Migración y exportaciones: evidencia para las provincias españolas, 2017-‍2024

1. Introducción[Subir]

El estudio de los efectos económicos y sociales de los flujos migratorios sobre la economía española es importante dada la magnitud del fenómeno. A principios de 2025, el número total de residentes nacidos en el extranjero (inmigrantes) supera los 9 millones de personas, lo que supone un 18 % de la población total. En paralelo, el número total de españoles residentes en el extranjero supera los 2,2 millones. Este artículo investiga el impacto de los inmigrantes residentes en las provincias españolas y los emigrantes residentes fuera de España, con origen en dichas provincias sobre los flujos bilaterales de exportación de las provincias españolas en un periodo todavía no analizado: 2017-‍2024.

Los trabajos pioneros de ‍Gould (1994) y ‍Rauch y Trindade (2002) muestran que las redes de migrantes afectan positivamente a las exportaciones e importaciones entre el país de residencia y el país de origen. En concreto, estos autores destacan el papel de los migrantes a la hora de reducir asimetrías de información sobre mercados foráneos, construir relaciones de confianza entre socios comerciales y disminuir los costes de transacción entre países. Numerosos estudios empíricos posteriores confirman el efecto positivo de la migración sobre el comercio internacional; ‍Genc et al. (2012) ofrecen un metaanálisis con publicaciones entre 1995 y 2011. La mayoría de los trabajos confirma que los migrantes actúan como facilitadores del comercio, ayudando a las empresas del país de residencia a reducir las barreras comerciales asociadas a las externalidades de información sobre las preferencias, los mercados y el marco regulatorio en sus países de origen. La magnitud del impacto varía según el tipo de bienes comerciados, la proximidad sociocultural entre los países o el distinto nivel de desarrollo de cada uno de ellos. Para el caso de las provincias españolas, objeto de estudio en este artículo, los trabajos de ‍Peri y Requena (2010), ‍D’Ambrosio y Montresor (2022) y ‍Groizard y Martín-Montaner (2023) muestran que el impacto de la migración sobre el comercio bilateral es positivo, pero su magnitud varía según la variable dependiente utilizada, el método de estimación, la medida de migración y el periodo analizado.

Nuestro artículo se centra en el papel de los inmigrantes y emigrantes como factores determinantes de las exportaciones bilaterales de las provincias españolas, utilizando el modelo de gravedad estructural (‍Larch et al., 2025) que permite tener en cuenta la existencia de fricciones multilaterales al comercio a nivel regional, a nivel de socio comercial y a lo largo del tiempo. Además, los posibles problemas de endogeneidad entre comercio y migración se tienen en cuenta mediante un enfoque no lineal de función de control (FC). En una primera etapa, se separa la migración en una parte explicada por factores observables (instrumentos) y en la función de control (residuos), que captura el posible impacto de factores no observables que afectan simultáneamente a la migración y al comercio. El supuesto de identificación es que, condicional a la función de control, dos pares de países con niveles similares de factores no observados relacionados con la migración pueden compararse como si la intensidad de sus vínculos migratorios fuera cuasialeatoria, lo que permite identificar el efecto causal de los inmigrantes y emigrantes sobre las exportaciones. Para la construcción de los instrumentos se utilizan datos históricos de migraciones (‍Card, 2001). El trabajo analiza separadamente la contribución de la migración al margenextensivo y al intensivo del comercio. En línea con el trabajo de ‍Chaney (2008), si los migrantes reducen los costes fijos de exportación, el impacto positivo de la migración se producirá a través del aumento del número de relaciones comerciales (margen extensivo); alternativamente, si los migrantes reducen los costes variables de exportación, el impacto positivo de la migración se producirá a través del aumento del volumen medio de las relaciones comerciales (margen intensivo).

El primer resultado del trabajo es que la inmigración no afecta a las exportaciones bilaterales de las provincias españolas, pero la emigración sí, durante el periodo 2017-‍2024. Este resultado confirma el de ‍D’Ambrosio y Montresor (2022) para el periodo 2007-‍2016. El segundo resultado es que la inmigración tiene un impacto positivo sobre el número de transacciones de las provincias españolas con otros países, al generar externalidades de información que reducen los costes fijos de exportación. Este resultado está en línea con los trabajos de ‍Peri y Requena (2010) para el periodo 1996-‍2008 y ‍Groizard y Martín-Montaner (2023) en el año 2015. En el caso de los emigrantes, su presencia en el mercado de destino permite un incremento en las exportaciones españolas que se manifiesta a través de un mayor margen extensivo y un menor margen intensivo (es decir, más envíos de menor cuantía), lo que sería compatible con una reducción de los costes fijos de entrada que permitiría el acceso a los mercados exteriores de empresas menos productivas o productoras de bienes de menor valor.

El resto del artículo se estructura como sigue: el apartado 2 revisa la literatura relevante; el apartado 3 presenta el modelo econométrico y las estrategias de estimación e identificación; el apartado 4 describe los datos utilizados en el análisis; el apartado 5 presenta los resultados empíricos y analiza sus implicaciones. Finalmente, concluye en el apartado 6.

2. Revisión de la literatura[Subir]

El trabajo pionero de ‍Gould (1994) establece los fundamentos de la conexión entre migración y comercio, distinguiendo dos canales a través de los cuales la presencia de inmigrantes influencia el comercio bilateral entre sus países de residencia y sus países de origen. Por una parte, los inmigrantes conservan la preferencia por el consumo de productos de sus países de origen, lo que favorece el incremento de las importaciones de estos (factor de demanda). Por otra parte, los inmigrantes disponen de un mayor conocimiento de las condiciones económicas y sociales de sus países de origen, así como contactos que pueden facilitar los intercambios comerciales (factor de costes de entrada). Este segundo mecanismo, más amplio y que ha recibido más atención por parte de investigaciones posteriores, permite pronosticar un incremento tanto de las importaciones como de las exportaciones bilaterales (‍Head y Ries, 1998; ‍Girma y Yu, 2002; ‍Briant et al., 2014). Otros trabajos corroboran la importancia del factor de costes de entrada como principal mecanismo detrás del vínculo migración-comercio al mostrar que el comercio de bienes diferenciados es el más sensible a las contribuciones que pueden hacerlos migrantes a los intercambios internacionales (‍Dunlevy y Hutchinson, 1999; ‍Rauch y Trindade, 2002; ‍Hatzigeorgiou y Lodefalk, 2016).

El estudio del comportamiento de las empresas, basado en el modelo de ‍Melitz (2003), junto con la disponibilidad de bases de datos más amplias, permite incorporar una dimensión adicional en el análisis de la relación entre migración y comercio, a partir del trabajo de ‍Chaney (2008). Chaney descompone los cambios en los flujos de comercio en un margen extensivo (cómo cambia el número de transacciones o el número de empresas exportadoras) y un margen intensivo (cómo cambia el valor de cada transacción o de cada exportador). Chaney muestra que, en bienes con baja elasticidad de sustitución (bienes muy diferenciados), el margen intensivo es relativamente insensible ante cambios en los costes de comercio (y, en consecuencia, al papel de los inmigrantes). En cambio, las empresas con baja elasticidad de sustitución pueden captar mayores cuotas de mercado con independencia de su productividad, lo que lleva a que la reducción en los costes de comercio permita acceder a la vía exportadora a empresas menos productivas. En consecuencia, el margen extensivo debería ser más sensible a cualquier factor que contribuya a la reducción de costes de comercio. Los trabajos empíricos de ‍Koenig (2009), ‍Peri y Requena (2010), ‍Hiller (2013), ‍Pennerstorfer (2016) y ‍Groizard y Martín-Montaner (2023) muestran que, efectivamente, ambos márgenes no son igualmente sensibles a la contribución de los migrantes^[1].

La presencia de población extranjera puede contribuir en mayor medida a reducir los costes de información y transacción vinculados al comercio internacional cuanto mayor sea la posibilidad de comunicación entre la población desplazada y las empresas exportadoras, lo que se potencia con la proximidad. De ahí el interés de analizar la relación entre comercio y migraciones en ámbitos geográficos reducidos. De hecho, una parte sustancial de la investigación sobre este tema se ha centrado en un único país, analizando la distribución regional de los inmigrantes y las exportaciones con origen en dichas regiones. Así, ‍Head y Ries (1998) y ‍Wagner et al. (2002) analizan el comercio de las provincias canadienses, mientras que ‍Herander y Saavedra (2005) y ‍Bandyopadhyay et al. (2008) se centran en los estados de Estados Unidos. Los trabajos realizados en ámbitos europeos permiten una mayor adecuación de este enfoque de proximidad, dado el menor tamaño de las circunscripciones administrativas respecto a los estados en EE UU, o las provincias canadienses. Es el caso de los trabajos de ‍Briant et al. (2014) para los departamentos franceses y ‍Bratti et al. (2020) para las provinciasitalianas. En el caso de España, diversos trabajos han explotado la heterogénea distribución de los inmigrantes a nivel provincial, como los de ‍Peri y Requena (2010), ‍D’Ambrosio y Montresor (2022) o ‍Groizard y Martín-Montaner (2023).

Los trabajos anteriores han analizado el efecto de la población inmigrante sobre el comercio bilateral. Sin embargo, los motivos dados detrás de la relación positiva entre ambos: inmigración y comercio, se pueden aplicar de la misma manera a la población emigrante, en la medida que su contribución en la reducción de los costes de transacción también facilita un mayor acceso a empresas ubicadas en sus países de residencia. Sin embargo, los trabajos que analizan el vínculo entre emigración y comercio son todavía escasos (‍Rauch y Trindade, 2002; ‍Murat y Pistoresi, 2009; ‍D’Ambrosio y Montresor, 2022).

El presente artículo se enmarca en una continuidad respecto a los trabajos de ‍Peri y Requena (2010) y ‍D’Ambrosio y Montresor (2022), por el ámbito geográfico y temporal del análisis. Como en los dos trabajos anteriores, estudiamos las exportaciones de las provincias españolas. ‍Peri y Requena (2010) consideran el comercio con 77 países durante el periodo 1995-‍2008, mientras que en ‍D’Ambrosio y Montresor (2022) consideran 109 países durante el periodo 2007-‍2016. Nuestra estrategia coincide con la de ‍Peri y Requena (2010) en el estudio de los márgenes extensivo e intensivo del comercio bilateral, mientras que coincidimos con ‍D’Ambrosio y Montresor (2022) en analizar el impacto sobre el comercio de inmigrantes y emigrantes simultáneamente.

3. Modelo econométrico[Subir]

El modelo econométrico utilizado para analizar el papel de las redes de migrantes sobre las exportaciones de las provincias españolas al extranjero distingue entre la influencia de los inmigrantes residentes en las provincias españolas y los emigrantes de estas provincias que residen en los países de destino de las exportaciones. Siguiendo a ‍Anderson y van Wincoop (2003), ‍Baier y Bergstrand (2007), ‍Baldwin y Taglioni (2006), ‍Head y Mayer (2014) y ‍Yotov (2022) se especifica un modelo de gravedad estructural de acuerdo con la siguiente ecuación:

  [1]

donde X_ijt son las exportaciones desde la provincia española i al país j en el año t. IMM_ijt−1 es el stock de inmigrantes nacidos en el país j que reside en la provincia española i en el periodo t-1^[2]. EMI_ijt−1 representa el número de emigrantes españoles nacidos en la provincia española i residentes en el país j en t-1. Z_ijt incluye variables bilaterales que recogen costes del comercio tales como (el logaritmo de) la distancia entre la provincia i y el país j. La heterogeneidad no observada en esta relación se aborda mediante la inclusión de los términos de resistencia multilateral (fricciones) al comercio desde la perspectiva del área de origen como de destino hacia adentro y hacia afuera, representada por variables ficticias específicas de la provincia (ϕ_it) y del país (Ψ_jt) que varían en el tiempo. Estos efectos fijos controlan los factores específicos inobservables que afectan los costes comerciales de cada provincia y país socio, comoinstituciones, factores legales e idiosincrásicos o precios relativos. Además, incluimos variables ficticias de pares región-país θ_ij invariantes en el tiempo para controlar la heterogeneidad no observada en cada par región-país (por ejemplo, el tamaño relativo de la región en la que se localiza la provincia, de cada socio comercial, la proximidad cultural, lazos históricos, diferencias geográficas o institucionales persistentes). Finalmente, ϵ_ijt es el término de error.

La estimación de la Ecuación [1] mediante el estimador de Pseudo-Máxima Verosimilitud de Poisson (PPML), propuesto por ‍Santos Silva y Tenreyro (2006), permite tratar adecuadamente los flujos comerciales cero y eliminar el problema de heterocedasticidad que puede conducir a la inconsistencia de las estimaciones por mínimos cuadrados del modelo de gravedad log-linearizado. Otro problema clave es la identificación de los efectos causales de las migraciones sobre el comercio si hay endogeneidad de los stocks de migrantes, ya que estos podrían autoseleccionarse en países con mayores volúmenes de comercio existentes, lo que lleva a una causalidad inversa o bien se podría deber a factores inobservables no incluidos en el modelo y que se relacionan con los del comercio, derivando en un sesgo por omisión de variable (‍Beine et al., 2011; ‍Peri y Requena, 2010).

El tratamiento de los posibles problemas de endogeneidad de las migraciones se realiza mediante un enfoque de función de control, adecuada en el marco de la estimación de un modelo no lineal mediante PPML (‍Wooldridge, 2010; ‍Elguezabal et al., 2025). Esta metodología permite capturar el componente endógeno de un regresor mediante el uso de instrumentos y los regresores exógenos del modelo. En una primera etapa, se estima la forma reducida del stock de migrantes del par provincia-país, ij, en función de toda la información exógena disponible (fricciones al comercio, regresores exógenos en el modelo e instrumentos específicos para la variable migración):

  [2]

donde MIG_ij,t−1 es el stock de inmigrantes (emigrantes) en (t−1) y IV_ijt representa el conjunto de instrumentos. Los residuos de la estimación PPML de la Ecuación [2], , capturan la parte no exógena de la variable migraciones, en la medida que dichos residuos no se explican por las variables exógenas incluidas en la primera etapa. En una segunda etapa, el residuo se incorpora al modelo estructural en [1] como un regresor adicional:

  [3]

La estimación por PPML de la Ecuación [3] permite, por una parte, testar la endogeneidad de inmigrantes y emigrantes: la significatividad conjunta de los residuos de la primera etapa, incorporados en la segunda etapa, indicaría la endogeneidad en la relación. Por otra parte, en el caso de que sean endógenos, permiten controlar dicha endogeneidad para obtener una estimación consistente del modelo.

4. Información estadística: variables e instrumentos para la función de control[Subir]

La muestra utilizada es un panel de datos con frecuencia anual de las exportaciones de cada provincia española con 110 países, desde 2017 a 2024^[3]. Los datos de exportaciones proceden de la Agencia Tributaria española, que proporciona información individualizada de cada envío internacional que tenga su origen o destino en España (sus provincias). Dicha información incluye la fecha de envío; su código de producto en nomenclatura combinada de ocho dígitos; su valor y peso, así como los países de destino y origen. Esta estructura permite obtener, para cada par provincia-país, tanto el número de transacciones como el valor promedio de cada transacción. Los datos correspondientes a la población de origen extranjero residiendo en las provincias españolas proceden del Padrón Continuo de Población y del Censo Anual de Población. Los datos sobre individuos nacidos en España residentes en el extranjero proceden del Censo de Españoles Residentes-Ausentes que viven en el extranjero (CERA). Ambas bases de datos proceden del Instituto Nacional de Estadística (INE).

La Figura 1 muestra la evolución del número de inmigrantes en España desde 1998. La tendencia ascendente en los primeros años (que llevó a multiplicar por tres el número de personas nacidas en el extranjero) se interrumpe como consecuencia de la crisis de 2008 y no se recupera hasta 2016. Esta evolución temporal es interesante, en la medida que permite identificar el marco de trabajos previos sobre el vínculo migraciones-comercio para las provincias españolas. Así, ‍Peri y Requena (2010) estudian el papel de los inmigrantes durante el periodo 1995-‍2008, coincidiendo con el momento de máxima presencia de población extranjera. ‍D’Ambrosio y Montresor (2022) utilizan datos correspondientes a 2007-‍2016, coincidente con el periodo de estancamiento (e incluso disminución moderada) en el número de inmigrantes. En este sentido, nuestro trabajo permite analizar la solidez del vínculo entre comercio y migraciones en esta nueva fase de llegada masiva de población extranjera a las provincias españolas, que además no es uniforme en los distintos países y regiones de origen^[4], coincidente con una fuerte salida de españoles al resto del mundo.

FUENTE: Padrón Continuo del INE (1998-‍2021) y Censo Anual de Población (2022-‍2024).

El número de españoles residentes en el extranjero, representado en la Figura 2, muestra un comportamiento más uniforme en los últimos 20 años, con un crecimiento sostenido (su número se ha duplicado entre 2006 y 2024) brevemente interrumpido por la crisis sanitaria de 2020.

FUENTE: CERA (Censo de Españoles Residentes-Ausentes que viven en el extranjero).

La muestra de observaciones provincia-país-año (ijt) es completa, es decir, las observaciones sin información de migración pero sí de comercio se han completado tomando el valor de cero. Por este motivo, se incluyen dos variables ficticias más al modelo estructural, las variables NI_ij y NE_ij; NI_ij es una variable ficticia que toma el valor 1 si el valor de los inmigrantes es 0 para una observación ijt; del mismo modo, NI_ij es una variable ficticia que toma el valor 1 si el valor de los emigrantes es 0 para una observación ijt.

La utilización de la metodología de la función de control requiere de instrumentos exógenos para identificar el modelo. Dichos instrumentos se construyen considerando que los inmigrantes tienden a agruparse espacialmente: los futuros migrantes procedentes de un territorio determinado tienen más probabilidades de establecerse en lugares donde ya se ubicaron migrantes de ese mismo territorio (efectos de red). Bajo esta idea, podemos construir un instrumento basado en las localizaciones de inmigrantes en el pasado o un instrumento de enclave (‍Card, 2001; ‍Peri y Requena, 2010). Con el objeto de sobreidentificar el modelo, construiremos dos tipos de instrumentos (‍D’Ambrosio y Montresor, 2022), uno referido al inicio del periodo (2006, puesto que no hay datos anteriores de emigración) y otro referido a la media de periodos anteriores al de estudio (2006-‍2015). Así, una vez se obtiene la distribución provincial de los inmigrantes de cada nacionalidad en 2006, esta se utiliza para distribuir el total de inmigrantes del país j en el año t en cada provincia española i:

Análogamente, a partir de la distribución de los emigrantes de la provincia española i en el país j en 2006 construimos el instrumento:

De esta manera, obtenemos stocks de inmigrantes y emigrantes previstos por provincia y país que están impulsados por tendencias nacionales y patrones históricos de asentamiento, no por shocks comerciales específicos de la provincia.

Adicionalmente, consideramos que la ubicación de los migrantes entre las provincias podría verse afectada estructuralmente por la crisis financiera internacional que comenzó en 2008 y se extendió hasta 2014, cuando el crecimiento del producto interior bruto (PIB) mundial se normalizó y se afianzaron reformas financieras clave. En consecuencia, también consideramos las proporciones de migrantes de provincias y países promediadas para el periodo 2006-‍2015. Estos instrumentos adicionales, y permiten la sobreidentificación del modelo^[5].

Nuestro análisis va un paso más allá, considerando separadamente los márgenes extensivo e intensivo del comercio internacional de las provincias españolas. Las exportaciones totales de la provincia i al país j, X_ijt, se descomponen como el producto del margen extensivo (NX_ij), definido como el número de transacciones de la provincia i al país j, y el margen intensivo (VX_ij), definido como el valor medio de las exportaciones de cada transacción: X_ijt = NX_ijt × VX_ij. Bajo esta perspectiva, el análisis de ambos márgenes de comercio se realiza mediante un estimador PPML y la metodología de función de control estimando la Ecuación [1] para cada margen separadamente^[6].

5. Resultados[Subir]

La Tabla 1 muestra los resultados de estimar la Ecuación [1]. La columna (1) presenta los resultados de la estimación del modelo incluyendo solo los inmigrantes en la provincia procedentes del país j. La columna (2) considera solo los emigrantes de la provincia a ese país j, logEMI_ijt−1. La columna (3) incluye inmigrantes y emigrantes a la vez. Los resultados muestran un impacto positivo de la presencia de emigrantes sobre las exportaciones de las provincias españolas a los países de residencia de dichos migrantes; la elasticidad estimada para los emigrantes es positiva y significativa tanto en la columna (2) como en la (3). En cambio, los inmigrantes no juegan ningún papel relevante en el desempeño exportador de la provincia (su coeficiente estimado no es estadísticamente significativo).

La inclusión de los residuos obtenidos para logIMM_ij,t−1 y logEMI_ij,t−1 en la Ecuación [3] permite obtener dos conclusiones importantes. Primero, el P-value del test de significatividad conjunta de estos residuos nos lleva a rechazar que ambos coeficientes son iguales a cero, por lo que rechazamos la hipótesis nula de exogeneidad débil de los inmigrantes y emigrantes, y apunta a la endogeneidad de las variables de migración. Por tanto, la estimación consistente en la que se controla por el problema de endogeneidad es la mostrada en la columna (6), resultado de la segunda etapa de la estimación de cada función de control. Segundo, la emigración tiene un impacto positivo (aunque débilmente significativo al 10 %) sobre las exportaciones de las provincias españolas, mientras que la inmigración no. Un aumento en el 10 % de españoles oriundos de una provincia residiendo en un país extranjero aumenta las exportaciones de esa provincia a ese país en un 0,5 %. Este resultado coincide con el de D’Ambrosio y Montresor (2022) en el periodo 2007-‍2016^[7].

La Tabla 2 muestra la estimación del modelo estructural considerando como variable dependiente cada uno de los márgenes de exportación. Los resultados relativos al margen intensivo se presentan en las columnas (1) a (3), mientras que los correspondientes al margen extensivo aparecen en las columnas (5) a (7). Los coeficientes de la inmigración y la emigración en la ecuación del margen extensivo son positivos y estadísticamente significativos, indicando que tanto la inmigración como la emigración reducen los costes fijos de entrada en los mercados de exportación e impulsan un aumento en el número de transacciones de exportación bilateral de las provincias españolas. Un aumento en el 10 % de inmigrantes de un país en una provincia española aumenta el número de empresas exportadoras de esa provincia a ese país en un 1 %. A su vez, un aumento en el 10 % de españoles nacidos en una provincia residiendo en un país aumenta el número de empresas exportadoras de esa provincia a ese país en un 2 %. El papel de los emigrantes también se muestra estadísticamente significativo en el margen intensivo, aunque con signo negativo. Al igual que en el caso de las exportaciones totales, tratamos la potencial endogeneidad mediante la estimación de una función de control cuyos resultados se muestran en las columnas (4) y (8) de la Tabla 2, para los márgenes intensivo y extensivo, respectivamente^[8]. La significatividad conjunta de los residuos de la primera etapa en ambos casos confirman la existencia de endogeneidad (con p-values de 0,0590 y 0,0005, respectivamente se rechaza la hipótesis nula de no significatividad de los residuos de la primera etapa en ambos márgenes) y, en consecuencia, la adecuación de la estimación mediante la función de control.

Nuestros resultados muestran un impacto positivo de las redes de emigrantes e inmigrantes sobre el margen extensivo, confirmando el canal información como el mecanismo que permite incrementar el número de transacciones que realizan las provincias españolas con el país de origen de los inmigrantes. En cambio, solo las redes de emigrantes tienen un efecto significativo sobre el margen intensivo, si bien con signo negativo. Es decir, la presencia de emigrantes reduce el valor medio de las exportaciones provinciales por transacción, lo que sugiere que la posible reducción en los costos fijos de acceso al mercado de exportación permite que empresas de baja productividad, o con productos de bajo valor unitario exporten a dichos mercados.

A continuación, analizamos el papel que juega la proximidad cultural y regulatoria de los países de origen de los inmigrantes o de residencia de los emigrantes españoles a la hora de potenciar o atenuar la relación migración-comercio. En cuanto a la proximidad cultural, introducimos en el modelo una variable ficticia lengua común_ij que toma el valor 1 si la provincia y el país comparten lengua oficial (el español) y cero en caso contrario. La interacción de las variables migratorias con esta ficticia nos indicará si el impacto de las redes de migrantes está matizado por la proximidad de las áreas de origen y destino. En principio, se espera que una mayor proximidad haga menos efectivo o necesario el canal de información para reducir los costes de comercio y, por tanto, que el impacto de las redes de inmigrantes y emigrantes sobre las exportaciones sea menor.

De manera similar se considera el desempeño regulatorio de los países destino de exportación utilizando la información procedente de la base de datos Doing Business elaborada por el Banco Mundial. Los indicadores considerados son: barreras administrativas al comercio, que mide cómo de bueno es el país en el desempeño del comercio internacional; cumplimiento de contrato, que mide cómo de buena es la regulación del país para garantizar el cumplimiento de los contratos; y resolución de impagos, que mide la eficiencia del sistema de suspensión de pagos/quiebra/bancarrota de las empresas. En los tres casos, hemos categorizado la variable: toma el valor 1 si el país muestra un desempeño mejor que la mediana del indicador, cero en caso contrario. De esta forma, es posible medir, mediante la interacción de estas variables ficticias regulatorias con las variables de interés, si un mejor desempeño regulatorio reduce el papel de las redes de migrantes como facilitadoras del comercio.

Los resultados de la estimación del impacto de las migraciones y sus interacciones con las variables de proximidad se muestran en la Tabla 3. Nos hemos centrado en el margen extensivo puesto que es en el número de transacciones donde las redes de migrantes se muestran relevantes para favorecer el comercio. Además, se presenta la estimación del modelo mediante el enfoque de función de control, dado que en todos los casos existe un problema de endogeneidad de las inmigraciones y las emigraciones (se rechaza la no significatividad de los residuos de la primera etapa en la estimación de la segunda etapa: ver Chi2(4) P-value < 0,05 en la Tabla 3). En la columna (1) se muestra la estimación de la función de control del modelo considerando adicionalmente que el país de destino comparte lengua oficial con las provincias españolas. Los resultados apuntan a que este hecho no es relevante a la hora de analizar el impacto de las migraciones sobre el número de transacciones, ya que los términos de interacción no son estadísticamente significativos.

A continuación, consideramos el desempeño regulatorio de los países de exportación. Solo en dos casos, el mejor desempeño comercial (menos barreras administrativas) y la mejor eficiencia del sistema de bancarrota, cuyos resultados se muestran en las columnas (2) y (4) de la Tabla 3, matizan el impacto de las redes de inmigrantes sobre el margen extensivo de exportación. Como se esperaba, un mejor desempeño, que hace más confiable el mercado de exportación y hace menos necesario el canal información, reduce el impacto positivo de las redes de migrantes sobre el número de transacciones de exportación, siendo 0,124 en ese caso, frente a 0,399 con un peor desempeño que la mediana en comercio; y siendo un 0,111 frente a 0,335 con una eficiencia en el sistema de bancarrota menor que la mediana.

Las redes de emigrantes no muestran una heterogeneidad similar: su impacto positivo sobre los valores de exportación permanece esencialmente sin cambios en los distintos regímenes regulatorios. Por lo tanto, son los inmigrantes y no los migrantes los que tienden a ayudar más a las empresas españolas cuando el marco regulatorio de los países es más complicado^[9].

6. Conclusiones[Subir]

Este artículo analiza el impacto de la migración sobre las exportaciones de las provincias españolas en el periodo 2017-‍2024.

Los resultados de estimar una ecuación de gravedad estructural muestran que las redes de migrantes, tanto inmigrantes como emigrantes, siguen siendo facilitadores de las exportaciones en el caso de España; en concreto, la migración actúa principalmente a través del margen extensivo de comercio, esto es, la migración ayuda a reducir los costes de entrada en los mercados de exportación y aumenta con ello el número de transacciones internacionales.

Al analizar la relación entre inmigración y margen extensivo de las exportaciones, el papel de la inmigración se refuerza cuando los mercados de destino son culturalmente distantes, tienen una calidad regulatoria más débil o carecen de mecanismos institucionales para facilitar el comercio.

Por el contrario, los emigrantes españoles que viven en el extranjero contribuyen básicamente de forma positiva a aumentar el número de transacciones, pero disminuyendo el valor promedio por transacción, independientemente de la proximidad cultural o el desempeño regulatorio de los mercados de destino.