Crisis económica y Covid-19. Una visión desde la frontera de México y Estados Unidos

Abstract

La pandemia por el Covid-19 ha tenido impactos económicos enormes y crecientes costos humanos en todo el mundo, además de efectos devastadores en las economías mundiales y en especial en América del Norte durante 2020 y 2021. Para proteger las vidas y permitir que los sistemas sanitarios puedan hacer frente a la situación, ha sido necesario recurrir a aislamientos, confinamientos y cierres generalizados con el fin de frenar la propagación del coronavirus. Se proyecta que la economía mundial sufrirá una brusca contracción de al menos -3.3% en 2020, mucho peor que la registrada durante la crisis financiera de 2008-2009. En México, la caída en el PIB llegó a -8.2%, la peor registrada en los últimos 88 años. Entre mayo y septiembre de 2020, el Colegio de la Frontera Norte, a través del Departamento de Estudios Económicos y la Maestría en Economía Aplicada, organizó sendos seminarios para analizar la crisis económica ocasionada por la pandemia del Covid-19 en la frontera México-Estados Unidos durante 2020, así como las perspectivas económicas para 2020-2021.

Full text

Alejandro Díaz-Bautista
Eliseo Díaz González
Ismael Plascencia López
(Coordinadores)
CRISIS ECONÓMICA Y COVID-19.
UNA VISIÓN DESDE LA FRONTERA
DE MÉXICO Y ESTADOS UNIDOS
UNA VISIÓN DESDE LA FRONTERA
DE MÉXICO Y ESTADOS UNIDOS
CRISIS ECONÓMICA Y COVID-19.

Crisis económica y covid-19
Una visión desde la frontera de México y Estados Unidos

Cada libro de la Colección Ciencia e Investigación es evaluado para su publicación
mediante el sistema de dictaminación de pares externos. Invitamos a ver el proceso
de dictaminación transparentado en
http://doi.org/10.52501/cc.09
www.comunicacion-cientifica.com
Ediciones Comunicación Científica se especializa en la publicación de libros de inves-
tigación digitales e impresos en las áreas de humanidades, ciencias sociales y ciencias
exactas. Guía su criterio de publicación cumpliendo con las prácticas internacionales
de dictaminación, comités y ética editorial, acceso abierto, medición del impacto de
la publicación, difusión, distribución impresa y digital, transparencia editorial e indi-
zación internacional.

Crisis económica y covid-19
Una visión desde la frontera de México y Estados Unidos
ALEJANDRO DÍAZ BAUTISTA
ELISEO DÍAZ GONZÁLEZ
ISMAEL PLASCENCIA LÓPEZ
(Coordinadores)

D.R. Alejandro Díaz Bautista, Eliseo Díaz González, Ismael Plascencia López, 2021
Primera edición en Ediciones Comunicación Cientíca, 2021
Diseño de portada: Francisco Zeledón
D.R. Ediciones Comunicación Científica S.A. de C.V., 2021
Av. Insurgentes Sur 1602, piso 4, suite 400,
Crédito Constructor, Benito Juárez, 03940, Ciudad de México, México,
Tel. (52) 55 5696-6541 • móvil: (52) 55 4516 2170
info@comunicacion-cientica.com • infocomunicacioncientica@gmail.com
www.comunicacion-cientica.com comunicacioncienticapublicaciones
@ComunidadCient2
ISBN: 978-607-99003-7-3
DOI: http://doi.org/10.52501/cc.09
Este libro es una publicación de acceso abierto con los principios de Creative Commons
Attribution 4.0 International License que permite el uso, intercambio, adaptación,
distribución y transmisión en cualquier medio o formato, siempre que dé el crédito
apropiado al autor, origen y fuente del material gráco. Si el uso del material gráco
excede el uso permitido por la normativa legal deberá obtener el permiso directamente
del titular de los derechos de autor.
Oliva Abarca, Jesús Eduardo Crisis económica y covid19 : una visión desde la frontera de
México y Estados Unidos / Alejandro Díaz Bautista, Eliseo Díaz González, Ismael Plascencia
López, coordinadores. — Ciudad de México : Comunicación Cientíca, 2020. — 253
páginas. — (Colección Ciencia e Investigación).
ISBN 978-607-99003-7-3
DOI: 10.52501/cc.09
LC: RA644.C67 Dewey: 362.1962
1. Pandemia de COVID-19, 2020- — Aspectos económicos. 2. Crisis económica — México.
3. Crisis económica — Estados Unidos. 4. Crisis económica — Canadá. 5. Análisis de
impacto económico. I. Díaz Bautista, Alejandro, coordinador. II. Díaz González, Eliseo,
coordinador. III. Plascencia López, Ismael, coordinador. IV. Serie.
Esta obra fue dictaminada mediante el proceso de pares ciegos externos,
puede consultar el proceso transparentado en
http://doi.org/10.52501/cc.09

7
Índice
Prólogo . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 9
1. La conanza de los tijuanenses y el manejo de la crisis
del Covid-19, Ismael Plascencia López, María del Carmen Alcalá
Álvarez, Robert Efraín Zárate Cornejo . . . . . . . . . . . . . . . . 15
2. Efectos económicos del Covid-19 en la economía de México
Eliseo Díaz González . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 33
3. La economía del distanciamiento social en la frontera
México-Estados Unidos durante 2020,
Salvador Corrales Corrales, Alejandro Díaz Bautista . . . . . . . . 51
4. Covid-19, el virus que dividió a la humanidad,
Eduardo Gilberto Loría Díaz de Guzmán,
Emmanuel Gerardo Salas González . . . . . . . . . . . . . . . . . . 63
5 ¿Es temporal el efecto del Covid-19 en la frontera norte
de México? Evidencia de pruebas de raíces unitarias lineales
y no lineales, Miguel Ángel Tinoco Zermeño,
Ricardo Castellanos Curiel . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 81
6. Un modelo postkeynesiano de stock-ujo para el análisis de la
pandemia, crisis de conanza y crisis económica,
Christian de la Luz Tovar . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 95
7. Dinámica estructural de los determinantes de los ujos de capital
extranjero a México: 1998-2020,
Mario A. Rosas Chumal, Alejandro Díaz Bautista . . . . . . . . . . 123

ÍNDICE
8
8. Impactos económicos y sociales del Covid-19 en un horizonte
de largo plazo, Eliseo Díaz González . . . . . . . . . . . . . . . . 171
9. La recuperación económica en un escenario Post-Covid-19
Alejandro Díaz Bautista, Marcos David Silva Castañeda . . . . . 201
10. Impactos económicos en México ocasionados por la pandemia
y el TMEC durante 2020 Alejandro Díaz Bautista, Edgar David
Gaytán Alfaro . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 213
11. Impacto económico de la pandemia Covid-19 en México Noé
Arón Fuentes Flores, Alejandro Brugués Rodríguez, Sárah Eva
Martínez Pellégrini . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 227

81
5. ¿Es temporal el efecto del Covid-19 en la frontera norte
de México? Evidencia de pruebas de raíces unitarias
lineales y no lineales*
MIGUEL ÁNGEL TINOCO ZERMEÑO**
RICARDO CASTELLANOS CURIEL***
Resumen
En este estudio pretendemos inferir el impacto del choque de la pandemia
por el Covid-19 en la tasa trimestral de desempleo en los estados de la fron-
tera norte de México mediante diversas pruebas de raíces unitarias. Anali-
zamos la tasa de desempleo durante el periodo 2005T1-2020T1 para los
estados de Baja California, Sonora, Coahuila, Chihuahua, Nuevo León y
Ta ma u li p as . C o n r e sp e c to a l a me t o do l og í a e c on om é t ri c a, u s am o s l as p r u e-
bas desarrolladas por Perron y Yabu (2009) y Kejriwal y Perron (2010) para
seleccionar estadísticamente el número de cortes estructurales presentes
en las series. Una vez validada la existencia o inexistencia de cortes, em-
pleamos pruebas de raíces unitarias lineales (lm y rals-lm) y no lineales
(Enders & Lee, 2012) para evaluar la estacionariedad de las series. En con-
clusión, si bien el choque del Covid-19 elevará la tasa de desempleo en la
frontera norte de México, su efecto será particularmente fuerte en Sonora
y Tamaulipas.
Palabras clave: desempleo, Covid-19, pruebas de raíces unitarias, cortes es-
tructurales, México
* Los autores desean agradecer a Pierre Perron (Boston University), Mohitosh Kejriwal (Purdue University) y Vi-
nod Mishra (Monash University) por compartirnos sus códigos de Gauss y consejos para realizar esta investi-
gación.
** Profesor de la Facultad de Economía, Universidad de Colima. ORCID: https://orcid.org/0000-0003-4707-2450
*** Facultad de Economía, Universidad de Colima.

¿ES TEMPORAL EL EFECTO DEL COVID-19 EN LA FRONTERA NORTE DE MÉXICO?
82
Introducción
La pandemia ocasionada por el denominado “Covid-19” o simplemente
“coronavirus”, como se conoce, fue detectada por primera vez en China a
nales de 2019. Dado el alto grado de interconexión e interdependencia
entre las economías, las infecciones se diseminaron rápidamente por casi
todos los países del planeta en un lapso de unos cuantos meses. La falta de
una vacuna y medicamentos adecuados para eliminar la nueva enfermedad
hizo que muchos gobiernos optaran, como las mejores opciones, por el
distanciamiento social y el paro temporal de la actividad económica.
Como arman Hevia y Neumeyer (2020), en los países en desarrollo los
efectos adversos serán más profundos que en los países desarrollados. Entre
las razones, los autores mencionan la limitada capacidad tecnológica para
permitir el trabajo a distancia, los mercados nancieros poco desarrollados,
gobiernos con poca capacidad para implementar políticas scales paliativas,
bajo nivel educativo, sistemas de salud débiles y que una gran parte de la
población se encuentra empleada en empresas pequeñas. Tampoco se deben
olvidar factores externos como la caída en exportaciones, importaciones o
remesas. En América Latina, la situación económica se torna más preocu-
pante por dos razones (Levy & Valdés, 2020). Por un lado, cerca de 60% de
la fuerza de trabajo está autoempleada (sin estabilidad laboral ni benecios)
o es informal. Y, por otro lado, en los países latinoamericanos se conjunta-
ron el distanciamiento social y los cierres de empresas en medio de un
mercado laboral precario.
En México, al igual que muchos otros países, el impacto económico del
coronavirus ha sido devastador. En su último informe trimestral de ene-
ro-marzo de 2020, el Banco de México (2020) evidenció que la producción
se desplomó por las medidas de distanciamiento social, la debilidad pre-
existente de la economía mundial y la ruptura de las cadenas globales de
valor. En particular, el Instituto Nacional de Estadística y Geografía (inegi)
reportó que, en el segundo trimestre de 2020, el producto interno bruto
(pib) cayó 18.9% en términos reales ajustado por estacionalidad (Morales,
2020). Por otro lado, según la Encuesta sobre el Impacto Económico Gene-
rado por Covid-19 en las Empresas (ecovid-ie) 2020 del inegi, ante la con-

¿ES TEMPORAL EL EFECTO DEL COVID-19 EN LA FRONTERA NORTE DE MÉXICO? 83
tingencia, en el mes de abril entraron en paro técnico o cierre temporal 44%
de las grandes empresas, 51.5% de las medianas y pequeñas, y 60% de las
micro. En consecuencia, y sin lugar a duda, el efecto sobre el empleo también
ha sido mayúsculo. Por ejemplo, tan sólo en los estados de la frontera nor-
te de México (Baja California, Sonora, Chihuahua, Coahuila, Nuevo León
y Tamaulipas) hubo una pérdida de 169,742 empleos formales (asegurados
en el imss) entre los meses de marzo y julio.
Con base en el panorama anterior, el objetivo de este capítulo es deter-
minar la estacionariedad de la tasa de desempleo en los estados de la fron-
tera norte de México durante el periodo 2005T1-2020T1. Una vez que deter-
minemos las características estadísticas de las series, podríamos inferir si
el efecto de un choque al desempleo, como el provocado por la pandemia
del Covid-19, sería temporal o permanente. Con relación a la metodología
empírica, aplicamos las pruebas desarrolladas por Perron y Yabu (2009) y
Kejriwal y Perron (2010) para seleccionar estadísticamente el número de
cortes estructurales presentes en las series. Después de conocer los cambios
estructurales, procedemos a aplicar pruebas de raíces unitarias lineales (lm
y rals-lm) y no lineales (Enders & Lee, 2012) para evaluar la estacionarie-
dad de las series.
En la literatura económica se han desarrollado varias teorías que inten-
tan explicar el comportamiento del desempleo (Ayala et al., 2012; Meng,
Strazicich & Lee, 2017). Primero, la hipótesis de la tasa natural de desempleo
(tnd) arma que el comportamiento del desempleo mantiene un equilibrio
único en el largo plazo, pero con eventuales desviaciones temporales. Una
deducción de la teoría es que la tasa de desempleo es estacionaria y los
choques solamente generan efectos temporales. Segundo, la hipótesis es-
tructuralista sostiene que la tasa de desempleo sigue un proceso estaciona-
rio sujeto a cambios estructurales ocasionales (y permanentes). Y tercero,
la hipótesis de histéresis argumenta que la tasa de desempleo sigue un pro-
ceso de raíz unitaria no estacionario que nunca regresa a su equilibrio des-
pués de un choque.1 El presente trabajo de investigación se orienta princi-
palmente con la teoría estructuralista, ya que en las series de los seis estados
1 Otra teoría se refiere a la hipótesis de la persistencia, la cual afirma que después de un choque la tasa de
desempleo se ajusta lentamente hacia su equilibrio de largo plazo. Véanse, por ejemplo, Kristic et al. (2019) y
Trejo García et al.(2017).

¿ES TEMPORAL EL EFECTO DEL COVID-19 EN LA FRONTERA NORTE DE MÉXICO?
84
analizados pudimos detectar al menos un corte estructural. Empero, tam-
bién se vincula con la visión de histéresis de raíz unitaria, porque algunos
choques “pueden tener un efecto permanente sobre la tasa de desempleo”
(Meng, Strazicich & Lee, 2017, p.1401).
Muchos investigadores han estudiado empíricamente la estacionariedad
de la tasa de desempleo, pero los resultados obtenidos quedan supeditados
al tipo de prueba realizada y los supuestos en los que se basa, lo que arroja
resultados mixtos incluso para las mismas series analizadas. Un ejemplo es
Smyth (2003), quien realiza la prueba de histéresis con un panel de datos
de estados y territorios australianos durante el periodo 1982-2002. Con la
prueba Dickey-Fuller aumentada, no se rechaza la hipótesis nula de raíz
unitaria en 75% de los estados y territorios, pero con las pruebas de panel
de datos (Levin y Lin y mínimos cuadrados generalizados factibles) se re-
chaza la hipótesis nula de histéresis. Por el contrario, Cheng et al. (2012)
estudian la tasa de desempleo en los 50 estados de Estados Unidos y el
Distrito de Columbia para el periodo de 1976 a 2010. Con las pruebas de
raíces unitarias de panel, los investigadores concluyen a favor de la hipóte-
sis de histéresis cuando se incluyen los datos posteriores a 2007. Asimismo,
García-Cintado et al. (2015) aplican varias pruebas de raíces unitarias a 17
regiones españolas y datos trimestrales de 1976 a 2014, y al igual que Cheng
et al. (2012), no pudieron rechazar la hipótesis nula de histéresis. Por último,
Trejo García et al. (2017) estudian el comportamiento de la tasa de desem-
pleo en México acompañada de la formación bruta de capital, las exporta-
ciones y el agregado monetario M1 en un modelo de vectores autorregresi-
vos sin restricciones, y el estudio encuentra que sí existe histéresis en el
desempleo mexicano.
La contribución de este trabajo de investigación es doble. Por un lado,
estudiamos los rasgos estadísticos de la tasa de desempleo con pruebas de
corte estructural y raíces unitarias novedosas que —hasta donde sabemos—
no se han aplicado antes al caso mexicano. Por otro lado, la investigación
se centra en los estados de la frontera norte, cuya importancia económica
para México es innegable. Nuestra conclusión principal es que el desempleo
en Baja California, Coahuila, Chihuahua y Nuevo León es del tipo estacio-
nario con cambios estructurales. Al apoyarse en la hipótesis estructuralista,
esto indica que el desempleo aumentará a otro nivel estacionario (descono-

¿ES TEMPORAL EL EFECTO DEL COVID-19 EN LA FRONTERA NORTE DE MÉXICO? 85
cido) por un choque exógeno. En Sonora y Tamaulipas, en cambio, detec-
tamos que la tasa de desempleo contiene raíz unitaria, por lo que el desem-
pleo no muestra tendencia a revertirse a su estado estacionario de largo
plazo después de un choque signicativo como el del Covid-19.
En la siguiente sección explicamos los datos y el método empírico que
usamos en la investigación. Después, en la tercera sección discutimos los
resultados de las pruebas, mientras que en la cuarta sección presentamos
las conclusiones y las recomendaciones de política económica.
Datos y procedimiento econométrico
Los datos para la realización de este estudio se obtuvieron de la Encuesta
Nacional de Ocupación y Empleo del inegi. Extrajimos datos de la tasa de
desempleo de seis estados de la frontera norte de México: Baja California,
Sonora, Chihuahua, Coahuila, Nuevo León y Tamaulipas. La tasa de des-
empleo es un promedio móvil de tres datos con extremo superior. El perio-
do de análisis corresponde del primer trimestre de 2005 al primer trimestre
de 2020. En la tabla 1 se pueden observar las estadísticas descriptivas prin-
cipales: la tasa de desempleo promedio más alta se ubicó en Coahuila con
5.41, seguida de Tamaulipas con 5.17; mientras que la menor tasa apareció
en Baja California con 3.85. Respecto a la desviación estándar, la mayor se
presentó en Chihuahua. Por último, la prueba de asimetría indica que la
mayor parte de los datos se ubican al lado derecho de la distribución, por
lo que existe una mayor probabilidad de que se presenten incrementos brus-
cos en las tasas de desempleo.
Tabla 1. Estadísticas descriptivas
Entidad N Media Desv. est. Min. Máx. Asimetría
Baja California 61 3.85 1.82 1.22 7.54 0.28
Chihuahua 61 4.49 1.95 2.07 9.54 0.84
Coahuila 61 5.41 1.23 3.57 9.65 1.19
Nuevo León 61 4.98 1.16 3.34 8.28 0.53
Sonora 61 4.84 1.40 2.56 8.04 0.44
Tamaulipas 61 5.17 1.40 2.83 8.40 0.49
Fuente: Elaboración propia con datos del INEGI.

¿ES TEMPORAL EL EFECTO DEL COVID-19 EN LA FRONTERA NORTE DE MÉXICO?
86
Por otro lado, el método econométrico que empleamos tiene tres etapas.
En la primera determinamos la existencia de cortes estructurales en las
series con las pruebas de Perron y Yabu (2009) para cero y un corte, y Ke-
jriwal y Perron (2010) para uno y dos cortes. En la segunda etapa, ya con el
conocimiento de los cambios estructurales, usamos las pruebas lm y rals-
lm de raíces unitarias, las cuales fueron desarrolladas por Meng, Kyung et
al. (2014) y Lee et al. (2012). En la tercera etapa, aprovechamos la prueba
de raíz unitaria Fourier lm propuesta por Enders y Lee (2012), la cual es
una prueba no lineal con un número indeterminado de cambios estruc-
turales.
Las pruebas de raíces unitarias lm y rals-lm detectan cortes estructu-
rales endógenos y cambios de tendencia basándose en errores no normales
para mejorar su poder (Payne et al., 2017, p. 718). Con base en Akram et al.
(2019), Churchill et al. (2020), Lee et al. (2012) y Meng, Payne y Lee (2013),
a continuación explicamos la construcción de las dos pruebas. El primer
paso es una regresión de la primera diferencia (Δyt) de la tasa de desempleo
sobre la primera diferencia (ΔZt) de una constante, una tendencia y variables
dummy que capturan los cambios estructurales y en la tendencia:
Δyt = ζ’ ΔZt + et, (1)
con Zt =
[
1, t, D1t, D2t, DT1t, DT2t
]
’ y donde Dit = 1 para t ≥ TBi + 1, i = 2, y
cero de lo contrario. Con el coeciente estimado
(
ζ
~
)
se construyen las series
sin tendencia, St = yt – φt – Ztζ
~, donde φ
~t = yt – Ztζ
~. El estadístico lm, tϕ para
ϕ = 0, se estima con
Δyt = ζ’ ΔZt + ϕS
~
t–1 + ut, (2)
Aun cuando tϕ está libre del parámetro de cambio de nivel, se asocia con
el término γi que indica el lugar del cambio de tendencia. Este último espe-
cica la fracción de las submuestras en cada régimen como λ1 = TB1/T y
λ2 = (TB2 – TB1)/T. Por lo tanto, usamos la transformación S
~
t–1 = (1/λ1)S
~
1 para
t ≤ TB1, S
~
t = (1/λ2)S
~
1 para TB1 < t ≤ TB2, o S
~
t = (1/(1 – λ2))S
~
1 para TB2 < t ≤ T.
Después de sustituir S
~
t–1 por S
~
t–1 y agregar los términos aumentados y reza-
gados para corregir la autocorrelación en los términos de error, obtenemos
la ecuación

¿ES TEMPORAL EL EFECTO DEL COVID-19 EN LA FRONTERA NORTE DE MÉXICO? 87
Δyt = ζ’ ΔZt + ϕS
~
t–1 +
k
∑
j = 1
dj S
~
t–j + ut . (3)
El estadístico de la raíz unitaria lm se denota por
LM
ô
. Respecto al es-
tadístico rals-lm y para capturar la información de los errores no norma-
les, la ecuación 3 se puede modicar con
Δyt = ζ’ ΔZt + ϕS
~
t–1 +
k
∑
j = 1
dj S
~
t–j + wˆ’t γ + ut . (4)
En la ecuación 4, wˆ t son los residuos aumentados que toman en cuenta
el segundo y tercer momento de los residuos de la ecuación 3, donde
mˆ j = T –1
T
∑
t = 2
eˆ j
t y
[
eˆ 2
t – mˆ 2 , eˆ3
t – mˆ 3 – 3mˆ 2eˆ t
]
.
Cuando existen errores no normales, wˆ t incrementa la eciencia de los pa-
rámetros estimados y el poder de las pruebas de raíces unitarias lm. El es-
tadístico t se denota por ϕ = 0 como τrals-lm. La distribución asintótica de la
prueba de raíz unitaria rals-lm se expresa como τrals-lm → ρ2τlm +
√
—
1 – ρ2Z .
Debemos esclarecer que, en las pruebas de raíces unitarias antes men-
cionadas, las variables dummy de cambio estructural y el número óptimo
de rezagos se calcula con la prueba maxF. Para la cuadrícula de búsqueda,
establecimos un recorte de 10% (entre 0.10 y 0.90). Finalmente, la longitud
del rezago óptimo se jó en ocho con un enfoque de general a especíco.
En otro orden de ideas, adicionamos la prueba de raíz unitaria Fourier
que fue desarrollada por Enders y Lee (2012). Esta prueba muestra que los
rasgos esenciales de una serie de tiempo con uno o más cortes pueden ser
capturados con una aproximación Fourier, y además identica los puntos
de corte y su forma especíca (Meng, Strazicich & Lee, 2017). En particular,
la prueba adopta la forma siguiente (Enders & Lee, 2012,p.5):
Δyt = Δsin(2πkt /T ) + σ2 Δcos(2πkt /T ) + μt. (5)
Posteriormente, se construye una serie sin tendencia con los coecien-
tes estimados σ
~0, σ
~1 yσ
~2:
~
t = yt – ψ
~ – σ
~0t – σ
~1 sin(2πkt /T ) – σ2cos(2πkt /T ), t = 2,…, T. (6)

¿ES TEMPORAL EL EFECTO DEL COVID-19 EN LA FRONTERA NORTE DE MÉXICO?
88
En este caso, ψ
~ – y1 – σ
~0 – σ
~1 sin(2πkt /T ) – σ2cos(2πkt /T ), y y1 es la pri-
mera observación de yt Por último, la regresión de la prueba se obtiene con
las series sin tendencia:
Δyt = ϕS
~
t – 1 + d0 + d1Δsin(2πkt /T ) + d2Δcos(2πkt /T ) + εt. (7)
Resultados de las pruebas
Empezamos nuestro análisis con las pruebas de Perron y Yabu (2009) y Ke-
jriwal y Perron (2010) que aparecen en la tabla 2. En la primera parte de ésta,
el estadístico ExpW(1|0) arroja que los seis estados de la frontera norte con-
siderados tienen un corte estructural en 2008 y 2010. En términos econó-
micos, los dos años son interesantes porque se asocian con la crisis nancie-
ra internacional de 2007-2008 y la crisis de 2010 en México. Por otro lado,
la segunda parte de la tabla muestra la prueba de Kejriwal y Perron (2010)
con el estadístico ExpW(2|1) que explora la existencia de cambios estructu-
rales adicionales. En este caso, la prueba señala que solamente Baja Califor-
nia y Chihuahua tienen dos cortes, en 2014T2 y 2017T4 respectivamente.
Tabla 2. Pruebas de Perron & Yabu (2009) y Kejriwal & Perron (2010)
Entidad ExpW(1|0) ExpW(2|1)
Estadístico Fecha corte Estadístico Fecha corte
Baja California 21.255 *** 2008T4 4.204 ** 2014T2
Chihuahua 4.595 ** 2008T3 7.400 *** 2017T4
Coahuila 19.383 *** 2008T4 — —
Nuevo León 156.837 *** 2008T4 1.176 —
Sonora 70.541 *** 2008T2 1.981 —
Tamaulipas 75.353 *** 2010T2 — —
Nota: Para la prueba de Perron y Yabu (2010), los valores críticos son 2.82, 3.36 y 4.78, a 1, 5 y 10% de signifi-
cancia estadística respectivamente. Para la otra prueba, los valores críticos son 2.65, 3.16 y 4.59.
Fuente: Elaboración propia.
Con base en la información sobre la detección de cambios estructurales,
procedemos a estimar la presencia de raíces unitarias en las tasas de desem-
pleo de los seis estados de la frontera norte. En la tabla 3 se pueden observar

¿ES TEMPORAL EL EFECTO DEL COVID-19 EN LA FRONTERA NORTE DE MÉXICO? 89
los resultados de las pruebas lm, rals-lm y flm, junto con las fechas es-
tructurales estimadas, que son distintas a los resultados anteriores por la
naturaleza misma de las pruebas. De nueva cuenta, las fechas estimadas con
el estadístico lm tienen relevancia económica. Por ejemplo, 2007Q2,
2007Q3, 2007Q4, 2008Q4 y 2011T1 se relacionan con la crisis nanciera
internacional y la crisis mexicana, como se dijo arriba.
Tabla 3. Pruebas de raíces unitarias LM, RALS-LM y FLM
Entidad Corte estimado con LM
TB1 TB2
Estadístico
LM
Estadístico
RALS-LM
Estadístico
FLM
Baja California 2007T2 2012T1 –4.711 * –5.769 * –3.788
Chihuahua 2007T4 2016T1 –6.628 * –6.062 * –3.159
Coahuila 2011T1 — -5.951 * –5.638 * –2.572
Nuevo León 2008T4 2016T3 –7.224 * –7.331 * –3.472
Sonora 2007T3 2008T2 –3.790 –3.384 –3.753
Tamaulipas 2013T4 — –2.981 –3.167 –1.495
Núm. de rechazos — — 4 4 0
Nota: Los cortes estructurales se denotan por T
B. Los valores críticos de los estadísticos LM y RALS-LM se
pueden consultar en Meng et al. (2014). Los valores críticos para la prueba FLM son –4.69, –4.10 y
–3.82 al 1%, 5% y 10%, respectivamente. * denota significancia estadística a 1%.
Fuente: Elaboración propia.
Las estimaciones de la prueba de raíz unitaria con corte estructural
endógeno lm apuntan a que se rechaza la hipótesis de raíz unitaria y, por lo
tanto, de histéresis de raíz unitaria, en Baja California, Chihuahua, Coahui-
la y Nuevo León a 1% de signicancia estadística con dos cortes estructu-
rales. Asimismo, el estadístico rals-lm conrma los resultados anteriores
de que en esos estados se rechaza la hipótesis de raíz unitaria. Como expli-
can Meng, Strazicich y Lee (2017, p. 1408), la estacionariedad de las series
de tiempo apoya la teoría estructuralista, propuesta por Phelps (1994), de
que los choques al desempleo son temporales, si bien un choque sustancial,
como el ocasionado por el Covid-19, podría llegar a modicar la tasa natu-
ral de desempleo y elevarla a un nuevo nivel estacionario.
Como se especicó en la sección anterior, llevamos a cabo la prueba de
raíz Fourier lm para tratar de conrmar las otras pruebas de raíces unitarias.
Dicha prueba trata de capturar la posible no linealidad de los datos con un
número indeterminado de cortes estructurales. En este caso, en la tabla 3

¿ES TEMPORAL EL EFECTO DEL COVID-19 EN LA FRONTERA NORTE DE MÉXICO?
90
se puede apreciar que en ninguna de las entidades federativas analizadas los
estadísticos flm fueron signicativos, o que no se rechazó la hipótesis de
histéresis de raíz unitaria. Una posible explicación de esto radica en el hecho
de que los datos sean lineales con el número de cortes estimados con las
pruebas anteriores.
Por otra parte, a continuación presentamos la gura 1 para mostrar la
relación entre los cambios estructurales calculados con la prueba lm y los
datos de las tasas de desempleo. Las tendencias lineales se sobrepusieron a
los datos reales; las primeras se calcularon con mínimos cuadrados ordina-
rios para conectar las fechas de corte estructural. Un primer rasgo sobresa-
liente es que en los seis estados la tasa de desempleo se eleva sustancialmen-
te a partir de la crisis de 2007-2008 hasta aproximadamente 2015. Otro
rasgo interesante es que las líneas de tendencia estimadas con cortes se
ajustan bien a los datos reales, lo que apunta a que las estimaciones de los
cortes son correctas.
Figura 1. Logaritmo de la tasa de desempleo por entidad federativa
0
2
4
6
8
Log tasa de desempleo
2005q1 2010q1 2015q1 2020q1
Baja California
4
6
8
10
Log tasa de desempleo
2005q1 2010q1 2015q1 2020q1
Coahuila
2
4
6
8
10
Log tasa de desempleo
2005q1 2010q1 2015q1 2020q1
Chihuahua
3
4
5
6
7
8
Log Tasa de desempleo
2005q1 2010q1 2015q1 2020q1
Nuevo León
2
4
6
8
Log tasa de desempleo
2005q1 2010q1 2015q1
2020q1
Sonora
3
4
5
6
7
8
Log tasa de desempleo
2005q1 2010q1 2015q1
2020q1
Tamaulipas

¿ES TEMPORAL EL EFECTO DEL COVID-19 EN LA FRONTERA NORTE DE MÉXICO? 91
0
2
4
6
8
Log tasa de desempleo
2005q1 2010q1 2015q1
2020q1
Baja California
4
6
8
10
Log tasa de desempleo
2005q1 2010q1 2015q1
2020q1
Coahuila
2
4
6
8
10
Log tasa de desempleo
2005q1 2010q1 2015q1 2020q1
Chihuahua
3
4
5
6
7
8
Log Tasa de desempleo
2005q1 2010q1 2015q1 2020q1
Nuevo León
2
4
6
8
Log tasa de desempleo
2005q1 2010q1 2015q1
2020q1
Sonora
3
4
5
6
7
8
Log tasa de desempleo
2005q1 2010q1 2015q1
2020q1
Tamaulipas
Fuente: Elaboración propia.
Conclusiones
El objetivo del presente es analizar las propiedades de raíces unitarias de la
tasa de desempleo de Baja California, Chihuahua, Coahuila, Nuevo León,
Sonora y Tamaulipas durante el periodo de 2005T1 a 2020T1. Un propósi-
to adicional es inferir el posible impacto del choque al desempleo en la
frontera norte del país ocasionado por la pandemia del Covid-19 al conocer
la estacionariedad de la tasa de desempleo. Para tales nes, aplicamos las
pruebas de cambio estructurales de Perron y Yabu (2009) y Kejriwal y Perron
(2010), así como las de raíces unitarias con cambio estructural endógeno
lm y rals, y de aproximación Fourier lm.
En términos generales, en este estudio encontramos que se acepta la
hipótesis estructuralista en Baja California, Chihuahua, Coahuila y Nuevo
León, en el sentido de que su tasa de desempleo es estacionaria con cambios
estructurales. Esto implica que un choque signicativo como el ocasionado
por la pandemia del Covid-19 incrementará el desempleo hacia un nuevo
nivel estacionario. No obstante, en Sonora y Tamaulipas el choque de la
pandemia provocará grandes efectos en el desempleo sin que regrese a su
nivel estacionario de largo plazo. Por esa razón, en las últimas dos entidades
se recomienda implementar una política gubernamental proactiva para tra-
tar de mitigar los efectos adversos del desempleo en el corto plazo.

¿ES TEMPORAL EL EFECTO DEL COVID-19 EN LA FRONTERA NORTE DE MÉXICO?
92
Referencias
Akram, V., Pradipta, K.S. & Bhushan, P.J. (2019). Do Shocks to Electricity Consumption
Revert to Its Equilibrium? Evidence from Indian States. Utilities Policy, 61(100977).
https://doi.org/10.1016/j.jup.2019.100977
Ayala, A., Cuñado, J. & Gil-Alana, L.A. (2012). Unemployment Hysteresis: Empirical Evi-
dence for Latin America. Journal of Applied Economics, 15(2), 213-233.
Banco de México (2020). Informe trimestral enero-marzo 2020. Ciudad de México.
Cheng, K.M., Durmaz, N.; Kim, H. & Stern, M. (2012), Hysteresis vs. Natural Rate of US
Unemployment. Economic Modelling, 29, 428-434.
Churchill, S., Inekwe, J. & Kris, I. (2020). Stochastic Convergence in Per Capita CO₂ Emis-
sions: Evidence from Emerging Economies, 1921-2014. Energy Economics,
86(104659). https://doi.org/10.1016/j.eneco.2019.104659
Enders, W. & Lee, J. (2012). A Unit Root Test Using a Fourier Series to Approximate
Smooth Breaks. Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 74(4), 574-599. Recuper-
ado de https://doi.org/10.1111/j.1468-0084.2011.00662.x
García-Cintado, A., Romero-Ávila, D. & Usabiaga, C. (2015). Can the Hysteresis Hypoth-
esis in Spanish Regional Unemployment Be Beaten? New Evidence from Unit Root
Tests with Breaks. Economic Modelling, 47: 244-252.
Hevia, C. & Neumeyer, A. (2020). A Perfect Storm: Covid-19 in Emerging Economies. En
S. Djankov & H. Panizz (Eds.), Covid-19 in Developing Economies (pp. 25-37). Londres:
CEPR.
Kejriwal, M. & Perron, P. (2010). A Sequential Procedure to Determine the Number of
Breaks in Trend with an Integrated or Stationary Noise Component. Journal of Time
Series Analysis, 31(5), 305-328. https://doi.org/10.1111/j.1467-9892.2010.00666.x
Kristic, I.R., Dumancic, L.R. & Arcabic, A. (2019). Persistence and Stochastic Conver-
gence of Euro Area Unemployment Rates. Economic Modelling, 76, 192-198.
Lee, J., Strazicich, M.C. & Meng, M. (2012). Two-Step LM Unit Root Tests with Trend-
Breaks. Journal of Statistical and Econometric Methods, 1(2): 81-107.
Levy, E. & Valdés, R. (2020). Covid-19 in Latin America: How Is It Different than in Ad-
vanced Economies? En S. Djankov & H. Panizza (Eds.), Covid-19 in Developing Econo-
mies (pp. 100-111). Londres: CEPR.
Meng, M., Kyung, S.I., Lee, J. & Tieslau, M.A. (2014). More Powerful LM Unit Root Tests
with Non-Normal Errors. En R.C. Sickles & W.C. Horrace (Eds.), Festschrift in Honor of
Peter Schmidt: Econometric Methods and Applications (pp. 343-357). Nueva York:
Springer.
Meng, M., Payne, J.E. & Lee, J. (2013). Convergence in Per Capita Energy Use among
OECD Countries. Energy Economics, 36, 536-545. https://doi.org/10.1016/j.ene-
co.2012.11.002
Meng, M., Strazicich, M.C. & Lee, J. (2017). Hysteresis in Unemployment? Evidence
from Linear and Nonlinear Unit Root Tests and Tests with Non-Normal Errors. Empi-
rical Economics, 53(4), 1399-1414.

¿ES TEMPORAL EL EFECTO DEL COVID-19 EN LA FRONTERA NORTE DE MÉXICO? 93
Morales, Y. (30 de julio de 2020). Economía mexicana se contrae 18.9% por Covid-19
en el 2T. El Economista. Recuperado el 10 de agosto de 2020 de https://www.eleco-
nomista.com.mx/economia/Economia-mexicana-se-contrae-18.9-por-Covid-19-
en-el-2T-20200730-0030.html
Payne, J.E., Vizek, M. & Lee, J. (2017). Is There Convergence in Per Capita Renewable
Energy Consumption Across U.S. States? Evidence from LM and RALS-LM Unit Root
Tests with Breaks. Renewable and Sustainable Energy Reviews, 70, 715-728. https://
doi.org/10.1016/j.rser.2016.11.252
Perron, P. & Yabu, T. (2009). Testing for Shifts in Trend with an Integrated or Stationary
Noise Component. Journal of Business and Economic Statistics, 27(3), 369-396.
https://doi.org/10.1198/jbes.2009.07268
Phelps, E. (1994). Structural Slumps: The Modern Equilibrium Theory of Unemployment,
Interest, and Assets. Cambridge, Mass.: Universidad de Harvard.
Smyth, R. (2003). Unemployment Hysteresis in Australian States and Territories: Evi-
dence from Panel Data Unit Root Tests. The Australian Economic Review, 36(2), 181-
192.
Trejo García, J.C., Rivera Hernández, E.C. & Ríos Bolívar, H. (2017). Análisis de la histére-
sis del desempleo en México ante shocks macroeconómicos. Contaduría y Adminis-
tración, 62(4): 1228-1248.

a pandemia por el Covid-19 ha tenido impactos económicos enormes y crecien-
tes costos humanos en todo el mundo, además de efectos devastadores en las
economías mundiales y en especial en América del Norte durante 2020 y 2021.
Para proteger las vidas y permitir que los sistemas sanitarios puedan hacer


proyecta que la economía mundial sufrirá una brusca contracción de al me-

2008-2009. En México, la caída en el PIB llegó a -8.2%, la peor registrada en los
últimos 88 años.
Entre mayo y septiembre de 2020, el Colegio de la Frontera Norte, a través
del Departamento de Estudios Económicos y la Maestría en Economía Aplica-
da, organizó sendos seminarios para analizar la crisis económica ocasionada
por la pandemia del Covid-19 en la frontera México-Estados Unidos durante
2020, así como las perspectivas económicas para 2020-2021.
El presente libro recopila diversos trabajos dedicados a analizar los impac-
tos económicos de la pandemia en las economías de México, Estados Unidos
y Canadá, destacando el análisis de los impactos en la frontera de México con
Estados Unidos, los cuales consideran diversos enfoques y a distintos sectores
económicos.
l
Eliseo Díaz González es doctor en Economía por la unam, investigador del Departamento de Es-
tudios Económicos del Colef y miembro del Sistema Nacional de Investigadores nivel 2. Docen-
te de licenciatura y posgrado en diversas asignaturas, autor y coordinador de diversos libros,
artículos de investigación y capítulos de libros. Sus líneas de investigación son: economía inter-
nacional e integración económica, economía de la frontera y crecimiento económico.
Ismael Plascencia López es director de la Facultad de Contaduría y Administración (fca) de la
Universidad Autónoma de Baja California. Es licenciado en Economía por la UABC, maestro en
Desarrollo por el Colegio de la Frontera Norte (colef) y doctor en Ciencias Económicas por la
UABC. Fue director del Consejo de Ciencia y Tecnología de Baja California de 2008 a 2011.
Alejandro Díaz-Bautista es doctor en Economía por la Universidad de California, profesor in-
vestigador en el Departamento de Estudios Económicos del Colegio de la Frontera Norte (co-
lef), donde fue coordinador de la Maestría en Economía Aplicada; guest scholar, investigador y
research fellow del Centro de Estudios México-Estados Unidos de la Universidad de California,
San Diego (ucsd); miembro del sni del Conacyt, nivel I.
CRISIS ECONÓMICA Y COVID-19. UNA VISIÓN DESDE LA FRONTERA DE MÉXICO Y ESTADOS UNIDOS Alejandro Díaz-Bautista, Eliseo Díaz González e Ismael Plascencia López
DOI.ORG/10.52501/CC.009

ISBN: 978-607-99003-7-3