ceros que los realmente existentes en los datos, porque uno de sus supuestos es la igualdad en la varianza de la media, condición que no se cumple en este caso (Anexo 1) y que impediría el uso de este tipo de modelamiento (^{Cameron y Trivedi, 2005: 670-671}).

Si bien el análisis podría realizarse por medio de una regresión de mínimos cuadrados ordinarios convencional, previa transformación de la variable dependiente utilizando su logaritmo natural o ln_(n), esta no es la mejor opción porque sólo corrige la sobredispersión, sin resolver el problema de la distinción entre ceros reales o no, pues matemáticamente no puede estimarse el logaritmo de un valor cero. Aunque ello puede subsanarse técnicamente, añadiendo un valor 1 en la estimación del ln_(n), para evitar la generación de valores perdidos por la imposibilidad de estimar el ln₍₀₎, sólo mejora la sobredispersión, al estimar una media de 1.04 y una desviación estándar de 0.69, porque genera 156 valores = 0.

Con el fin de evaluar la mejor alternativa posible, considerando las características de la variable dependiente, se realizó un primer análisis comparando los resultados utilizando distintos tipos regresión para variables de conteo, asumiendo previamente una estructura de datos de corte transversal, siendo los modelos evaluados los siguientes: a) Poisson, que asume igual varianza; b) negativo binomial, que ajusta por sobredispersión; c) Inflación de Ceros, que corrige el sesgo por la sobreestimación de valores ceros respecto a los observados en los datos; d) negativo binomial con Inflación de Ceros, que ajusta por problemas detectados en los puntos b y c. Se utiliza una estructura de corte transversal por problemáticas que se describen a continuación de esta primera evaluación, que considera solamente las características que presentó la variable dependiente.

Los resultados de esta primera estimación, de acuerdo a sus medidas de entropía (Akaike Information Criteria [AIC] y Bayesian Information Criteria [BIC]), que comparan la mejora en la estimación tras la inclusión de variables), indica que el modelo más apropiado correspondería a un modelo negativo binomial con ajuste por inflación de ceros (ZINB). Esto tanto porque presenta una mejor bondad de ajuste, que corresponde al menor valor numérico (Anexo 2), como por el análisis de pruebas asociadas, obtenidos por los resultados de la prueba de Voung, que indica la preferencia por un modelo ZINB respecto a uno negativo binomial (p < 0.02). Esto es comprensible porque es un tipo de regresión diseñado específicamente para lidiar con el problema de la inflación de ceros. Pero, a su vez, tiene la dificultad de estimarlo en una estructura de datos del tipo países-años, por lo que el costo de optar por este modelo implica admitir un análisis de corte transversal. Este último caso significa, en pocas palabras, asumir que un país es completamente independiente de sí mismo en distintos años en lugar de ajustar el análisis a la estructura de la base de datos, que corresponde a países analizados en distintas unidades de tiempo. Considerar una estimación de corte transversal, en este caso, no presenta ningún beneficio en términos analíticos.

Por su parte, un modelo negativo binomial es a su vez, preferible a uno Poisson, pues su parámetro de dispersión Alpha (α), de 0.329, desestimó el supuesto de igualdad en la varianza, que es requisito indispensable de una regresión de Poisson. Sin embargo, al tomar en cuenta la estructura de los datos, que es de panel (países-años), la estimación de un modelo ZINB presenta problemas (^{Boza y Muñoz, 2017}; ^{Allison, 2009}). Por ello, se opta por una regresión Negativa Binomial, que se implementa mediante un método de máxima verosimilitud, mediante la estimación sucesiva de regresiones de Poisson, y Negativa Binomial.

Esta elección nos permite corregir los sesgos en la estimación que se producen por la sobredispersión y da una mayor flexibilidad en corregir las particularidades que presenta la estructura de datos. En ese sentido, se opta por estas dos mejoras, asumiendo que habrá un problema respecto de los valores igual a cero, que una problemática que sí asume un modelo ZINB, pero a un costo de desconocer la estructura de la base de datos (^{Hilbe, 2011}; ^{Cameron y Trivedi, 2005}). Sin embargo, dado que este estudio considera a países observados a lo largo del tiempo, una regresión Negativa Binomial sí permite la inclusión de correcciones en este punto, lo que no puede realizar una estimación ZINB. Por ello, considerando la estructura de la base de datos el ajuste más pertinente es implementar un modelo negativo binomial.

En ese sentido, tomando la estructura de los datos, en la se que presenta una mayor ventaja utilizar una regresión negativa binomial, se ajusta el control de la heterogeneidad dentro de las unidades (países) por medio de la inclusión de dummies de las mismas (^{Allison, 2009}; ^{Allison y Waterman, 2002}; ^{Beck, Katz y Tucker, 1998}) y de la presencia de heterocedasticidad por medio de una corrección a través del incremento en el error estándar. Si bien ajustes realizados por la aplicación de este instrumento en el último tiempo han presentado bastantes críticas, tanto por su uso de manera mecánica para corregir errores de especificación como por sus limitaciones en su aplicación para modelos no lineales como en este caso (^{King y Roberts, 2015}), esta corrección se utilizó por una mayor eficiencia en su estimación, debido a la dificultad de utilizar otros procedimientos destinados a este fin, como estimadores Jacknife o Bootstraping.

En el caso de la utilización de interacciones, su propósito principal responde al testeo de las variables y a una mayor riqueza interpretativa de los resultados, mediante la introducción de dependencia de los efectos de una variable por una tercera. En función de este objetivo, se supedita a la problemática de la multicolinealidad, que además es problema de mayor relevancia en un modelo lineal, que no es el que se implementa en este artículo (^{Harrel, 2001}; ^{Jaccard y Turrisi, 2003}).

Resultados

En el análisis se consideró la estimación de dos modelos, en el primero se presenta el efecto directo de las variables consideradas, mientras que en el segundo se muestra el caso de la disminución de la importancia del Estado como un actor económico. En la interpretación de los coeficientes, la manera más intuitiva de realizarlo es mediante la dirección del signo que le antecede, que da cuenta de la orientación del efecto producido por la respectiva variable independiente sobre el número de acuerdos. En ese sentido, y de acuerdo con los resultados presentados en el modelo 1, cuando el Estado es un actor económico de mayor importancia, se reduciría el número de acuerdos puestos en vigor en el periodo. Si bien su valor asociado es inferior a 95 % de confianza, sí lo está a 94 %. Asimismo, su tasa de incidencia es de 0.79, es decir que cuando el Estado es más importante como un actor económico, la ocurrencia de un acuerdo disminuye 21 % respecto a cuando el sector privado presenta una mayor robustez.

El aumento del nivel de democratización, medido en el incremento en un punto en el índice Polity IV, predice un alza en los acuerdos que un país notificó ante la omc en el periodo, con un crecimiento de 9 % (1.09) en su tasa de incidencia, resultado que iría en la dirección de confirmar los argumentos que vinculan la democracia con el uso de estos acuerdos.

Por su parte, a medida que el sector manufacturero disminuye su importancia en relación con el PIB existe un mayor número de acuerdos comerciales que entran en vigor. Cada punto que desciende su importancia aumentaría en 10 % (0.90) la tasa de incidencia de la entrada de un nuevo FTA.

Al mismo tiempo, el impacto que tiene la exposición de los países de la región al comercio internacional sobre el aumento en los FTAS’S que fueron incorporando en el tiempo es escaso. Ello mostraría que variables de ese tipo son más efectivas como un indicador de qué tan expuesto está un país en dinámicas de comercio internacional, más que un indicador de apertura per se . En el caso de una mayor dependencia de los recursos naturales -si bien ello indicaría que cada punto de aumento de la renta que los países de LAC obtienen de sus exportaciones de RR.NN. incremente el número de FTA’S- su p-valor es irrelevante (0.86).

La inclusión de interacciones, que se presentan en el modelo 2, muestra el efecto indirecto de cada una de las variables sobre la cantidad de FTA’S cuando el Estado sigue teniendo un rol económico de importancia (=1) y que se expresa en el cuadro con el signo #. El efecto más relevante de este procedimiento se expresaría en un cambio en la orientación del signo respecto a cuando la variable mediadora es =0, que es el coeficiente que no muestra la interacción (#). Estos modelos fueron estimados ajustando heterogeneidad mediante inclusión de dummies para las observaciones, en este caso, países. Dado que su inclusión corresponde a un ajuste y no a un efecto según países, estos resultados no son presentados en el cuadro para una mayor simplificación en su interpretación.

Los resultados muestran que el efecto indirecto que tiene la persistencia de un Estado fuerte como actor económico se expresa especialmente en la importancia del sector manufacturero, en los niveles de exposición que el país tiene ante el comercio internacional y, en menor medida, en el efecto que tiene la dependencia de los recursos naturales. Cuando el Estado siguió teniendo un papel empresarial significativo, el efecto de la reducción de la industrialización sobre el número de acuerdos comerciales fue menor que en aquellos países donde se desarrolló menos el sector industrial clásico, como lo es la manufactura.

Fuente: Estimación propia con información del Banco Mundial.

Gráfico 1: Efecto declive sector industrial sobre el número de acuerdos 

Estos resultados podrían interpretarse en dos direcciones: que se privilegien acuerdos que promuevan las exportaciones de esos sectores o, mejor dicho, que estos incluyan mayores espacios de protección hacia los mismos. Estimar el efecto marginal del sector industrial sobre el número de acuerdos, cuando el Estado es un actor económico importante, muestra que el impacto es mayor cuando este sector sigue teniendo un menor peso en la respectiva economía, específicamente cuando la manufactura representa entre 10 y 20 % del respectivo PIB. A medida que la importancia del sector industrial crece, su efecto sobre la disminución en el número de FTA’S disminuye bastante hasta casi no tener ninguno, una vez que la industria supera 30 % del PIB (Gráfico 2).

Fuente: Estimación propia con información del Banco Mundial.

Gráfico 2: Efecto Marginal Declive Sector Industrial sobre el número de acuerdos 

Al observar los resultados del efecto mediador que se da en el caso de una mayor inserción comercial en el mundo (Comercio % PIB), se confirma parcialmente este argumento. Cuando el Estado sigue teniendo un papel importante como actor económico, incluso mayores niveles de exposición al comercio internacional tienen efectos negativos sobre el número de FTA’S. En cambio, a mayores niveles de inserción se presenta un impacto positivo cuando el sector privado tiene una mayor importancia, lo que se advierte cuando la proporción Comercio/PIB alcanza 30 % (Gráfico 3). Ello se evidencia de manera más clara en el Gráfico 4, donde cuando la mayor exposición a las dinámicas del comercio internacional supera 30 %, el efecto sobre el número de FTA’S va disminuyendo, aun cuando esta interpretación debe tener alguna cautela por el elevado intervalo de confianza (95 %), que en los gráficos se observa en indicado por las líneas verticales en torno a cada punto.

Fuente: Estimación propia con información del Banco Mundial.

Gráfico 3: Efecto de mayor exposición al Comercio Internacional sobre el número de acuerdos 

En el caso de la importancia de la Renta de los RR.NN., en un mayor número de FTA’S, si bien este efecto sobre la disminución de acuerdos aumenta cuando el Estado tiene mayor importancia como actor económico y disminuye cuando el sector privado adquiere mayor relevancia, el número esperado de acuerdos comerciales es muy parecido, superponiéndose los intervalos de confianza. En ese sentido, es más ilustrativo ver qué ocurre con el aumento en el número de acuerdos comerciales, a medida que aumenta el efecto marginal de la importancia de la Renta de los RR.NN., cuando el Estado es un actor muy importante, donde el efecto de esta mayor dependencia se aceleraría en situaciones de una estrecha correlación con los recursos naturales. No obstante, en ambos casos no sólo el efecto es reducido, sino que, al mismo tiempo, presenta elevados intervalos de confianza, lo que implica que el resultado obtenido sea bastante impreciso (Anexos 3 y 4).

Fuente: Estimación propia con información del Banco Mundial.

Gráfico 4: Efecto Marginal de exposición al Comercio Internacional sobre el número de acuerdos