1. Precios de insumos y costos unitarios de los Insumos

En esta sección se presenta una visión general de: i) los precios de insumos y ii) los costos unitarios del trabajo y totales.

a) Precios de insumos. La Gráfica 1 muestra los niveles en 2003 (en pesos de 1996) y el Cuadro 2 presenta la tasa de cambio promedio anual en términos reales de los precios de los insumos durante 1996-2003 para cada grupo y para el total de la manufactura.

GRÁFICA 1 Precios de los insumos (niveles) (2003) 

^a Número de clases de actividad entre paréntesis.

CUADRO 2 Cambio promedio anual de los precios de los insumos^a  

Primero, tal como se esperaba, el costo del capital es muy parecido para todos los grupos. Segundo, las remuneraciones por hora trabajada muestran considerables diferencias entre los grupos; por ejemplo, los dos grupos con las remuneraciones por hora trabajada más altas en 2003 fueron G5 derivados del carbón y del petróleo y G6 petróleo y químicos, mientras que las remuneraciones más bajas fueron pagadas por G2 textiles, prendas de vestir y cuero y G3 productos de madera. Por tanto, esto podría estar reflejando la heterogeneidad prevaleciente en capital humano y/o la existencia de diferencias en el grado probable de extracción de rentas en cada grupo (por ejemplo, algunas prestaciones asociadas con la existencia de sindicatos). Tercero, existen diferencias considerables en el costo de la electricidad dentro de los grupos, que podrían explicarse por el hecho de que la Comisión Federal de Electricidad (CFE, la empresa paraestatal mexicana encargada de la producción y distribución de casi la totalidad de la energía eléctrica consumida en el país) sigue reglas de ajuste de tarifas que diferencian entre las capacidades de voltaje de la electricidad para uso industrial (véase ^{CFE, 2006}).¹⁴ Finalmente, el precio del transporte también muestra disparidades entre los grupos, con G7 productos minerales no metálicos, G3 productos de madera y G6 petróleo y químicos pagando los precios más altos por unidad transportada de producto, mientras que los grupos que pagan los precios más bajos son G10 aparatos eléctricos y componentes y G13 productos electrónicos y computadoras.

Respecto a los cambios de los precios de los insumos en términos reales entre 1996 y 2003, en el Cuadro 2 se observa que el incremento en el precio de la electricidad muestra la disparidad más grande y al mismo tiempo, los cambios en las remuneraciones por hora trabajada entre los grupos manufactureros son relativamente homogéneos.

En consecuencia, esto implica que el cambio en el precio de electricidad relativo al cambio en el precio de otros insumos es más alto en algunos grupos que en otros. Por ejemplo, y relacionado con el párrafo anterior, en un extremo se encuentra G11 automotriz, con un incremento promedio en el precio de la electricidad de 12.4% por año, y un incremento de sólo 1.5% por año en remuneraciones por hora trabajada; en el otro extremo se encuentra G1 alimentos, bebidas y tabaco, con una disminución promedio de 13% por año en el precio de la electricidad y un incremento promedio en remuneraciones por hora trabajada de 2.8% por año. El cambio en el precio del transporte también es heterogéneo (-11.7% en G13 productos electrónicos y computadoras y 8.1% en G12 otro equipo de transporte).

b) Costos unitarios de los insumos. En esta subsección se presentan los costos laborales y totales en términos reales por unidad de producto. Los costos unitarios del trabajo se calculan como el gasto en el insumo trabajo dividido entre el valor de los productos elaborados. Ambos montos se expresan en precios constantes de 1993.¹⁵ De manera similar, se calcula una medida de costos medios, con la que el numerador es igual a la suma del gasto en los cuatro insumos considera dos. Se calculan índices de costos unitarios de la mano de obra y de costos medios para cada grupo y para el total del sector manufacturero, normalizando el costo a 100 en 1996. El valor de los índices en 2003, así como su variación porcentual anual promedio durante el periodo 1996-2003, se muestra en el Cuadro 3.¹⁶

^a Grupos clasificados de acuerdo con la variación anual promedio del costo unitario del trabajo.

CUADRO 3 Costos por unidad de producto ^a 

Primero, en referencia a los costos unitarios del trabajo, G14 otras industrias manufactureras y G2 textiles, prendas de vestir y cuero han mostrado los menores decrementos, mientras que G13 productos electrónicos y computadoras es el grupo que claramente tiene el decremento más significativo es sus costos del trabajo. Segundo, respecto a los costos medios reales, los grupos con los decrementos más significativos son G13 productos electrónicos y computadoras y G10 aparatos eléctricos y componentes, mientras que aquellos con menores decrementos son G14 otras industrias manufactureras y G2 textiles, prendas de vestir y cuero.

La función de costos tiene como argumentos a la producción y a los precios de los insumos. En particular, la función de costos translogarítmica puede ser considerada como una aproximación de Taylor de segundo orden en logaritmos a una función de costos arbitraria (véase ^{Christensen et al, 1973}). La especificación más generalizada de la función de costos translogarítmica no impone ninguna restricción previa a la estructura de producción, esto es, no impone, a priori, neutralidad, homoteticidad, homogeneidad, rendimientos constantes a escala, o elasticidades unitarias de sustitución; por lo contrario, esto permite probar estas especificaciones alternas de la estructura de producción.

La función de costos translogarítmica se establece como

(2)

en la que i, j = 1..., N indican los N diferentes insumos considerados con γ _ij = γ _ji, C denota el costo total, Y representa la producción y los P_i son los precios de los insumos. Para que una función de costos se comporte adecuadamente debe ser homogénea de grado uno en precios, lo que implica que, para una producción fija, el costo total debe incrementarse proporcionalmente cuando todos los precios aumentan proporcionalmente. En consecuencia, se aplican las siguientes restricciones en a ecuación (2).

(3)

(4)

(5)

Como se dijo líneas arriba, se puede imponer un número adicional de restricciones a los parámetros de la función de costos translogarítmica, que implícitamente representa la tecnología subyacente. Homoteticidad significa que la función de costos puede ser escrita como una función separable en los precios de la producción y de los insumos.¹⁷ Para la homoteticidad, es necesario y suficiente que

(6)

La función de costos es homogénea en la producción si la elasticidad de costos respecto a la producción es constante. Esto ocurre al imponer las siguientes restricciones

(7)

en este caso, el grado de homogeneidad es igual a1/α _y . Existen rendimientos constantes a escala (RCE) en la función de producción dual cuando, en adición a la ecuación (7)

(8)

Finalmente, la función translogarítmica se convierte en una función Cobb-Douglas con rendimientos constantes a escala, si además de las restricciones previas, se tiene que

(9)

De hecho, todas las elasticidades de sustitución pueden restringirse a la unidad mediante la eliminación de los términos de segundo orden en los precios de la función de costos translogarítmica y pueden aplicarse en los modelos translogarítmico, homotético, homogéneo y/o con RCE.

Se puede ejecutar la estimación directa de la ecuación (2). Sin embargo, se obtiene ganancias en eficiencia si las ecuaciones de demanda por insumos minimizadoras de costos, es decir, las ecuaciones de participación de los insumos, son estimadas conjuntamente con la ecuación (2). Más específicamente, si se estima con un conjunto de ecuaciones de participación de los insumos directamente relacionadas con la función de costos translogarítmica de acuerdo con la teoría de la dualidad. Con base en el lema de Shepard, las funciones de demanda derivadas para cada insumo se obtienen al diferenciar parcialmente la función de costos respecto a los precios de cada insumo ∂C∙/∂P=Zi. Por tanto, la ecuación (2) se deriva parcialmente, según el lema de Shepard, para obtener las ecuaciones de participación de los insumos

(10)

en que ∑iPiXi=C.SiSi=PiXi/C, entonces ∑iSi=1.

Las restricciones necesarias dadas por las ecuaciones (3), (4), y (5) se imponen con la restricción de ∑iSi=1, lo cual implica que sólo N -1 de las ecuaciones de participación en (10) son linealmente independientes.

Una vez que se han estimado los coeficientes, se puede calcular las elasticidades de sustitución parciales de Allen entre dos insumos i y j (^{Uzawa, 1962}). Estas elasticidades son fundamentales para describir la pauta y grado de sustitución y complementariedad entre los insumos de la producción. Básicamente, éstos miden el porcentaje de variación en las proporciones de los insumos debido a un cambio de 1% en sus precios relativos. Para el modelo translogarítmico esto implica

(11)

Además, uno pue de calcular tanto elasticidades precio como elasticidades cruzadas de las demandas de insumos (ceterisparibus, cómo la demandapor insumos i responde a las variaciones en su precio o a variaciones en el precio del insumo j) como ηij=Siσij, que puede calcularse como

(12)

De acuerdo con ^{Hanoch (1975)}, las economías de escala deben ser evaluadas por medio del sendero de expansión, esto es, en el que los precios de los insumos son constantes y los costos son minimizados para todos los niveles de producción, mientras que los rendimientos a escala son normalmente definidos a través de un rayo arbitrario de mezclas de insumos. De hecho, si la función de producción es homotética, tanto los retornos a escalacomo las economías de escala serán iguales.

Las economías de escala son definidas en términos del incremento relativo de la producción resultante de un incremento proporcional en todos los insumos. Esto se expresa como 1 menos la elasticidad de los costos totales respecto a la producción

(13)

Ψ es positivo para economías de escala y negativo para deseconomías de escala. Específicamente, Ψ es calculado en la especificación sin restricciones como 1-αy+γγγInY+ΣiγiγInPj, para el caso homotético como 1-αy+γγγInY, y para el modelo homogéneo como 1-αγ.

2. Estrategia empírica

Para la estimación conjunta de la función de costos y de las ecuaciones de participación de los insumos se utiliza el método de máxima verosimilitud con información completa. Como establecen ^{Christensen y Greene (1976)}, la inclusión de las ecuaciones de participación de los insumos implica la ganancia de grados de libertad sin la adición de restricciones en los coeficientes de la regresión, lo cual arroja estimadores más eficientes de los parámetros. Se incluyen únicamente N - 1 ecuaciones de participación de los insumos en el sistema para evitar problemas de singularidad. Véase más información en ^{Barten (1969)} y ^{Kmenta y Gilbert (1968)}.

En este artículo, los modelos son estimados después de imponer las condiciones de simetría en la función translogarítmica y las restricciones de homogeneidad de grado 1 en los precios de los insumos. Particularmente, los modelos considerados son: i) una función de costos translogarítmica sin restricciones (A), ii) una estructura de costos homotética (B), iii) una estructura de costos con homogeneidad impuesta (C), iv) una estructura con rendimientos constantes a escala (D) y v) los modelos E,F,G y H que corresponden a los modelos A, B, C y D, respectivamente, con elasticidades unitarias de sustitución impuestas en cada caso. En suma, se estiman ocho modelos diferentes para los tres diferentes periodos (1996, 2000 y 2003).

La aceptación de cualquiera de las estructuras previas es determinada por pruebas de razones de verosimilitud, una vez que se obtienen los estimadores de los parámetros de máxima verosimilitud. En particular

(14)

en que Ω _R y Ω _U son el logaritmo de los valores de la función de verosimilitud con y sin restricciones, respectivamente. La ecuación (14) se distribuye asintóticamente como una variable aleatoria X ², con grados de libertad igual al número de restricciones independientes que se hayan impuesto.

1. Funciones de costos para la manufactura mexicana

Esta subsección presenta los resultados de la estimación de funciones de costos correspondientes a los ocho modelos A-H para los años 1996, 2000 y 2003. El capital, el trabajo, la electricidad y el transporte se denotan, respectivamente, por los subíndices K, L, E y T.

Las restricciones de homogeneidad lineal de grado 1 en los precios de los insumos fueron impuestas en todos los modelos para asegurar que las funciones de costos estimadas representen estructuras de producción con un comportamiento adecuado.

Para el caso particular de 2003, los Cuadros 4 y 5 presentan el conjunto completo de los parámetros estimados según los diferentes modelos, el primero de ellos con elasticidades de sustitución no unitarias (modelos A-D) y el segundo con elasticidades de sustitución unitarias impuestas (modelos E-H). El Cuadro 6 presenta los parámetros estimados correspondientes al modelo A para las muestras de 1996 y 2000.

^a Errores estándar entre paréntesis.

* y ** indican significación estadística a 5 o 1%, respectivamente.

CUADRO 4 Funciones de costos para modelos con elasticidades de sustitución no unitarias (2003) ^a 

^a Errores estándar entre paréntesis.

* y ** indican significación estadística a 5 o 1%, respectivamente.

CUADRO 5 Funciones de costos para modelos con elasticidades de sustitución unitarias (2003) ^a 

^a Errores estándar entre paréntesis.

* y ** indican significación estadística a 5 o 1%, respectivamente

CUADRO 6 Funciones de costos para modelo A (2000 y 1996) ^a 

Las estimaciones apuntan a una no homoteticidad estadísticamente significativa implicado al capital (γ _KY ) y al transporte y en 2003, al transporte (γ _TY ) y al trabajo (γ _LY ) en 2000, y al transporte (γ _TY) en 1996. Además, los parámetros de sustitución γ _KT y γ _LT son estadísticamente significativos para los tres años. Esto da un indicio de que ni la hipótesis de homoteticidad ni la de elasticidades de sustitución unitarias son compatibles con los datos.

Como se explicó, es necesario probar la validez de las restricciones impuestas a los modelos B-H; por tanto, el Cuadro 7 muestra los valores de los estadísticos de prueba LR para las tres muestras de datos. Se pueden rechazar cómodamente todas las hipótesis de restricciones de parámetros para las tres muestras con una significación de 5%. En consecuencia, el modelo A, que permite no homoteticidad y elasticidades de sustitución no unitarias, es el que mejor representa la estructura de producción de la industria manufacturera mexicana.

CUADRO 7 Estadísticos de preuba de restricciones al modelo A 

Como se analizó líneas arriba, la medida con la que un insumo puede sustituirse por otro está dada por las elasticidades parciales de sustitución de Allen-Uzawa, las cuales miden el cambio porcentual en las proporciones de los insumos como resultado de un cambio de 1% en sus precios relativos. Las posibilidades de sustitución prevalecientes en la manufactura mexicana se presenta en el Cuadro 8, dadas por las elasticidades parciales de sustitución de Allen-Uzawa.

^a Errores estándar entre paréntesis.

* y ** indican significación estadística a 5 o 1%, respectivamente.

CUADRO 8 Elasticidades de sustitución de Allen-Uzawa ^a 

Todas las elasticidades parciales indican la existencia de posibilidades de sustitución entre los distintos insumos para los tres años.¹⁸ Considerando las elasticidades estadísticamente significativas del Cuadro 8, existe una importante capacidad de sustitución, para los tres años, entre capital y trabajo (σ _KL ), y trabajo y electricidad (σ _LE ). También para 1996 existe capacidad de sustitución entre la electricidad y el transporte (σ _ET ), y para 2000, entre capi tal y electricidad (σ _KE ).

Con referencia a las elasticidades precio y elasticidades cruzadas para la demanda de insumos, éstas se presenta en el Cuadro 9, en el que cada elemento es la elasticidad de la demanda por el insumo en el renglón ante el cambio en el precio del insumo en la columna, para los tres años estudiados. Todas las elasticidades precio de la demanda por insumos, en la diagonal principal, son consistentes con la teoría microeconómica y tienen el signo negativo correcto. En términos generales, se puede decir que la demanda de electricidad es, básicamente, de elasticidad unitaria, mientras que los otros insumos son inelásticos.¹⁹

^a Errores estándar entre paréntesis.

* y ** indican significación estadística a 5 o 1%, respectivamente.

CUADRO 9 Elasticidades precio y elasticidades cruzadas de la demanda por insumos ^a 

Las elasticidades cruzadas, los términos fuera de la diagonal, contienen la misma información que las elasticidades de sustitución en el Cuadro 8. Sin embargo, estas elasticidades cruzadas no son simétricas, dado que dependen de la participación de los insumos. Se observa, en los tres periodos muestra, que to das las elasticidades cruzadas son menores a uno.

Dos son las elasticidades más altas, ambas implican al trabajo: η _LN > 0.5 y η _EL > 0.67. La elasticidad cruzada entre trabajo y capital, η _KL , es 0.35 para 1996 y 0.23 para 2003.²⁰ En 2000 se da una elasticidad estadísticamente significativa entre la electricidad y el capital (η _EK = 0.285). En 2003 ésta decrece a 0.138; sin embargo no es significativa. El efecto que tienen las variaciones en el precio tanto de la electricidad como del transporte en otros insumos es insignificante y no es estadísticamente significativo. Dichas elasticidades cruzadas son importantes para afectar la cantidad en que se usa un insumo en específico y permiten conocer la dirección en que los precios deberían modificarse.

2. Economías de escala y costos medios

Siguiendo cercanamente a ^{Christensen y Greene (1976)}, esta subsección estudia economías de escala para los tres años considerados. Un estimado del grado de economías de escala puede derivarse para cada clase de actividad al evaluar las fórmulas presentadas al final de la subsección III con el nivel observado de producción y de precios de los insumos.

Como en ^{Christensen y Greene (1976)}, la muestra se divide en cinco "conjuntos" de clases de actividad de acuerdo con su producción (el conjunto 1 es el más pequeño, mientras que el conjunto 5 es el más grande). En los Cuadros 10 y 11 se presenta estimaciones del grado de economías de escala para la clase de actividad con la producción promedio en cada grupo, utilizan do los seis modelos que permiten dicho análisis.²¹ Antes de comentar algunos de los principales resultados, vale la pena señalar que los cálculos en todos los modelos fueron estadísticamente significativos.

Como es sabido, los estimadores de economías de escala para los modelos homogéneos (C y G) son constantes en todos los niveles de producción. Es interesante destacar que, desde 1996 hasta 2003, se han incrementado las economías de escala.²²

^a Errores estándar entre paréntesis.

* y ** indican significación estadística a 5 o 1%, respectivamente.

CUADRO 10 Economías de escala para modelos con elasticidades de sustitución no unitaria ^a 

^a Errores estándar entre paréntesis.

* y ** indican significación estadística a 5 o 1%, respectivamente.

CUADRO 11 Economías de escala para modelos con elasticidades de sustitución unitarias ^a 

Respecto a los otros modelos en que las economías de escala pueden variar con la producción (A, B, E, F), observamos que, para los tres años analizados, las economías de escala disminuyen en la medida en que el tamaño de la clase de actividad aumenta (excepto para el modelo E en 2003). Adicionalmente, los cálculos son de alguna manera similares entre los modelos A, E y F, con el modelo B, presentando los estimadores más pequeños. De hecho, no existe una diferencia considerable entre los cálculos correspondientes a los cinco conjuntos en cada modelo. Por ejemplo, basados en los resultados de 2003, el estimador de economías de escala para el conjunto 1 en el modelo A, que fue aceptado como modelo final en la sección anterior, es 0.37 mientras que para el conjunto 5 es 0.27. También se observa que con el modelo A las economías de escala aumentaron entre 1996 y 2003 para los cinco conjuntos.

Para efectos únicamente de exposición, se derivan las curvas de costos medios estimadas para el sector manufacturero con base en los dos mejores modelos de cálculo: A y G. La curva de costos medios se obtiene evaluando la función de costos medios para distintas producciones mientras se mantienen fijos los precios de los insumos e iguales al promedio de la muestra. La Gráfica 2 muestra las curvas para estos dos modelos contenidos en el Cuadro 10 para 2003 con el tamaño de distribución de clases de actividad en el eje horizontal junto con su participación en la producción. Se puede observar que hay un indicio inicial de que ninguna clase de actividad se encontraba cerca del punto de costos medios mínimos (indicados por las líneas verticales punteadas).

^a Los números entre paréntesis denotan participación en la producción.

GRÁFICA 2 Curvas de costos medios, modelos A y B (2003) ^a 

En la Gráfica 3 se presenta las curvas de costos medios para 1996, 2000 y 2003, para el modelo A, con la distribución de clases de actividad por tamaño debajo del eje horizontal para cada año. Se observa que la curva de costos medios para 1996 es más plana que las otras dos curvas, lo cual es congruente con nuestros hallazgos anteriores al identificar economías de escala más bajas en 1996. También, como se muestra en el recuadro inferior a las curvas de costos, las clases de actividad están localizadas hacia la izquierda de los puntos de costos medios mínimos (aquéllos para 1996 y 2000 no se muestran en la Gráfica 3). El que se encuentren alejadas del punto mínimo de la curva de costos medios no forzosamente significa que las clases de actividad están operando por debajo de su óptimo: en el punto mínimo se sabe que costo medio = costo marginal, por lo que las clases de actividad no deberían tener ganancias extraordinarias; en niveles de producción a la izquierda de este punto, las clases de actividad deberían tener ganancias mayores a 0.²³ Por tanto, esto pudiera ser más un tema de competencia (estructura de mercado) en el mercado de bienes de producción.

GRÁFICA 3 Curvas de costos medios para el modelo A (1996, 2000 y 2003) ^a 

Además, se observa que el punto mínimo de la curva de costos medios en 2003 está localizado en la parte superior izquierda (noroeste) de los otros dos puntos mínimos (no mostrados en la Gráfica 3), lo que implica que se requiere menor producción para lograr alcanzar la región de costos más bajos. Esto puede proporcionar pruebas de que la curva de costos medios está desplazándose hacia arriba debido a que tanto los costos fijos como los variables están aumentando.

Como se señaló en la subsección 1, se debe tener cautela al inferir conclusiones de si efectivamente puede haber algún cambio tecnológico negativo o un incremento genuino en costos en la Gráfica 3 ya que diversos factores (por ejemplo, asuntos de medición, agregación de datos, falta de datos y uso de proxies, construcción de variables, posibles cambios en la composición/estructura de la industria, etc.) pudieran sesgar los resultados en un periodo tan corto como el disponible.²⁴ Finalmente, como se analizó, se considera como punto de referencia al sector manufacturero total, que pudiera no ser la manera más precisa de determinar si existe o no un cambio tecnológico cuando se están analizando unidades de estudio muy diferentes (por ejemplo, procesamiento de carne vs manufactura de equipo e instrumentos dentales); idealmente, el análisis aquí esbozado debería aplicarse a grupos manufactureros específicos utilizando datos de establecimientos. Por tanto, sería de alguna manera aventurado concluir que con el tiempo las clases de actividad se han tornado técnicamente menos eficientes.

Para formalizar estadísticamente la existencia o no de economías de escala, y con base en ^{Christensen y Greene (1976)}, el Cuadro 12 presenta las clases de actividad y la proporción de la producción total en 1996, 2000 y 2003, localizada en cada una de las tres regiones de la curva de costos medios para el total del sector representadas en la Gráfica 3: i) economías de escala estadísticamente significativas, ii) economías o deseconomías de escala no significativas y iii) deseconomías de escala estadísticamente significativas. Una vez más nuestro punto de referencia (el to tal del sector manufacturero) puede no ser el mejor dado que la diversidad en los procesos y productos manufactureros inherentes en nuestros datos es considerable.

CUADRO 12 Economías y deseconomías de escala significativas 

Se observar que, en 1996, existían 11 clases de actividad que representaban 37% de la producción total que no mostraban economías o deseconomías a escala estadísticamente significativas. Este número disminuyó a ninguna clase de actividad en 2000 y a dos clases de actividad que representaban 18% de la producción total en 2003.²⁶ Además, ninguna clase de actividad mostró deseconomías de escala estadísticamente significativas en ninguna de las tres muestras estudiadas.

Para concluir esta sección y para establecer una comparación de costos un tanto más válida entre las clases de actividad en cada grupo manufacturero se presenta el Cuadro 13, en el que los renglones del cuadro muestran el costo medio para la clase de actividad representativa de un tamaño particular para cada grupo como porcentaje del punto mínimo en la curva de costos medios para el total del sector manufacturero en 2003.

CUADRO 13 Costos medios para grupos manufactureros en 2003, como porcentaje del costo medio mínimo del sector manufacturero 

En particular, las clases de actividad representativas se clasifican en tres diferentes niveles/categorías de producción (proxy de tamaño) para los 14 grupos manufactureros. Los tres niveles de producción considerados dentro de cada uno de los 14 grupos manufactureros son: i) categoría chica, producción promedio de las clases de actividad que en conjunto representan un porcentaje de la producción, en su respectivo grupo manufacturero, cercano a 15%;²⁷ii) categoría mediana, la clase de actividad en cada grupo con el nivel de producción mediano, y iii) categoría grande, la clase de actividad con la producción más alta en cada grupo.²⁸

Congruente con nuestros resultados anteriores, el costo medio disminuye en la medida en que el tamaño de la clase de actividad aumenta en cada uno de los grupos manufactureros. Además, los porcentajes más bajos se encuentran en la categoría grande para G11 automotriz y G13 productos electrónicos y computadoras, mientras que los porcentajes más altos corresponden a G12 otro equipo de transporte tanto en las categorías chica como mediana y en G2 textiles, prendas de vestir y cuero en la categoría chica. Los resultados sugieren la influencia o existencia de importantes costos fijos para algunos grupos en particular.

Es muy interesante observar la diferencia de costos: i) entre tamaños de categorías dentro de los grupos y ii) entre grupos manufactureros dentro de una misma categoría. De acuerdo con los últimos renglones del Cuadro 13, que muestra para cada una de las tres categorías de tamaño, la diferencia entre el porcentaje más alto y el porcentaje más bajo a lo largo de los 14 grupos manufactureros, para 2003 y 1996, el diferencial más bajo se encuentra en la categoría mediana. Las últimas columnas del Cuadro 13 muestran la diferencia entre el tamaño de las clases de actividad (chica-grande) en cada grupo manufacturero para 2003 y 1996, respectivamente.²⁹ Además, todas las categorías de tamaño y los grupos experimentaron reducciones en sus diferenciales respectivos; en otras palabras, al parecer hubo menos dispersión en la escala de producción en 2003 que en 1996.³⁰ Esto es de esperarse ya que, como se analizó líneas arriba, los costos medios mínimos para el total del sector se han movido ascendentemente y hacia la izquierda, y en comparación, un mayor número de clases de actividad estaban más cerca de la región de costos mínimos en 2003 que en 1996.