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// Miguel Ángel Ramírez Director Comité Editorial Tito Alegría El Colegio de la Frontera Norte (El Colef) Oscar Contreras El Colegio de Sonora (Colson) Center for US-Mexican Studies University of California, San Diego Ramón Corona National University Anne Fouquet Instituto Tecnológico de Estudios Superiores de Monterrey (itesm/monterrey) Alberto Hernández El Colegio de la Frontera Norte (El Colef) Alfredo Hualde El Colegio de la Frontera Norte (El Colef) Juan Pedro Maytorena Universidad de Sonora (UNISON) Alejandro Mercado Centro de Investigación en Estudios de Norteamérica (CISAN/ UNAM) José Carlos Ramírez Instituto de Estudios Superiores de Monterrey (ITESM/Ciudad de México)

Número 2 /// volumen 1 ESCUELA DE NEGOCIOS Revista del Centro de Estudios Superiores del Noroeste (CESUN-Universidad) índice ARTÍCULOS FRONTERA MéXICO-ESTADOS UNIDOS Complementariedad e interdependencia comercial en la frontera México-Estados Unidos Federico Zamora Canizales 5 ENTREPRENEURSHIP Entrepreneurship Readiness and New Ventures Development: Issues and Implications of Entrepreneurial Education in Mexican Universities Ricardo D. Álvarez 18 SALUD EN EL TRABAJO El consumo de drogas en el mundo del trabajo. Hacia un modelo de intervención consensuado Hermes Millán Redin 36 NOTAS BREVES PROFESIONES El mercado de trabajo asalariado de los profesionales del Derecho Ingrid Kuri 48 ORGANIZACIÓN DEL TRABAJO Equipos de trabajo: su uso en los diferentes sistemas de producción María José Rodrigo 52 RESEÑAS CREATIVIDAD Psicología de la creatividad de Manuela Romo Liliana Barrera 58 MERCADOS Y CONSUMIDORES El código cultural de Clotaire Rapaille Víctor Siliceo 60 INDUSTRIA Nuevo León en el siglo x x, obra en tres tomos, coordinada por Isabel Ortega Miguel Ángel Ramírez 63

// Escuela de Negocios, Revista de CESUN Universidad Volumen 1, número 2, octubre de 2008 ISSN en trámite Centro de Estudios Superiores del Noroeste (CESUN Universidad) Blvd. Cuauhtémoc Sur Oriente núm. 2800 Fraccionamiento América, C.P. 22420 Tijuana, Baja California, México Ernesto Aello, Director General Miguel Ángel Ramírez, Director de Investigación y Posgrado La responsabilidad de los artículos y reseñas es estrictamente de sus autores. Para la reproducción electrónica o impresa de materiales publicados en Escuela de Negocios se requiere la autorización expresa de su director. Diseño gráfico editorial: DDO Producciones Obra gráfica: Raúl Domínguez

Complementareidad e interdependencia comercial en la frontera México-Estados Unidos Federico Zamora Canizales///Cesun Universidad fzamora@cesun.edu.mx Raúl Domínguez, Amante del lugar... toma a uno RESUMEN Con el fin de documentar la interdependencia y complementariedad existente entre las economías fronterizas de México y Estados Unidos, en el presente documento se elabora un modelo econométrico de datos de panel con el que se pretende determinar el impacto que algunas variables macroeconómicas, tales como la tasa de interés y el tipo de cambio, tienen sobre las ventas al menudeo y mayoreo de las ciudades pares de la frontera México- Estados Unidos. Con los resultados obtenidos por medio del análisis de regresión se estiman las elasticidades correspondientes a cada variable y se determinan los efectos generados por la modificación de cada una de ellas. El artículo complementa la información generada por varios autores que han estudiado el tema en los últimos años y genera nueva evidencia respecto a los procesos de integración que, sin necesidad de formalizarse, se gestan debido a la vecindad geográfica. Palabras clave Frontera México/EU. Economía de la frontera. Interdependencia comercial. Integración económica. SUMMARY In order to document the existing interdependence and complementarity between the border economies of Mexico and the United States, this document elaborates an econometric model of panel data attempting to determine the impact that certain macroeconomic variables, such as the interest rate and currency exchange, among others, have on retail and wholesale business of the pairs cities at the Mexico-US border. With the results obtained through regression analysis, the elasticities corresponding to each variable are estimated in addition to the effects generated by modifications to each one of them. The article complements the information generated by various authors who have recently studied this subject and have generated new evidence in respect to the processes of integration which, without needing to be formalized, are managed due to the neighbouring geography. KEY WORDS Mexico/US border. Border economy. Commercial interdependence. Economic integration. Escuela de Negocios /// CESUN-Universidad Vol. 1 núm. 2 Octubre 2008 pp. 5-17. 5 //

// Introducción A partir de la firma del Tratado de Libre Comercio entre México, Estados Unidos y Canadá (t l c a n) se ha registrado un mayor grado de intercambio comercial en la región. La frontera entre México y Estados Unidos se ha visto beneficiada por el tratado y el resultado más evidente es el fortalecimiento de sus transacciones comerciales, con los correspondientes impactos que se generan en ambas regiones. La relación comercial formalizada vino a profundizar los grados de integración entre las ciudades pares fronterizas de cada país, permitiendo un mayor y mejor grado de complementariedad y regulando un proceso que de modo natural se presentaba desde hacía varias décadas. El elevado número de cruces que se registran en las diversas ciudades fronterizas de cada uno de los países, por diversos motivos, refleja el alto grado de interacción, dependencia y complementariedad existente entre las ciudades pares de los dos países. 1 Los motivos de los cruces son variados, aunque el principal que se reporta es realizar algún tipo de compra o utilizar algunos de los servicios que se ofrecen en las diferentes ciudades. Considerando que los costos de transporte asociados al intercambio comercial, sobre todo en el caso del comercio al menudeo entre las ciudades fronterizas, son relativamente bajos, es posible determinar algunos otros factores que afectan dichos flujos, poniendo especial énfasis en aquellos que tienen que ver con los tipos de interés, el empleo, los ingresos y la paridad cambiaria. Se han realizado estudios en los que se han mostrado los diversos grados de complementariedad e interacción en diferentes sectores de las economías fronterizas; sin embargo, en este artículo se buscan los factores principales que determinan el comportamiento de las ventas al menudeo y al mayoreo en los conjuntos de ciudades pares fronterizas de los dos países. 2 En un estudio de Zamora y Lecuanda (2002) 1 Según cifras proporcionadas por el Buró de Estadísticas del Transporte de Norteamérica, para 2006 se reportaron 82 290 943 cruces por las garitas de California, 32 092 343 por Arizona y más de 112 millones por Texas. 2 En el caso mexicano, el comercio al menudeo contempla 13 clases de actividad, mientras que en el comercio al mayoreo se contemplan 18 clases diferentes. La clasificación se realiza considerando en el subsector se identificaron a los principales determinantes de las ventas al menudeo y al mayoreo en las ciudades de Tijuana, Baja California, y San Diego, California, pero aquí se analiza el comercio en cuatro ciudades fronterizas mexicanas y sus contrapartes norteamericanas, buscando robustecer los resultados del trabajo anterior y determinar nuevas evidencias. 3 Algunos autores han explorado los factores determinantes de los diversos grados de integración fronteriza en el sector industrial (Hanson, 2001), mientras que Phillips y Cañas (2004), a través de la modelización econométrica, miden los diversos grados de integración sectorial. Por su parte, Gilmer y Cañas (2005) repasan los diversos grados de complementariedad industrial entre las ciudades pares de ambos lados de la frontera México-Estados Unidos, mientras que otros autores han indagado acerca de los beneficios que las compras de los nacionales mexicanos tienen sobre las economías norteamericanas fronterizas. En 1994 se publicaron los resultados de un estudio donde se calcularon en $2.8 mil millones de dólares los gastos de residentes de Tijuana en el área de San Diego (San Diego Dialogue, 1994), mientras que para toda la franja fronteriza de California estos gastos eran cercanos a los $3.8 mil millones en 2004 y en el caso de la frontera texana los gastos oscilaban alrededor de los $3 mil millones (Ghaddar y Brown, 2005), lo cual da una idea precisa de la importancia de los intercambios en la región. En el caso de Arizona, hay estimaciones del impacto de los visitantes mexicanos a su economía por un monto de $962 mil millones de dólares en 2001 (Charney y Pavlakovich-Kochi, 2002). Múltiples son los factores que inciden en los volúmenes de ventas tanto al menudeo como al mayoreo que los consumidores de un lado de la frontera realizan en los comercios de las ciudades del lado transfronterizo, resaltando, entre otros, el crecimiento en el empleo en el sector maquilador del lado mexicano y los procesos devaluatorios que se han presentado en la economía mexicana en algunas etapas de la historia reciente. Algunos autores de comercio al menudeo aquellas transacciones que se consideran como la etapa final del proceso de comercialización, en tanto que las ventas al mayoreo contemplan las transacciones que representan un paso intermedio en la distribución de mercancía. 3 Las ciudades pares consideradas en el estudio son: Tijuana-San Diego, Mexicali-Imperial Valley, Ciudad Juárez-El Paso y Nuevo Laredo- Laredo. 6 Volumen 1, número 2, Octubre 2008

han estimado que 10 por ciento de incremento en el empleo del sector maquilador en México se traduce en 23 por ciento de aumento en las ventas al menudeo en Browsnville, 13 por ciento en Laredo, 11 por ciento en El Paso y 7 por ciento en McAllen (Ghaddar, Richardson, y Brown, 2004). En otros estudios, algunos autores han estimado los efectos que las devaluaciones han tenido sobre las ventas al menudeo del otro lado de la frontera, estimando que la devaluación del peso en 1994 resultó en una reducción de 41.8 por ciento en las ventas al menudeo que se generan en las ciudades fronterizas norteamericanas (Patrick y Renforth, 1996), aunque los resultados varían de ciudad a ciudad. Por otra parte, Gerber (1999) documentó que una devaluación inesperada de 10 por ciento del peso mexicano deprime en 1 por ciento las ventas totales en San Diego y 2.22 por ciento en Imperial Valley. Lo anterior parece despejar cualquier duda acerca del hecho de que las fluctuaciones económicas de cualquier naturaleza repercuten en los montos que los nacionales gastan en el exterior y, en consecuencia, en el crecimiento de las actividades económicas de las ciudades pares norteamericanas y viceversa. Los estudios que pretenden determinar la sustitución entre bienes adquiridos internamente o en el extranjero, a través del cálculo de elasticidades de sustitución de importaciones de Armington, parten de la estructura de los precios relativos de dichos bienes; sin embargo, en el modelo utilizado en este estudio, los determinantes de las ventas de cada lado de la frontera se concentran en variables ajenas a tales precios. La razón principal por la que se considera excluir los precios relativos de los bienes consiste en la necesidad de contar con series de tiempo suficientemente largas y consistentes, las cuales no están disponibles para las ciudades involucradas. Aquí se parte de la existencia de un alto grado de complementariedad e interdependencia entre las economías de las ciudades pares de ambos lados de la frontera, lo que implica que los factores que inciden sobre los ingresos reales de los habitantes de cada ciudad tienen impactos sobre los niveles de las ventas y, por ende, sobre los ingresos y niveles de empleo de la otra. Lo anterior indica que la adopción de ciertos tipos de políticas fiscales, monetarias, laborales y, aun, migratorias, por parte de cada uno de los países deben establecerse en función de esta realidad. Los esfuerzos por medir los grados de integración y complementariedad regionales obedecen a razones de carácter binacional, que tienen que ver con el diseño de estrategias que permitan aprovechar en toda su potencialidad las ventajas de la cercanía geográfica y del entendimiento cultural entre las distintas regiones fronterizas. Aunado a lo anterior, el mejor conocimiento de las razones que inciden en los intercambios comerciales transfronterizos contribuye a la elaboración de políticas que refuercen dichos lazos. Metodología Descripción de la información Para la elaboración del presente artículo se considera la información de cuatro ciudades de cada lado de la frontera entre México y Estados Unidos que resultan relevantes debido al tamaño de su población, al número de cruces fronterizos que se generan entre ellas, así como a la dinámica económica que se presenta en términos generales. Para determinar los grados de interdependencia comercial se recurre a información que consiste en datos anuales acerca de los volúmenes de ventas al mayoreo y menudeo que se tienen en cada una de las ciudades consideradas para los años de 1994 a 2006, así como una serie de variables que son incorporadas al modelo econométrico con que se realizan las estimaciones. En el caso de las ciudades mexicanas se dispone de información relativa a los índices de ventas al menudeo y al mayoreo considerando a 1994 como año base, por lo cual se opta con realizar el mismo tipo de conversión para los datos de las ciudades norteamericanas, con lo que se homogeniza la información. Se trabaja también con el tipo de cambio registrado al cierre de cada año para establecer grados de correspondencia entre las cotizaciones reportadas y las ventas efectuadas a cada lado de la frontera. Se utilizan los tipos cambiarios reportados por el Instituto Nacional de Estadística, Geografía e Informática (i n e g i). Escuela de Negocios /// CESUN-Universidad 7 //

// Otra variable que se incorpora en el modelo es la tasa de interés de mercado reportada para cada uno de los países, considerando que puede influir sobre los índices de ventas registrados. Las compras a crédito representan un volumen importante del comercio transfronterizo, no sólo en lo que respecta a las compras al mayoreo, sino que los consumidores minoristas recurren al mismo para financiar su consumo en el corto y mediano plazo principalmente. Se utiliza el ingreso personal disponible para cada una de las ciudades norteamericanas; para el caso mexicano se construye la variable con el Producto Interno Bruto (pib) per cápita a nivel estatal debido a la ausencia de dicha variable en las estadísticas del país. Para la totalidad de las variables las fuentes de información consisten en aquellas que son generadas por instituciones gubernamentales de cada país, con el fin de evitar trabajar con datos que surjan de interpretaciones y que generen algún tipo de sesgo en los resultados. Para el caso de la información referida a México, se utiliza la generada por i n e g i en diversos documentos, particularmente aquella que se encuentra referida en el Banco de Información Económica (b i e), así como la que brindan el Banco de México, en lo que respecta a indicadores financieros, y el Consejo Nacional de Población, para la obtención de la estimación del pib per capita en las ciudades mexicanas. La información acerca de las ciudades norteamericanas proviene del Bureau of Economic Analysis (b e a) en los apartados de estadísticas a nivel estatal y por condados, al igual que la obtenida en la Oficina del Censo Norteamericano. El modelo econométrico Debido a la disponibilidad de información para los años que se estudian, se procede a utilizar el método de estimación para datos de panel, en el que se conjunta información de cada una de las ciudades seleccionadas junto a los datos reportados para cada uno de los años del periodo analizado. Este método ofrece ventajas respecto a cualquier otro método de estimación que se pueda utilizar; en primer lugar, permite trabajar con un mayor número de observaciones, lo cual implica incrementar los grados de libertad y reducir, por tanto, la colinealidad, es decir, permite mejorar la eficiencia de los parámetros que se obtengan; por otra parte, este tipo de modelos permite capturar la heterogeneidad no observable existente entre las diferentes ciudades consideradas en el estudio, así como en el periodo de tiempo estudiado. Debido a que cada ciudad cuenta con características propias, el supuesto de heterogeneidad implícita repercutirá en los resultados que se obtengan, sobre todo, en términos de minimización de problemas de sesgo. Una ventaja adicional de utilizar este tipo de modelos consiste en que, de manera simultánea, permite analizar los aspectos relacionados con los efectos generados debido a las características propias de cada una de las ciudades pares, así como los efectos que se presentan debido a la variación temporal durante el periodo considerado. Los fenómenos que tienen efectos desiguales para cada una de las diferentes ciudades pueden clasificarse dentro de los primeros, mientras que los efectos de las políticas macroeconómicas que afectan al conjunto de ciudades de cada país pueden reflejar el segundo tipo. En términos generales, la especificación general de los modelos de datos de panel se presenta como: Y it = " it + #X it + $ it! i = 1, N; t = 1, T! Donde i está referida a cada una de las ciudades pares fronterizas (corte trasversal), t refleja el periodo de tiempo estudiado (serie temporal), α it se define como el vector de los interceptos obtenidos para las diferentes ciudades, β es el vector de parámetros obtenidos, Y it es un vector que incorpora las variables que se consideran dependientes (ventas al mayoreo y al menudeo de las ciudades de cada lado de la frontera), X es una matriz donde se incorporan los valores de todas las variables consideradas como explicativas o independientes, mientras que υ it refleja el término de error incorporado en la ecuación. Los errores incorporados en la ecuación anterior se descomponen en tres partes diferentes: " it = u i + # i + $ it! Donde el primer término (μ) i refleja los efectos no observables entre cada una de las ciudades bajo! 8 Volumen 1, número 2, Octubre 2008

estudio sin considerar la temporalidad, el segundo término (δ) i tiene que ver con efectos que no se observan para las diferentes ciudades, pero que obedecen a la serie de tiempo utilizada, mientras que el último valor (ε) it refleja los errores puramente estocásticos. La relación teórica esperada entre dichas variables es como "RETMEX "LTC #0;"RETMEX "LTIUSA #0;"RETMEX "LYPUSA #0;y "RETMEX "LIPMEX #0! El modelo de componentes de error que se utiliza! para la obtención de resultados en este modelo de panel es el conocido como one way, que tiene por característica que el segundo componente del término de error es igual a cero, con lo que se puede llegar a diferentes situaciones: Si no existiera heterogeneidad no observable entre los datos de cada una de las ciudades entonces el primer componente del término de error sería igual a cero, con lo que Por lo cual se cumplirían todos los supuestos del método de estimación lineal clásico de mínimos cuadrados, lo que indicaría que este método generaría los mejores estimadores linealmente insesgados. Si se considera un valor de υ i con efecto fijo y distinto para cada ciudad, entonces la heterogeneidad no observable será absorbida por la constante del modelo estimado. La tercera posibilidad consiste en asumir que υ i se comporta como una variable estocástica que cambia de ciudad a ciudad pero se mantiene constante en el tiempo. La segunda hipótesis que se plantea consiste en que el índice de ventas al mayoreo en las ciudades norteamericanas depende de las mismas variables que en el caso anterior, esceptuando la tasa de interés es decir, WSMEX=f (LTC, LYPUSA, LIPMEX) con lo que se tiene que las relaciones teóricas se presentan como: " WSMEX " WSMEX " WSMEX " it =! it!! 0 ;! 0; y! 0! " LTC " LYPUSA " LIPMEX Una tercera hipótesis que se plantea consiste en demostrar si las ventas al menudeo en las ciudades fronterizas norteamericanas dependen del logaritmo del tipo de cambio del dólar respecto al peso, del logaritmo de la tasa de interés mexicana, del ingreso personal obtenido por los habitantes de las ciudades pares fronterizas de México, así como del ingreso personal de las correspondientes ciudades norteamericanas. La relación postulada es como: RETUSA=f (LTC, LTIMEX, LIPMEX, LYPUSA) Hipótesis de trabajo De acuerdo con la forma en la que se construye el modelo teórico, es factible plantear cuatro hipótesis. La primera consiste en el hecho de que el índice de ventas al menudeo en las ciudades fronterizas mexicanas depende del logaritmo del tipo de cambio del dólar respecto al peso, del logaritmo de la! tasa de interés en las ciudades fronterizas norteamericanas, del logaritmo del ingreso personal en las ciudades norteamericanas, así como del logaritmo del ingreso personal de los habitantes de las ciudades mexicanas: RETMEX=f (LTC, LTIUSA, LYPUSA, LIPMEX) donde se esperan los siguientes signos en los coeficientes "RETUSA "LTC #0;"RETUSA "LTIMEX $0;"RETUSA "LIPMEX La última hipótesis que se somete a demostración consiste en: WSMEX=f (LTC, LYPUSA, LIPMEX) $0;y "RETUSA "LYPUSA $0! se postula la siguiente relación entre variables " WSUSA " WSUSA " WSUSA # 0 ;! 0; y! 0 " LTC " LIPMEX " LYPUSA! Escuela de Negocios /// CESUN-Universidad 9 //

// Las variables La descripción de las variables se presenta a continuación: 1. RETMEX: índice de ventas al menudeo en cada una de las ciudades fronterizas mexicanas consideradas en el estudio. La base que se considera es 1994=100 y se dispone de información de 1994 a 2006. 2. RETUSA: índice de ventas al menudeo en cada una de las ciudades fronterizas norteamericanas consideradas en el estudio. La base que se considera es 1994=100 y se dispone de información de 1994 a 2006. Aunque en la información disponible para Estados Unidos se obtuvieron valores reales de las ventas totales, se construye un índice base 1994=100 para homogeneizar las estimaciones y la interpretación de los resultados. 3. WSMEX: índice de ventas al mayoreo en cada una de las ciudades fronterizas mexicanas consideradas en el estudio. La base que se considera es 1994=100 y se dispone de información de 1994 a 2006. 4. WSUSA: índice de ventas al mayoreo en cada una de las ciudades fronterizas norteamericanas consideradas en el estudio. La base que se considera es 1994=100 y se dispone de información de 1994 a 2006. 5. LTC: logaritmo natural de tipo de cambio nominal del dólar frente al peso. Se considera el tipo de cambio a la venta al cierre de cada uno de los años. 6. LTIMEX: logaritmo de la tasa de interés en México y se considera el mismo valor para cada una de las cuatro ciudades estudiadas. 7. LTIUSA: logaritmo de la tasa de interés en Estados Unidos y se considera el mismo valor para cada una de las cuatro ciudades estudiadas. 8. LIPMEX: logaritmo del ingreso personal disponible en las ciudades fronterizas mexicanas. Al no existir información para esta variable en el caso mexicano, esta variable se construye con el Producto Interno Bruto (pib) per cápita en cada una de las entidades federativas donde se ubican las ciudades bajo análisis. 9. LYPUSA: logaritmo del ingreso personal disponible en cada una de las ciudades norteamericanas consideradas. Regresiones y análisis de los resultados Para la obtención del mejor método de estimación de acuerdo con el modelo que se trabaja se estiman, en primera instancia, regresiones separadas para cada una de las ciudades pares fronterizas que conforman la muestra y se procede a efectuar pruebas de hipótesis para determinar si los volúmenes de ventas al menudeo y al mayoreo se explican con un modelo que presente el mismo intercepto y la misma sensibilidad para todas las ciudades ante variaciones en las variables independientes (prueba de cambio estructural). De acuerdo con los resultados de la prueba F que se aplica, se rechaza esta hipótesis, con lo que se determina la existencia de heterogeneidad en el comportamiento de los volúmenes de ventas. Debido a la naturaleza de la información con la que se trabaja, así como a los objetivos de la investigación, se considera utilizar el método de estimación de efectos fijos. Este método es útil en el caso en que se desea realizar procesos de inferencia exclusivamente sobre la muestra de ciudades con la que se trabaja, y no hacer extensiva la inferencia a la población de toda la frontera. En el caso de los modelos de efectos fijos se somete a prueba el hecho de que cada una de las ciudades cuenta con un sólo coeficiente para cada variable independiente, con constantes diferenciadas para cada ciudad (Modelo WITHIN) utilizando la prueba F. Los resultados obtenidos no permiten rechazar la hipótesis nula, por lo que se somete a prueba también la afirmación de que, además de diferentes constantes, se cuenta con diferentes pendientes para cada ciudad. Debido a que no es posible rechazar esta nueva hipótesis, considerando un nivel de confianza de más de 95 por ciento, se infiere que un modelo de efectos fijos es el adecuado para la muestra con la que se trabaja. La aplicación de la prueba de Hausman permite concluir que el modelo de efectos fijos es el que obtiene un mejor grado de explicación debido a los datos con que se cuenta, al rechazarse la hipótesis nula planteada consistente en que el modelo de efectos aleatorios es el más adecuado para los datos disponibles. A partir de lo anterior, las regresiones que se estiman tienen la siguiente forma: RETMEX WSMEX it it it it = " +! LTC +! LTIUSA +! LYPUSA +! LIPMEX + µ i i i i RETUSA = " +! LTC +! LIPMEX WSUSA = " +! LTC +! LIPMEX t t t t = " +! LTC +! LYPUSA +! LIPMEX + µ 1 1 1 1 3 3 3 2 Una vez obtenidos los resultados se presentan las estimaciones realizadas en cada una de las regresiones: it it t it +! LYPUSA it it it +! LYPUSA 4 4 3 4 it + µ it 4 it + µ it it it! 10 Volumen 1, número 2, Octubre 2008

Estimación 1. Determinación de las ventas al menudeo en las ciudades pares mexicanas En este primer modelo se tiene que, exceptuando el tipo de cambio en Nuevo Laredo, Tamaulipas, todas las variables resultan estadísticamente significativas y con los signos teóricamente esperados. Una vez calculados los coeficientes del modelo de regresión se procede a obtener los valores de las elasticidades correspondientes. Puesto que se trabaja con un modelo semilogarítmico, éstas deben obtenerse de manera indirecta, 4 y los valores se presentan también en la tabla 1. Los valores que se presentan indican que, en el caso del índice de ventas al menudeo en las ciudades pares mexicanas, éstas resultan bastante inelásticas a las modificaciones en el tipo de cambio para todas las ciudades; sin embargo, para Ciudad Juárez y Tijuana, las de mayor importancia de acuerdo con los volúmenes de ventas y cruces reportados, se presentan los más bajos valores de elasticidad, con 0.027 y 0.042, respectivamente, lo que indica que una variación de 10 por ciento en el tipo de cambio del dólar respecto al peso tiene como consecuencia un incremento en el índice de ventas al menudeo de 2.7 por ciento en Ciudad Juárez y de 4.2 por ciento en Tijuana. Este resultado es congruente con otros reportados en estudios previos. 5 4 En el caso de los modelos semilogarítmicos, las elasticidades se calculan por medio de: & 1 # ( i = ' i $!! % Y " donde, al no especificarse un valor para las variables independientes (Y), en la práctica se miden en sus valores promedios. 5 Zamora y Lecuanda (2002) determinaron que la elasticidad de las ventas al menudeo en Tijuana respecto al tipo de cambio era de 0.0247 utilizando información para el periodo comprendido entre 1996 y 1999. Tabla 1. Determinación de las ventas al menudeo en las ciudades pares mexicanas C LTC LTIUSA LYPUSA LIPMEX ETC ETI EYP EIP R2 Ciudad Juárez 251.66 41.39 (12.555) 17.98 (11.495) 15.07 (5.652) 55.67 (3.717) 0.027 0.102 0.174 0.183 Me x ic a l i 900.16 15.48 (2.973) 14.15 (5.093) 128.62 (8.905) 77.01 (4.378) 0.072 0.108 0.095 0.297 Nuevo Laredo 288.54 4.39 (1.874)** 15.18 (6.437) 70.47 (5.033) 179.19 (9.385) 0.089 0.119 0.147 0.243 Tij u a n a 1144.87 17.97 (2.017) 9.62 (2.097) 160.86 (7.099) 122.72 (2.625) 0.042 0.083 0.192 0.275 0.977 Los valores entre paréntesis son los correspondientes errores estándar de los coeficientes estimados. Los dos aster i sc o s r e p r e s e n ta n a q u e l l o s c o e f i c i e n t e s q u e n o f u e r o n significativos c o n s i d er a n d o u n n i v e l d e c o n f i a n z a d e 95%. ETC r e p r e s e n ta la e l a s t ic i d a d d e l a s v e n ta s a l m e n u d e o e n l a s c i u d a d e s pa r e s m e x ic a n a s r e s p e c t o a l tipo d e c a m b i o, ETI la elasticidad de las ventas al menudeo respecto a la tasa de interés, EYP es la elasticidad de las ventas al menu - d e o r e s p e c t o a l i n gr e s o p e r s o n a l disponible e n l a s c i u d a d e s n o r t e a m e r ic a n a s, e n ta n t o q u e EIP e s la e l a s t ic i d a d d e las ventas al menudeo ante cambios proporcionales en el ingreso disponible en las ciudades mexicanas. Escuela de Negocios /// CESUN-Universidad 11 //

// Respecto a la elasticidad del índice de ventas al menudeo en México en relación con las tasa de interés en Estados Unidos se obtienen valores que oscilan entre 0.083 y 0.119; sin embargo, se resalta el hecho de que este modelo es el único en el cual la tasa de interés resulta significativa al momento de realizar las estimaciones. Esta misma variable se incorpora en los modelos siguientes sin mostrar significancia estadística en ninguno de los casos. El incremento en las ventas al menudeo en las ciudades fronterizas mexicanas ante aumentos de la tasa de interés en Estados Unidos puede interpretarse como un desplazamiento de consumo de un lado a otro de la frontera, aunque no necesariamente por el alza en sí misma, sino como reflejo de una variación en los precios relativos de los bienes en cada lado de la frontera, así como de desajustes estructurales en la economía norteamericana. En relación con los valores de elasticidad obtenidos para el índice de ventas al menudeo en México respecto al ingreso personal disponible en Estados Unidos se presentan valores de 0.095 a 0.192, con la particularidad de que las ciudades que mayores valores muestran consisten en las de mayor importancia económica entre las estudiadas. Tijuana muestra un valor de elasticidad de 0.192 mientras que Ciudad Juárez tiene el valor de 0.174. Lo anterior implica que un cambio en el ingreso personal disponible de 10 por ciento en San Diego tendría un impacto de 19.2 por ciento en las ventas al menudeo en Tijuana, en tanto que la misma variación en el ingreso personal disponible en El Paso se manifestaría con un aumento de 17.4 por ciento en las ventas en Ciudad Juárez. Los resultados mostrados para Mexicali y Nuevo Laredo no son para nada despreciables, ya que alcanzan valores de 0.095 y 0.147, respectivamente. Esta variable refleja la existencia de una externalidad positiva, ya que el aumento de una variable exógena impacta de manera importante el comportamiento de las ventas en las ciudades norteamericanas. La última variable considerada en este modelo es el ingreso personal en las propias ciudades mexicanas, con lo cual se obtienen elasticidades de las ventas al menudeo de 0.183 para Ciudad Juárez, 0.297 en Mexicali, 0.243 en Nuevo Laredo y 0.275 en Tijuana. Estos valores, aunque estadísticamente significativos, deben tomarse con reserva, debido a que no hay una medida del ingreso personal disponible para las ciudades mexicanas, por lo que la variable que se emplea es el pib per cápita a nivel estatal, con lo que no se toman en cuenta ciertos aspectos que generan heterogeneidad entre las diversas ciudades de un mismo estado. La teoría económica ofrece una serie de herramientas que permiten establecer la complementariedad o el grado de sustitución entre bienes mediante el cálculo de elasticidades-cruzadas de la demanda; sin embargo, en el caso de la interacción de las economías fronterizas sería difícil establecer tales características por dicho método. En lugar de intentar lo anterior, el alcance del documento se limita a determinar los impactos cruzados que se manifiestan a medida que se modifican algunas variables de carácter macroeconómico. Estimación 2. Determinación de las ventas al mayoreo en las ciudades pares mexicanas El modelo utilizado para determinar el comportamiento de las ventas al mayoreo excluye a la tasa de interés debido a que ninguno de los coeficientes asociados a esta variable resultó significativo. De igual forma, los coeficientes asociados al tipo de cambio y al ingreso personal de Nuevo Laredo, así como al ingreso personal disponible en el caso de Mexicali no resultan estadísticamente significativos, aunque el ajuste general del modelo es bastante aceptable (0.934), sobre todo considerando el tipo de modelo de datos de panel con el que se trabaja. En términos de elasticidades los valores que se obtienen para cada variable incorporada en el modelo se exponen a continuación: en primer lugar, la elasticidad de las ventas al mayoreo en las ciudades fronterizas mexicanas respecto a variaciones en el tipo de cambio toman valores diferenciados, obteniendo el menor valor en el caso de Nuevo Laredo, con 0.074; sin embargo, el coeficiente asociado a dicha variable no es significativa, por lo cual el resultado carece de sentido; para las otras ciudades se obtienen elasticidades de 0.114 en Ciudad Juárez, 0.093 en Mexicali y 0.087 en Tijuana. Estos resultados se encuentran por encima de los reportados para el caso de las ventas al menudeo para cada ciudad sin haber razón aparente, pero debido a que quienes adquieren mercancías al mayoreo son, re- 12 Volumen 1, número 2, Octubre 2008

Tabla 2. Determinación de las ventas al mayoreo en las ciudades pares mexicanas C LTC LYPUSA LIPMEX ETC EYP EIP R2 Ciudad Juárez 1 732.91 70.97 (5.841) 288.28 (7.429) 362.23 (7.060) 0.114 0.178 0.013 Me x ic a l i 130.56 12.69 (2.443) 6.57 (0.286)** 56.21 (2.682) 0.093 0.076 0.023 Nuevo Laredo 933.04 1.83 (0.154)** 100.78 (2.683) 46.47 (1.868)** 0.074 0.149 0.045 Tij u a n a 1 316.67 58.64 (4.460) 78.05 (3.196) 190.42 (3.458) 0.087 0.035 0.018 0.934 Los valores entre paréntesis son los correspondientes errores estándar de los coeficientes estimados. Los dos aster i sc o s r e p r e s e n ta n a q u e l l o s c o e f i c i e n t e s q u e n o f u e r o n significativos c o n s i d er a n d o u n n i v e l d e c o n f i a n z a d e 95%. ETC r e p r e s e n ta la e l a s t ic i d a d d e l a s v e n ta s a l m ay o r e o e n l a s c i u d a d e s pa r e s m e x ic a n a s r e s p e c t o a l tipo d e c a m b i o, ETI la e l a s t ic i d a d d e l a s v e n ta s a l m ay o r e o r e s p e c t o a la ta s a d e i n t e r é s, EYP e s la e l a s t ic i d a d d e l a s v e n ta s a l m a - y o r e o r e s p e c t o a l i n gr e s o p e r s o n a l disponible e n l a s c i u d a d e s n o r t e a m e r ic a n a s, e n ta n t o q u e EIP e s la e l a s t ic i d a d de las ventas al mayoreo ante cambios proporcionales en el ingreso disponible en las ciudades mexicanas. gularmente, agentes con cierto grado de complejidad al momento de tomar decisiones (empresas con departamentos especializados en áreas de planeación y toma de decisiones), se ajusta el modelo para determinar si rezagando la variable durante un periodo se obtiene mayor información sobre expectativas de los consumidores, sin deducir información relevante. En segundo lugar, el tipo de elasticidad que se obtiene es aquella que tiene que ver con el ingreso personal disponible en las ciudades pares norteamericanas. Esta variable muestra valores dispares de ciudad a ciudad ya que, sin considerar a Mexicali debido a que no presenta significancia estadística, los valores obtenidos son de 0.035 en el caso de Tijuana, 0.084 en Ciudad Juárez y 0.149 en Nuevo Laredo. Las variaciones en el ingreso personal de las ciudades norteamericanas tienen mayor impacto en Nuevo Laredo que en las otras ciudades. Cabe destacar que las transacciones al mayoreo cuentan con una regulación más formalizada, lo que impide extraer conclusiones más sólidas. En tercer lugar se tiene la elasticidad de las ventas al mayoreo respecto al ingreso personal en las propias ciudades fronterizas mexicanas. Aun cuando la variable real es el pib per cápita y esta variable pudiera generar problemas de colinealidad, se obtienen resultados significativos para cada ciudad. Los valores obtenidos para Ciudad Juárez, Mexicali, Nuevo Laredo y Tijuana son de 0.013, 0.023, 0.045 y 0.018, respectivamente, lo que sin duda representa variaciones importantes ante cambios en la variable explicativa. Estimación 3. Determinación de las ventas al menudeo en las ciudades pares norteamericanas La modelización de las ventas al menudeo en las ciudades pares norteamericanas arroja resultados relevantes para todos los casos, destacando aque- Escuela de Negocios /// CESUN-Universidad 13 //

// llos que tienen que ver con la elasticidad de las ventas al menudeo respecto a las variaciones en el tipo de cambio. Como era de esperarse, los signos de esta variable son negativos en todos los casos, lo que proviene de la relación inversa entre las variaciones del tipo de cambio y las compras que los residentes mexicanos realizan en el exterior. Los resultados obtenidos indican que un incremento de 10 por ciento en la cotización del dólar respecto al peso provocaría una reducción de 2.1 por ciento de las ventas al menudeo en El Paso, de 8.4 por ciento en Valle Imperial, de 13.3 por ciento en Laredo y de 2.7 por ciento en San Diego. Lo anterior refleja los grados de interdependencia que hay entre las economías de cada lado de la frontera, lo cual es el principal objetivo del presente estudio. 6 Los valores obtenidos para la elasticidad de las ventas al menudeo en las ciudades norteamericanas respecto al ingreso de los mexicanos presentan resultados estables para las cuatro ciudades estudia- 6 Este resultado es congruente con el mostrado por Gerber (1999) para San Diego e Imperial Valley. das. En promedio, las elasticidades se ubican en 5 por ciento, con valores diferenciados para cada ciudad, destacando el resultado de 0.012 en El Paso, mientras que para las otras ciudades las elasticidades exceden de 5 por ciento para cada caso. Este resultado no debe sorprender, sobre todo cuando se toma en cuenta la percepción que los consumidores mexicanos que realizan compras en el exterior tienen de los productos que se expenden en los comercios de aquel país, considerando que son de mejor calidad, precios más bajos y su disponibilidad es más amplia que en los comercios de la frontera mexicana. 7 Incluso, es de resaltar que la alta concentración del ingreso que hay en México en su conjunto implica que el crecimiento del ingreso personal se verá reflejado, en mayor medida, en los estratos de ingreso más elevados, que son precisamente los que tienen mayores oportunidades de cruzar las fronteras, lo que sin duda permite el crecimiento del valor de la elasticidad calculada. 7 De acuerdo con Ghaddar y Brown (2005), los clientes mexicanos tienen un alto grado de fidelidad a las compras en comercios extranjeros, debido a la percepción que tienen de la calidad del servicio que reciben y de los precios que enfrentan los consumidores. Tabla 3. Determinación de las ventas al menudeo en las ciudades pares norteamericanas C LTC LIPMEX LYPUSA ETC EIP EYP R2 El Paso 178.08 2.60 (2.668) 9.62 (2.780) 69.79 (3.700) -0.021 0.062 0.056 Imperial Valley 166.46 13.87 (2.9180) 15.99 (6.465) 83.58 (2.011) -0.084 0.012 0.115 La r e d o 439.80 9.902 (2.191) 23.75 (2.193) 127.19 (4.177) -0.133 0.057 0.122 San Diego 635.47 9.236 (2.432) 51.28 (4.124) 74.98 (2.731) -0.027 0.059 0.073 0.933 Los valores entre paréntesis son los correspondientes errores estándar de los coeficientes estimados. Los dos aster i sc o s r e p r e s e n ta n a q u e l l o s c o e f i c i e n t e s q u e n o f u e r o n significativos c o n s i d er a n d o u n n i v e l d e c o n f i a n z a d e 95%. ETC r e p r e s e n ta la e l a s t ic i d a d d e l a s v e n ta s a l m e n u d e o e n l a s c i u d a d e s pa r e s n o r t e a m e r ic a n a s r e s p e c t o a l tipo d e c a m b i o, ETI la e l a s t ic i d a d d e l a s v e n ta s a l m e n u d e o r e s p e c t o a la ta s a d e i n t e r é s, EYP e s la e l a s t ic i d a d d e l a s v e n ta s al menudeo respecto al ingreso personal disponible en las ciudades norteamericanas, en tanto que EIP es la elasticidad de las ventas al menudeo ante cambios proporcionales en el ingreso disponible en las ciudades mexicanas. 14 Volumen 1, número 2, Octubre 2008

El tercer tipo de elasticidad que se obtiene en este modelo es el de las ventas al menudeo en las ciudades fronterizas norteamericanas respecto al ingreso personal disponible en cada una de ellas, obteniendo valores relativamente elevados. El rango de elasticidad obtenido oscila entre el 0.056 para El Paso al 0.122 en Laredo. Coincidentemente, los valores más bajos se concentran en las dos ciudades de mayor dinámica económica de la frontera, lo que quizás tiene que ver con el movimiento de los ciclos económicos, sin duda más estables en regiones de alto desarrollo económico. Estos valores reflejan una menor propensión a las compras al menudeo para habitantes de ciudades con mayores niveles de ingreso, lo cual es uno de los aspectos fundamentales de la teoría macroeconómica. Estimación 4. Determinación de las ventas al mayoreo en las ciudades pares norteamericanas El último modelo estimado consiste en considerar al índice de ventas al mayoreo para las ciudades pares norteamericanas como una variable dependiente del tipo de cambio del dólar respecto al peso, del ingreso personal de los habitantes de las ciudades fronterizas mexicanas y del ingreso personal disponible de los propios ciudadanos norteamericanos. Exceptuando al ingreso de los habitantes de Ciudad Juárez como determinantes de las ventas en El Paso, todos los demás coeficientes resultan estadísticamente significativos y con los signos correctos según indica la teoría. De acuerdo con los valores obtenidos para las elasticidades respecto al tipo de cambio se observa que éstas oscilan entre -0.021 en El Paso a -0.133 en Imperial Valley, con la particularidad de que en el caso de San Diego se reporta una elasticidad de tipo unitaria. Algunos estudios han estimado un descenso en las ventas locales de ciudades norteamericanas de entre 0.1 hasta 4.7 por ciento por cada punto porcentual de variación en el tipo de cambio, 8 por lo que los resultados obtenidos no se encuentran demasiado alejados de esos niveles. No está fuera de la realidad plantear que una devaluación del 8 Gerber (1999) obtiene estos resultados para dichas ciudades. Tabla 4. Determinación de las ventas al mayoreo en las ciudades pares norteamericanas C LTC LIPMEX LYPUSA ETC EYP EIP R2 El Paso 571.75 1.61 (7.201) 0.04 (1.942) ** 0.13 (3.187) -0.021 0.062 0.052 Imperial Valley 2 015.54 0.18 (8.576) 0.09 (4.189) 0.17 (5.743) -0.133 0.094 0.012 La r e d o 899.23 0.64 (3.276) 0.056 (3,947) 0.11 (2.193) -0.084 0.127 0.011 0.937 San Diego 1 773.64 1.12 (6.542) 0.02 (3.294) 0.09 (7.144) -0.100 0.057 0.035 Los valores entre paréntesis son los correspondientes errores estándar de los coeficientes estimados. Los dos aster i sc o s r e p r e s e n ta n a q u e l l o s c o e f i c i e n t e s q u e n o f u e r o n significativos c o n s i d er a n d o u n n i v e l d e c o n f i a n z a d e 95%. ETC r e p r e s e n ta la e l a s t ic i d a d d e l a s v e n ta s a l m ay o r e o e n l a s c i u d a d e s pa r e s n o r t e a m e r ic a n a s r e s p e c t o a l tipo d e c a m b i o, ETI la e l a s t ic i d a d d e l a s v e n ta s a l m ay o r e o r e s p e c t o a la ta s a d e i n t e r é s, EYP e s la e l a s t ic i d a d d e l a s v e n ta s al mayoreo respecto al ingreso personal disponible en las ciudades norteamericanas, en tanto que EIP es la elasticidad de las ventas al mayoreo ante cambios proporcionales en el ingreso disponible en las ciudades mexicanas. Escuela de Negocios /// CESUN-Universidad 15 //

// peso de 10 por ciento tiene un impacto de la misma magnitud en la caída de las ventas al mayoreo en San Diego, de 13.3 por ciento en Imperial Valley, de 8.4 por ciento en Laredo y de 2.1 por ciento en El Paso. Las elasticidades obtenidas para las ventas al mayoreo respecto al ingreso personal de los habitantes de las ciudades fronterizas mexicanas se ubican entre el 0.057 en el caso de San Diego a 0.127 para Laredo. Considerando los grados de desarrollo de El Paso y San Diego, este resultado no debería sorprender, sobre todo por las disparidades existentes en cada lado de la frontera. Es de esperar que el crecimiento de los ingresos en las ciudades mexicanas no repercuta en gran medida en el crecimiento de los volúmenes de ventas al mayoreo de las ciudades pares norteamericanas, aunque los resultados obtenidos no son, para nada, desdeñables. La última variable considerada en este modelo aporta información relevante para la estimación de los determinantes de las ventas al mayoreo. Es de resaltar el hecho de que todos los coeficientes resultan significativos cuando el ingreso personal disponible de los habitantes de las ciudades norteamericanas es la variable independiente, con valores que oscilan entre el 0.011 en el caso de Laredo hasta 0.052 para El Paso. En el caso de las ventas al mayoreo se observan mayores elasticidades para las dos ciudades de mayor importancia económica de la frontera norteamericana, ya que San Diego muestra un valor importante de 0.035. Conclusiones El análisis de elasticidades permite obtener la respuesta de cada una de las variables dependientes ante cambios en las variables independientes, sin embargo, la simple obtención de estos valores no refleja la dimensión real del impacto que se tiene en cada una de las ciudades estudiadas. Por ejemplo, considerando los valores de ventas reportados para 2006 en las ciudades fronterizas norteamericanas se puede calcular que 1 por ciento de variación en el índice de ventas al menudeo en las diferentes ciudades norteamericanas equivale a 680 millones de dólares anuales en el caso de San Diego, casi 350 millones en El Paso, 70 millones en Laredo y casi 50 millones en Imperial Valley. En el caso de las ventas al mayoreo la variación de un punto porcentual es equivalente a 450 millones en San Diego, alrededor de 200 millones en El Paso, 40 millones en Laredo y poco menos de 30 millones en Imperial Valley. Para de las economías fronterizas mexicanas la situación adquiere la misma relevancia, por lo que los efectos de variaciones en el tipo de cambio, las tasas de interés y los ingresos repercuten profundamente en el desarrollo del comercio transfronterizo con sus correspondientes impactos en la generación de empleo, así como en el crecimiento económico de las ciudades mexicanas y el efecto multiplicador que genera cada que se realiza una transacción. A partir de lo anterior debe quedar claro que los consumidores de cada lado de la frontera representan una importante base de sostenimiento de las actividades económicas de la ciudad par fronteriza, sobre todo cuando las ciudades que colindan cuentan con un nivel de desarrollo que sobrepasa al de la media de los países y se sitúan en los límites fronterizos, como es el caso de Ciudad Juárez-El Paso y Tijuana-San Diego. En un estudio realizado por Phillips y Manzanares (2001) se determina que 46 por ciento de los ingresos personales de los habitantes de Texas se destinan a realizar compras al menudeo, lo que da una mejor idea de los volúmenes de compras que realizan. En El Paso esta cantidad oscila entre los 11 500 dólares anuales, de los cuales una gran parte se gasta en la vecina Ciudad Juárez. Un fenómeno similar ocurre en las otras ciudades pares estudiadas. La importancia del comercio transfronterizo continúa en ascenso a partir de la firma del t l c a n y, contrario a lo que se plantea, pareciera recobrar mayor relevancia con el transcurso de los años sobre todo en los polos de desarrollo manufactureros a lo largo de la frontera común. Uno de los factores latentes que podría generar algún tipo de sesgo en las estimaciones y que hasta el momento no se ha mencionado es aquel que tiene que ver con la región propiamente en donde se efectúan las transacciones comerciales. En el caso de Tijuana, un alto porcentaje de los intercambios comerciales se realizan con la región realmente 16 Volumen 1, número 2, Octubre 2008

fronteriza, es decir, San Ysidro, Chula Vista y otros, por lo que el impacto a lo largo y ancho de todo el Condado de San Diego tiende a reducirse. En el futuro, a reserva de profundizar en los resultados obtenidos en el presente escrito, sería deseable extender el estudio en dos vertientes diferentes; por un lado, incorporar nuevas ciudades pares fronterizas una vez que se cuente con información suficiente para ello y, por otro, buscar la obtención de datos de primera mano por parte de los consumidores de uno y otro lado de la frontera para conocer la forma en que ellos realizan sus decisiones de compra y los factores que interfieren en dicho proceso. Finalmente, un aspecto que no se menciona, pero que sin duda debe ser estudiado en el futuro, tiene que ver con los efectos que se generan debido a la existencia de un gran número de ciudadanos mexicanos que cuentan con residencia legal en Estados Unidos y que residen en las ciudades mexicanas, sin embargo, laboran y ejercen un consumo importante en el vecino país. Los resultados de dicho proceso podrían constituir material para futuras investigaciones donde se indague aún más acerca de las distorsiones comerciales que generan. Bibliografía Cañas, Jesus, Roberto Coronado, and Jose J. Lopez (2005). Cyclical Differences Emerge in Border City Economics. South Texas Economics Trends and Issues. Federal Reserve Bank of Dallas. Issue 2. Charney, A. H. and V. K. Pavlakovich-Kochi (2002). The Economic Impacts of Mexican Visitors to Arizona: 2001. Economic and Business Research Program. College of Business and Public Administration, University of Arizona. Gerber, J. (1999). The Effects of a Depreciation of the Peso on Cross Border Retail Sales in San Diego and Imperial Counties. San Diego State University. Working paper. Ghaddar, S. and C. J. Brown (2005). The Economic Impact of Mexican Visitors Along the U. S.-Mexico Border: A Research Synthesis. Center for Border Economic Studies, University of Texas-Pan American. Ghaddar, S., Ch. Richardson, and C. J., Brown (2004), The Economic Impacts of Mexican Visitors to the Lower Rio Grande Valley 2003. Technical Report. Center for Border Economic Studies, University of Texas-Pan American, Gilmer, Robert W. and Jesus Cañas (2005). Industrial Structure and Economic Complementarities in City Pairs on the Texas- Mexico Border. Federal Reserve Bank of Dallas, Working Paper 0505. Gilmer, Robert W., Matthew Gurch, and Thomas Wang (2001). Texas Border Cities: an Income Growth Perspective. The Border Economy, Federal Reserve Bank of Dallas:2-5. Hanson, Gordon (2001). US-Mexico Integration and Regional Economics: Evidence from Border-City Pairs. Journal of Urban Economics 50:254-287. Patrick, M. and W. Renforth (1996). The Effects of the Peso Devaluation on Cross-Border Retailing. Journal of Borderlands Studies, vol. 11, Spring: 25-41. Phillips, Keith R. and Jesus Cañas (2005). Business Cycle Coordination along the Texas-Mexico Border. Federal Reserve Bank of Dallas, Working Paper 0502. Phillips, Keith R. and Roberto Coronado (2005). Texas Border Benefits from Retail Sales to Mexican Nationals. The Face of Texas, Federal Reserve Bank of Dallas: 24-26. Phillips, Keith R. and C. Manzanares (2001). Transportation Infrastructure and the Border Economy. The Border Economy. Federal Reserve Bank of Dallas. San Diego Dialogue (1994). Who Crosses the Border: A View of the San Diego/Tijuana Metropolitan Region. University of California, San Diego. Zamora Canizales, Federico y José Manuel Lecuanda Ontiveros,(2002). Interdependencia comercial de Tijuana y San Diego. Comercio Exterior, 52: 680-686. Escuela de Negocios /// CESUN-Universidad 17 //

// ENTREPRENEURSHIP READINESS AND NEW VENTURES DEVELOPMENT: ISSUES AND IMPLICATIONS OF ENTRE- PRENEURIAL EDUCATION IN MEXICAN UNIVERSITIES. Ricardo D. Álvarez///SIMÓ-BOSCH Consulting ralavarez@simobosch.com ABSTRACT Previous research has demonstrated a positive relationship between perceived self-efficacy and entrepreneurial intention. A descriptive cross-sectional study was carried out to assess the impact of entrepreneurship education on students perceived self-efficacy, intentions and orientation within three selected universities in the city of Tijuana, Mexico. A survey was conducted and data was collected utilizing previously developed instruments. Results were compared and analyzed, identifying the correlations that exist between entrepreneurial education experience and reported levels of entrepreneurial self-efficacy, orientation and intentions. Raúl Domínguez, Joven de sueño If universities do not promote entrepreneurship education, it is expected that students would be less likely to pursue new business ventures after school. Our research results although limited, may be useful for university decision makers interested in supporting and establishing formal entrepreneurship coursework in Mexican universities. Such support is necessary in order to facilitate new businesses creation in the country which may lead to future gains in economic growth and development. RESUMEN Investigaciones anteriores han demostrado que existe una relación positiva entre la auto-eficacia percibida y la intención emprendedora Se realizó un estudio comparativo en tres universidades de la ciudad de Tijuana, México, para evaluar el impacto que la educación para el emprendimiento tiene en la auto-eficacia percibida, las intenciones y las orientaciones de los estudiantes. Se levantó una encuesta para obtener información utilizando instrumentos previamente desarrolladas. Los resultados fueron comparados y analizados identificando la correlación entre la experiencia de recibir educación emprendedora y los niveles reportados de auto eficacia, orientación e intención emprendedoras. Si las universidades no promueven la educación emprendedora es de esperarse que los alumnos no intenten comenzar nuevos negocios al terminar sus estudios. Los resultados de nuestro estudio, aunque son limitados, pueden ser de utilidad para las universidades en México que se interesen en apoyar y establecer formalmente la educación emprendedora como parte de sus programas de estudio. Este apoyo por parte de las universidades es fundamental para la apertura de nuevos negocios en el país, que pudieran aumentar el crecimiento económico y el desarrollo del mismo. 18 Escuela de Negocios /// CESUN-Universidad Vol. 1 núm. 2 Octubre 2008 pp. 18-35.

1. INTRODUCTION Over the last few years the entrepreneurship phenomenon in Mexico has gained considerable attention among government officials, small business developers, private investors and the academic community, as a way of promoting self-employment and economic development. But new venture creations in Mexico have shown limited outcomes, in terms of jobs generation and well-being. By almost any index Mexico has historically struggled in the last century with economic and social growth. For example, A. T. Kearney s (2005) wellrespected Globalization Index ranks Mexico 42nd in the world and the United Nations Human Development Reports (2003) ranks Mexico 53rd in its Human Development Index. Recently, however, Mexico appears to have made a commitment to transform into a competitive nation by privatizing state-owned industries, reducing international commerce barriers and tariffs, attracting foreign investment, and establishing free-trade agreements (NAFTA) with neighbors such as the United States and Canada (Young & Welsch, 1993). However, to sustain the changes, a strong and capable group of domestic entrepreneurs are needed in Mexico. According to Wachtel (1999), several obstacles are inhibiting entrepreneurial success in Mexico, such as business environment, individual culture and a family centered society. Accessing capital funding in Mexico or obtaining loans to get the necessary start-up assets is very difficult for new business ventures because of highinterest rates, increasing consumer prices, and volatile foreign currency exchange rates. Venture capital investors and business angels are extremely scarce, and because federal taxes are at record levels there is a lack of fiscal stimulus for private investments as well. It is very difficult for start-up companies that need substantial seed capital, to reach break-even or gain a reasonable return on investment without additional support. Mexican government and associated economic institutions are still considered overly bureaucratic, regulated, and corrupt, as evidenced by the low ranking on the various global business indices, such as IMD International s (2005) business efficiency index (47th) and Transparency International s (2005) corruption perception index (67th). Small to medium size family centered organizations, which represent the largest number of businesses in the country, which are extremely closed and myopic, usually reinvest their capital in new related family business ventures solely and rarely allocate money in other diversified companies outside of the family. In addition, it has been suggested that Mexican family business owners are generally adverse to risk, show a lack of confidence, and have discriminatory practices against business women (Lee & Peterson, 2000). Many have suggested that Mexico must take more aggressive measures to develop and maintain an adequate environment that promotes and nurtures new business start-ups, enterprise creation, and risk-taking entrepreneurs. An entrepreneurial environment can be defined as the combination of factors that play an important role in the development of new business ventures. It refers both, to the overall exogenous factors that influence people s willingness to undertake entrepreneurial activities, and to the availability of assistance and support services that facilitate start-ups. According to Covin and Slevin (1991), the external environment can include economic, political/legal, and socio-cultural forces that provide a broader context for an organization s operation. Entrepreneurship in developing economies can flourish if potential entrepreneurs find opportunities in the environment, and if environmental conditions motivate and enhance entrepreneurs ability to start and manage a new business (Gnyawali & Fogel, 1994; Usmman & Postigo, 2000). While certain infrastructure elements, like the existence of research and development programs, and a well-educated and technically skilled labor force can make a substantial impact on the entrepreneurial environment (Bruno & Tyebjee, 1982), previous research (Pennings, 1982; Vesper, 1990; Davidsson, 1991), also indicates that factors such as the presence of universities for training and research are found to be very important to increase the rate of new venture creation. Thus, countries that have low levels of technical and business skills could prevent motivated entrepreneurs from starting a new venture and according to Unesco, Mexico ranks at best somewhere in the mid-point of the world in second- Escuela de Negocios /// CESUN-Universidad 19 //

// ary educational achievement (2000 statistics), and according to the Organization for Economic Cooperation and Development (o e c d ), last of the member countries in technical literacy (1999 statistics). Vesper (1990) identified four elements in venture creation: a profitable business opportunity, technical know-how of the entrepreneur, business know-how of the entrepreneur, and entrepreneurial initiative, which comprises at the same time education and intentions. This suggests that education is a key environmental force that enables and provides a way for nascent entrepreneurs to identify opportunities and gain the necessary business and technical skills to nurture their self-efficacy to the point of initiating actions toward starting a new venture (Luthje & Franke, 2003). Previous research (DeNoble, et al., 1999) has demonstrated a positive relationship between perceived self-efficacy and entrepreneurial intentions, and there is also empirical evidence showing a positive relation between formal education and new venture success. A study by Veciana (2002) found that the failure rate between entrepreneurs with higher education and entrepreneurs without any is almost four to one. Accordingly, the purpose of this project as a starting point for further research, was to investigate the impact of entrepreneurship education on students perceived self-efficacy and orientation toward new venture intentions, within a sample of Mexican universities at a very particular site, regardless of any other environmental or moderating factors that may influence the entrepreneurial process. Our study examines the following key research questions: 1. 2. 3. With Mexican students, to what extent does entrepreneurial education exposure help nascent entrepreneurs and students develop entrepreneurial intentions and orientation? Is Entrepreneurial Self-Efficacy (ESE) enhanced by Mexican entrepreneurial education? Is there a positive relationship between Mexican universities entrepreneurial curricula and students entrepreneurial intentions? If universities do not promote entrepreneurship education regardless of other environmental factors, we would expect that students would be less likely to pursue efforts toward starting a new business venture. Particularly, as Gnyawali and Fogel (1994) have suggested, it seems that training and education services are very important in emerging market economies because entrepreneurs lack basic business skills. The need for economic development and prosperity is influencing universities to include entrepreneurship courses in their curricula to promote entrepreneurial capabilities among students (Laukkanen, 2000; Hindle & Rushworth, 2000). There is growing consensus that education plays an important role for the creation of new ventures, enhancing students managerial skills which increases the probability of developing entrepreneurial activities (Van Praag & Cramer, 2001; Kantis, Postigo, Federico, & Tamborini, 2002a). Although there is a global trend toward more entrepreneurial education and an increasing number of Mexican universities have recently instituted entrepreneurship courses in their curricula, the vast majority still have not. This developing situation presents an ideal setting to investigate the issues posed in this study, particularly among several universities in Tijuana, B. C. that are including at some extent, entrepreneurial courses in their educational offering. 2. LITERATURE REVIEW 2.1. Entrepreneurship Education: Historical Overview Entrepreneurship education constitutes a novel academic field, particularly in countries and cultures where even the term entrepreneurship has somewhat different meanings. The discipline is still unknown by a large number of university professors, students, business owners, and community members within developing countries. The introduction and promotion of new entrepreneurship curricula at both graduate and undergraduate levels, embraces major challenges for universities entrepreneurship program developers and business school faculty. Within the United States, for example, more than half a century ago the first entrepreneurship courses were introduced at the Harvard Business School, but the subject evolved very little and was not generally popular in the decades that followed. By the 1960s less than 10 universities offered some type of entrepreneurship education. In 1970, the number of business schools and universities in the United 20 Volumen 1, número 2, Octubre 2008