RELACION ENTRE CONCENTRACION, ECONOMIAS DE ESCALA Y TAMAÑO DE MERCADO EN LA INDUSTRIA DE SUPERMERCADOS DE CHILE: UN ANALISIS

EMPIRICO.

Loreto Lira D. y Magdalena Ugarte A. Diciembre de 2007

ABSTRACT

Este trabajo encuentra que la concentración a nivel país de la industria de supermercados en Chile es el resultado de economías de escala. Por otra parte, detecta que en las ciudades, es la expansión de las dos principales cadenas nacionales de supermercados, y no la concentración local, la que responde al tamaño de mercado y a las economías de escala. Se trabajó con datos nacionales y con un panel de datos mensuales de 16 ciudades de Chile para el período de enero de 1998 a junio de 2006. Las estimaciones obtenidas a nivel país indican que un 0.1 de aumento en las economías de escala, incrementan la concentración de la industria en 0.0025. A nivel ciudad, un aumento de un 0.01 en el tamaño de mercado genera un incremento de un 0.97% en la participación de las dos principales cadenas nacionales en esa ciudad. Un aumento de aproximadamente un 1% en las economías de escala a nivel país, lleva a un crecimiento de 0.12% en dicha expansión a las ciudades. Este comportamiento es consistente con la teoría de Sutton (1991) referida a la existencia de economías de escala endógenas y a diferenciación vertical de productos. Keywords: retail, supermercados, concentración de la industria, tamaño de mercado, economías de escala endógenas, diferenciación vertical de productos. Clasificación JEL: L11, L81, O33 Loreto Lira. Profesor Investigador. Universidad de los Andes, Santiago, Chile. llira@uandes.cl Magdalena Ugarte. Profesor Investigador. Universidad de los Andes, Santiago, Chile. mugarte@uandes.cl

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INDICE

I INTRODUCCION 2 II MARCO CONCEPTUAL 3 → La Teoría de Bain 3 → La Teoría de Sutton 4 III LA INDUSTRIA DE SUPERMERCADOS 5 → Economías de Escala en la Industria de Supermercados 5 → Desarrollo del Formato de Hipermercados 8 → Concentración de la Industria de Supermercados 10 IV MODELO, DATOS Y METODOLOGIA DE INVESTIGACION 12 → Modelo 12 → Datos 13 → Metodología 13 V RESULTADOS 17 → A Nivel País 17 → A Nivel Ciudad 22 → Una Hipótesis Alternativa para las Ciudades: Expansión versus 27 Concentración. → Expansión versus Concentración a Nivel País. 30 VI CONCLUSIONES 33 REFERENCIAS 34 APENDICES 36

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I. Introducción

La literatura especializada ha estudiado ampliamente la relación entre concentración y tamaño de mercado de las industrias. Los estudios empíricos detectan que no existe una relación única entre tamaño de mercado y estructura de la industria ya que se observa que algunas de éstas se concentran, en tanto que otras tienden asintóticamente a la desconcentración a medida que el mercado crece.

El objetivo de este trabajo es investigar la relación entre tamaño de mercado y

concentración en la industria de supermercados en Chile siguiendo el enfoque de Sutton. Esta relación se estudia a nivel país y a nivel ciudad. En este último caso, se trabaja con un panel de datos de16 ciudades de Chile durante el periodo enero de 1998 a junio de 2006.

Existe soporte teórico para explicar el hecho que algunas industrias se concentren y otras se fragmenten a medida que crece el tamaño de mercado. Sutton (1991) sostiene que aquellas industrias que experimentan una relación positiva entre concentración y tamaño de mercado presentan dos características propias que no se dan en las industrias que tienden a la fragmentación. Estas características son: existe una diferenciación vertical del producto1 de parte de los consumidores y las firmas presentan economías de escala endógenas en la producción del atributo demandado. La forma en que esto opera es la siguiente: un aumento en el tamaño de mercado genera un incremento en la demanda por el atributo verticalmente diferenciado. Esto incentiva a una mayor producción de este atributo. Debido a que la generación de este atributo se logra por la vía de aumentar la inversión en costos fijos (por ejemplo: inversiones en publicidad e investigación y desarrollo), se generan economías de escala endógenas. Aquellas firmas que tengan ventajas comparativas en la obtención del atributo demandado irán invirtiendo en costos fijos alcanzando economías de escala y desplazando a sus competidoras menos eficientes. Así el resultado final de este proceso es un crecimiento de estas empresas en relación al resto, es decir, un aumento en su participación de mercado y, en definitiva, un incremento en la concentración de la industria. Si no se dan estas características, el crecimiento del mercado incentiva la entrada de nuevas empresas, puesto que las preexistentes no presentan ventajas sobre las nuevas, lo que hace que se fragmente la industria.

En la industria de supermercados, las economías de escala se asocian a los sistemas de

logística y de administración de locales y la diferenciación vertical del producto al atributo variedad, relacionado directamente con los formatos de hipermercados.

Los resultados empíricos obtenidos en este estudio se pueden separar en dos grupos: a nivel país y a nivel ciudad. A nivel país, se verifica empíricamente que la concentración ha aumentado producto del desarrollo del formato de hipermercados. Esta proliferación de hipermercados responde a su vez a una creciente demanda por ellos, asociado a una mayor participación laboral femenina y a mayores ingresos. También se explica por una mayor oferta, producto de las economías de escala conseguidas. Si bien lo anterior permitiría presumir que la concentración debiera explicarse por tamaño de mercado, economías de escala y participación laboral femenina, los resultados obtenidos en la ecuación reducida no muestran un efecto significativo del tamaño de

1 Diferenciación vertical de un producto: si dos productos distintos son ofrecidos a los consumidores a un mismo precio, entonces la totalidad de los consumidores prefiere un mismo producto. Esto se aplica a la calidad de los productos, donde a precios iguales, siempre el producto de mayor calidad es el preferido por los demandantes.

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mercado sobre ésta. Las economías de escala tienen un efecto positivo sobre la concentración. Si éstas aumentan en la industria en un 0.1, el índice Herfindahl de concentración crece en 0.0025. Por otra parte, por cada 1% de aumento de participación femenina en la fuerza de trabajo, el índice HH de concentración de la industria aumenta en 0.0266. Es destacable que cuando se hace ejercicio de reemplazar como variable dependiente la concentración por la expansión de las dos principales cadenas, se obtiene que esta última sí responde positivamente al crecimiento del tamaño de mercado y al resto de las variables recién mencionadas. Por cada 1 de aumento en el índice de remuneraciones (aproximadamente un 1%), la participación de DyS y Cencosud, aumenta en un 1.14%. Los resultados a nivel ciudad son diferentes. El comportamiento de la concentración de la industria por ciudad no se enmarca dentro de la línea argumental de Sutton puesto que no se explica por tamaño de mercado y la relación que es encuentra entre ésta y economías de escala es negativa. Lo interesante es que la expansión de las dos principales cadenas a las ciudades sí responde claramente a las dos variables claves de Sutton. A medida que el tamaño relativo de una ciudad crece, aumenta la participación agregada de las dos grandes cadenas en esa ciudad. Asimismo, mientras mayores sean las economías de escala, mayor es también la participación conjunta de las dos grandes cadenas. Un incremento de un 0.01 en el tamaño de una ciudad genera un incremento de un 0.97% en la participación de las dos principales cadenas en esa ciudad. Un aumento de aproximadamente un 1% en las economías de escala a nivel país, lleva a un aumento de 0.12% en dicha expansión a las ciudades. Este trabajo se organiza de la siguiente manera: la sección II expone el marco conceptual utilizado, la sección III contiene una descripción de la industria de los supermercados, la sección IV describe el modelo, los datos utilizados y la metodología. En la sección V, se comentan los resultados obtenidos. La sección VI concluye. II. Marco Conceptual

La teoría de Bain

Dentro de la rama de organización industrial, la concentración de empresas ha sido muy estudiada tanto a nivel teórico como empírico por su impacto en la competencia de los mercados y por su relación con el tamaño de éstos. Hasta comienzos de los años 70 el paradigma que primó fue el de estructura – conducta – desempeño de Bain (1956). Bajo este enfoque, existía una dirección única en la causalidad de estas variables. La estructura de la industria (por ejemplo, concentración de empresas o consumidores) determinaba la conducta de las empresas, lo que a su vez incidía en su desempeño. La estructura, bajo este enfoque, era explicada por la existencia o no de barreras a la entrada exógenas. Se suponía que industrias más concentradas eran menos competitivas y, producto de su poder de mercado, eran más rentables. Una gran cantidad de estudios arrojaba una correlación positiva entre concentración y desempeño, lo que era interpretado como el resultado de conductas colusivas y anticompetitivas dentro de la industria. Esto tuvo como consecuencia directa que la concentración de empresas fuera vista como una amenaza para la competencia. De este enfoque también se desprende que la correlación entre concentración y tamaño de mercado debe ser siempre negativa puesto que, dado un cierto nivel de barreras de entrada, a medida que crece el mercado, crecen las utilidades de las empresas incumbentes lo que incentiva el ingreso de nuevas empresas a la industria produciéndose así una fragmentación de la industria.

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Posteriormente, surge una mirada distinta al tema de la concentración, como resultado de

las fuertes críticas tanto teóricas como empíricas al esquema tradicional. Se cuestiona el esquema unidireccional de Bain y se establece que la conducta de las empresas afecta en forma determinante su estructura y también su desempeño. Conductas tales como inversión en investigación y desarrollo, publicidad y diferenciación de productos pueden alterar la estructura de la industria y las utilidades de las empresas. Estas conductas se relacionan directamente con la concentración y rentabilidad de las empresas, lo que puede ser compatible con escenarios tanto colusorios como competitivos, dependiendo de cada caso en particular. Es decir, se termina con la creencia de que la concentración es necesariamente anticompetitiva puesto que la concentración puede ser el resultado competitivo del desplazamiento de empresas menos eficientes por aquellas más eficientes. Al visualizar la concentración de la industria como un resultado posible a la conducta de las empresas, surge la interrogante de cómo evoluciona dicha concentración a medida que crece el tamaño de mercado. A partir de la evidencia empírica se concluye que no existe una única relación entre ambas variables (Sutton (1991)).

Los trabajos empíricos detectan que, a medida que el tamaño de mercado crece, algunas industrias tienden a la concentración en tanto que otras siguen el camino inverso. Más aún, se observa que existe una regularidad estadística a nivel mundial en cuanto al nivel de concentración de las diferentes industrias en lo distintos países. Industrias más concentradas en un lugar, también lo son en otro país. Sutton (1991) entrega un enfoque teórico a estos hallazgos.

La Teoría de Sutton Sutton (1991) entrega una explicación teórica a esta disparidad de comportamiento entre industrias y a este patrón estable entre países. En términos generales, establece que la relación entre concentración y tamaño de mercado depende de la forma en que operen las preferencias de los consumidores y el grado de endogeneidad de los costos fijos, tales como gastos en investigación y desarrollo y en publicidad, lo cual es propio de cada industria. Específicamente, para que una industria se concentre a medida que su tamaño de mercado aumenta deben cumplirse dos condiciones simultáneas: los consumidores deben diferenciar verticalmente el producto y deben existir economías de escala en la consecución de los atributos demandados, es decir, los costos fijos deben ser endógenos. La lógica detrás de esto es que cuando existe diferenciación vertical de los productos (donde al mismo precio, todos los consumidores demandan los mismos atributos del producto, por ejemplo, calidad) a medida que aumenta el tamaño de mercado, aumenta la demanda por el atributo verticalmente diferenciado. Las firmas se esforzarán en mejorar el producto en la dirección que los consumidores demandan. Si la obtención de estas mejoras o atributos se logra principalmente a través de aumentos en los costos fijos, con incrementos suficientemente pequeños en los costos variables, es decir, si se está en presencia de economías de escala endógenas en estas industrias, las empresas que presenten ventajas en la generación de estas economías de escala irán desplazando a las menos eficientes. El resultado final de este proceso competitivo es que las empresas más eficientes en la consecución del atributo en cuestión, van ganando participación de mercado. Así se llega a que el crecimiento del tamaño de mercado genera concentración en la industria. De no darse alguna de las dos condiciones anteriores (diferenciación vertical del producto y economías de escala endógenas), Sutton señala que la industria se fragmentará y se observará una relación negativa entre concentración y tamaño de mercado. Se trata de industrias caracterizadas

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por diferenciación horizontal2 de productos y donde los costos fijos son exógenos, es decir, no se relacionan directamente con la obtención de los atributos demandados. Por ejemplo, en el modelo de Hotelling (1929) de ubicación espacial de los locales, donde los productos son heterogéneos en términos horizontales y los consumidores se encuentran dispersos dentro de un área geográfica, no existe una empresa que sea superior a la otra y, por lo tanto, a medida que el tamaño de mercado crece, irán entrando nuevas firmas a la industria con lo que la concentración decrece asintóticamente. Se han efectuado algunas aplicaciones de esta teoría a la industria del retail. Matraves (1999) investiga el comportamiento de la industria farmacéutica a nivel del mercado global. Obtiene que ésta ha exhibido una tendencia a la concentración. Deduce que dicha tendencia es consiste con el modelo de Sutton y se explica por la fuerte y creciente inversión en los costos de innovación, principalmente asociada a los aumentos en los tiempos de desarrollo de las investigaciones. Ellikson (2005) aplica el modelo de Sutton (1991) a la industria de los supermercados. Concluye que dentro de esta industria existe una alta concentración en las empresas de la categoría de hipermercados (4 a 6 empresas). Detecta además que no se observa una fragmentación de empresas de hipermercados a medida que crece el tamaño de mercado. Siguiendo a Sutton, el autor afirma que este comportamiento se debe a que los hipermercados presentan las dos condiciones establecidas en su teoría para obtener una relación positiva entre concentración y tamaño de mercado: diferenciación vertical del producto unida a costos fijos endógenos. Él define la diferenciación vertical como la variedad de productos ofrecida por un local (la calidad del producto es en este caso variedad de productos). El aumento del tamaño de mercado implica aumentos en la demanda por variedad de productos, es decir, aumentos en la demanda por hipermercados. La industria es capaz de ofrecer más hipermercados sólo por la vía de incrementar la inversión en sistemas de distribución y logística. Esto implica que existen costos fijos endógenos asociados a la generación de variedad. El incremento del tamaño de mercado sólo logra una proliferación de empresas que no ofrecen el atributo de variedad, que en este caso es considerado de calidad inferior. III. La Industria de Supermercados

Economías de escala en la industria de los supermercados En la industria de los supermercados a nivel mundial han ido surgido nuevas economías de escala a partir de la década de los noventa, especialmente desde la segunda mitad de ésta. Éstas tienen su origen en los avances de la tecnología de la información, los cuales han sido aplicados por las empresas al manejo logístico y de inventarios, traduciéndose en importantes incrementos en su productividad.

Fernald y Ramnath (2004) estudiaron la productividad sectorial en Estados Unidos durante la década de los 90 e infirieron que en la industria del retail se ha producido un aumento de productividad como consecuencia de los avances de la tecnología de la información. En su estudio detectaron que en ese país hubo un importante aceleración de la productividad durante la segunda mitad de dicha década en comparación con la primera, desde un crecimiento de un 0.91% anual a

2 Diferenciación horizontal de un producto: si dos productos distintos son ofrecidos a los consumidores a un mismo precio, no todos optarán por el mismo.

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2.08%. Los sectores con mayor aceleración en productividad fueron el sector financiero (de 0.44% a 3.39%), el comercio minorista (de 0.83% a 5.33%) y el comercio mayorista (de 1.66% a 5.37%), que se situaron muy por sobre el promedio de la economía. Concluyeron que la causa de este aumento generalizado de productividad se encontraba en los avances ocurridos en el área de la tecnología de la información, siendo aquellos sectores que habían exhibido mayores aumentos en su productividad los principales beneficiados con dichos avances. Así, el comercio, tanto detallista como mayorista, y el sector financiero aparecieron como los principales usuarios de la tecnología de la información. El mismo resultado es hallado por Rivero y Vergara (2006) en un estudio de productividad sectorial en Chile durante el periodo 1986-2001. Ellos detectan que el crecimiento del sector comercio es de un 7.39% durante el periodo analizado y la contribución de la PTF (productividad total de factores) fue de 2.7 puntos, es decir, un 36% del crecimiento total de dicho sector. Este hecho, al igual que el caso internacional, fue atribuido por los autores al uso intensivo de los avances tecnológicos en el área de la informática.

En términos específicos, los avances en la tecnología de la información han permitido la implementación de sofisticados sistemas de transmisión de datos, tales como, los sistemas EDI (EDI: electronic data interchange), que mantienen en comunicación computacional permanente a distribuidores con proveedores y del uso de códigos de barra, que hacen posible mediciones más actualizadas de los inventarios. Estos sistemas informáticos logran acortar el plazo entre la medición de inventario y la recepción de nuevas órdenes. En estas circunstancias, se reduce el tamaño óptimo de inventarios mantenidos pues, en definitiva, la mayor velocidad de información actúa como un directo sustituto de éstos (Holmes (2001)). La adquisición de esta tecnología por parte de la empresa requiere de una significativa inversión inicial que lleva a una estructura de costos medios decrecientes en la producción, debido a las nuevas economías de escala que de ella se derivan. En el caso particular de Wal-Mart, Yoffie y Wang (2002) señalan que gran parte del éxito con los hipermercados se debió a la implementación anticipada de los cambios en la tecnología de la información. Wal-Mart utiliza el sistema EDI desde la década de los ochenta y, a partir de principios de los noventa, implementó un sistema computacional denominado Retail Link, que consiste en otorgar información de ventas de cada local a miles de proveedores de manera de mejorar la planificación de los despachos de mercaderías (Ghemawat P., Mark K., Bradley S. (2003)). Como se ha señalado previamente, la industria de supermercados en Chile también ha implementado las nuevas tecnologías de informática al área de logística, lo que ha generado nuevas economías de escala, produciendo un fuerte aumento de la productividad del sector comercio (Vergara y Rivero (2006)). En el presente trabajo se estimaron dichas economías de escala, utilizando para tales efectos el promedio de los gastos de administración sobre ingresos por local3 de las dos principales cadenas de supermercados en Chile (Cencosud y DyS). Esta variable al incluir los gastos directamente relacionados al manejo de inventarios y a la logística general de la empresa, mide el inverso de las economías de escala. El Gráfico N ° 1, que se presenta a continuación, muestra la evolución de esta variable a través del tiempo.

3 Una discusión sobre la construcción de dicha variable y la conveniencia de su utilización se presentan en la sección IV del presente trabajo.

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Gráfico N ° 1: Evolución de los gastos administrativos sobre ingresos por local. (Promedio para DyS y Cencosud)

0.1

0.6

1.1

1.6

2.1

2.6

3.1

3.6

1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006

En el gráfico N ° 1 se observa que los gastos administrativos sobre ingresos por local han ido disminuyendo sistemáticamente desde 1998 hasta 2006, lo que significa un aumento en la eficiencia administrativa y en las economías de escala de las dos principales cadenas de supermercados de la industria a través del tiempo. Indirectamente, es posible vincular este comportamiento de los gastos administrativos a la aplicación de avances tecnológicos en el área de la informática. En definitiva, la evidencia nacional en la industria de los supermercados es compatible con la aparición de nuevas economías de escala asociadas a una mayor productividad en el manejo logístico, la cual se encuentra directamente ligada a los avances en la tecnología de la información.

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Desarrollo del formato hipermercados Durante las últimas décadas se ha producido un importante crecimiento del formato de hipermercados en el mundo, lo que ha significado que el número promedio de ítems ofrecidos por local ha ido en aumento. Nakamura (1997) indica que este número creció en Estados Unidos de 7.800 en 1970 a 19.612 en 1994. Ellikson (2005) señala que en 2004, dicha cifra había superado los 30.000 ítems por local, de acuerdo a información proporcionada por el Food Marketing Institute. En ese país el gasto total en comida de los consumidores en los supermercados tradicionales cayó desde un 42.8% en 1988 a un 13.4% en 1998 y el número de supermercados tradicionales se redujo en un 8% entre 1987 y 1997 (Sieling, Friedman y Dumas (2001)). En el caso de Wal-Mart, existe consenso entre los analistas que parte fundamental del éxito de la empresa se debió a la fuerte expansión del formato de hipermercados, los cuales pasaron de ser sólo 10 locales en 1992 a 1.066 en 2002 dentro de Estados Unidos (Bell y Feiner (2003)). La literatura identifica causas de oferta y de demanda detrás de esta evolución. En cuanto a la oferta, Holmes (2001) señala que los avances en la tecnología de la información han repercutido directamente en la evolución de los formatos de hipermercados puesto que se amplia el número óptimo de ítems por local. Según el autor, esto se produce debido a que los avances de la tecnología de la información reducen el inventario óptimo de las empresas. Esto implica que se debe aumentar la frecuencia de los despachos de mercadería a los locales pues es la forma de mantener los locales debidamente abastecidos. Dado que el costo del flete de mercadería es fijo (independiente del volumen de mercadería trasportada), se generan incentivos a transportan camiones plenamente ocupados. Una forma directa de llenar los camiones es ampliando el número de ítems a trasportar, lo que se logra de mejor manera ofreciendo los productos en formatos de hipermercados. Por otra parte, las causas de demanda se encuentran claramente formalizadas por Betancourt y Gautschi (1990). Ellos establecen que los consumidores enfrentan costos asociados directamente con el proceso de comprar, tales como el costo del tiempo involucrado, el costo monetario del transporte, entre otros. El costo del tiempo asociado a la compra es uno de los costos que ha crecido fuerte en los últimos años como consecuencia del aumento de la participación de la mujer en la fuerza de trabajo, dando como resultado un incremento por la demanda de formatos tipo “one stop shopping”. El formato de hipermercados claramente está enfocado a satisfacer este requerimiento de los consumidores. En Chile, la tendencia hacia los formatos de hipermercados también se ha dado con claridad, siendo ésta una de las principales tendencias de la industria de supermercados. El Cuadro N ° 1 muestra la participación por región de los hipermercados de DyS y Cencosud dentro del rubro supermercados en tres fechas: diciembre de 1999, diciembre de 2002 y junio de 2006. Se observa que en cada una de las regiones la participación de los hipermercados tiende a subir, a excepción de la región XI donde no hay presencia de hipermercados de estas cadenas. A nivel país la participación de este formato creció de un 2.7% en diciembre de 1998 a un 6.4% en diciembre de 2002 y a un 10,7% en junio de 2006. La región metropolitana (RM) presenta el mayor porcentaje de hipermercados de DyS y Cencosud con un 6%, 12,8% y 19,5% respectivamente.

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Cuadro N ° 1: Participación de hipermercados de DyS y Cencosud por región (Porcentaje sobre total supermercados)

Región Dic-98 Dic-02 Jun-06 I 0,0 6,3 15,4 II 4,5 8,0 11,5 III 0,0 0,0 9,1 IV 3,3 3,4 10,3 V 3,0 4,2 7,9 VI 0,0 3,8 5,8 VII 0,0 2,8 6,4 VIII 1,3 3,2 3,9 IX 0,0 2,0 5,1 X 0,0 6,4 7,1 XI 0,0 0,0 0,0 XII 0,0 0,0 6,7 RM 6,0 12,8 19,5 Total país 2,7 6,4 10,7

Fuente: Elaborado en base a datos disponibles en el INE e información entregada por DyS y Cencosud

El Gráfico N ° 2 muestra la evolución en el tiempo de la participación de hipermercados de

las dos principales cadenas a nivel país.

Gráfico N ° 2: Hipermercados sobre Total Supermercados Cencosud y DyS (%)

0.00%

2.00%

4.00%

6.00%

8.00%

10.00%

12.00%

1998

1999

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

Fuente: Elaborado en base a datos disponibles en el INE e información entregada por DyS y Cencosud.

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Concentración de la Industria de Supermercados La industria de los supermercados se ha ido concentrando en el mundo. Dobson y Waterson (1997) señalan que la concentración en la industria de los supermercados es una consecuencia directa del surgimiento de economías de escala y de ámbito en esa industria a partir de fines de la década de los ochenta en el mundo.

En Chile, la industria de supermercados a nivel nacional se ha ido concentrando a través del tiempo en las dos principales cadenas nacionales: DyS y Cencosud. De acuerdo a información proporcionada por la Asociación Gremial de Supermercados de Chile (ASACH), en 1998 la participación de mercado a nivel nacional de dichas dos cadenas era de 29.3%, en 2001 de 36.9% y en marzo de 2006 de 62.5%. El Gráfico N ° 3 muestra la evolución del índice Herfindahl Hirschman. Se observa una tendencia creciente en los últimos 9 años.

Gráfico N ° 3: Indice Herfindahl Hirschman Total País

0

0.05

0.1

0.15

0.2

0.25

1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006

índice

A nivel de las ciudades se ha producido durante este periodo de tiempo una creciente

penetración de estas cadenas lo que explica el aumento de la concentración a nivel país. Sin embargo, esta expansión de DyS y Cencosud a lo largo de Chile no ha sido sinónimo de aumentos de concentración por ciudad sino, por el contrario, en muchos casos se ha asociado a desconcentración, puesto que en muchas ciudades existen cadenas locales que gozan de una alta participación de mercado. El Cuadro N ° 2 resume la evolución de la concentración por ciudad4 y de la participación de las dos principales cadenas nacionales en cada una de ellas, entre Enero de 1998 y Junio de 2006.

4 En el apéndice N ° 1 se muestra un gráfico por ciudad, con la evolución de la concentración en el período en cuestión.

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Cuadro N ° 2: Concentración de mercado ( y participación de Cencosud y DyS por ciudad

Ciudad Concentración Participación Dys y Cencosud Ene-98 Jun-06 Diferencia Ene-98 Jun-06 Diferencia Arica 0.27 0.55 0.28 0.00% 100.00% 100.00% Iquique 0.28 0.30 0.02 35.60% 48.32% 12.72% Antofagasta 0.51 0.26 -0.25 0.00% 42.86% 42.86% Copiapó 0.58 0.39 -0.19 0.00% 46.43% 46.43% La Serena 0.49 0.40 -0.09 0.00% 52.01% 52.01% Valparaíso 0.95 0.57 -0.38 0.00% 92.86% 92.86% Rancagua 0.46 0.31 -0.15 0.00% 74.09% 74.09% Talca 0.34 0.46 0.12 27.22% 74.35% 47.13% Chillán 0.26 0.45 0.19 0.00% 63.50% 63.50% Concepción 0.18 0.28 0.10 0.00% 64.60% 64.60% Temuco 0.17 0.27 0.11 9.70% 54.60% 44.91% Valdivia 0.32 0.28 -0.04 0.00% 32.45% 32.45% Puerto Montt 0.27 0.30 0.03 0.00% 67.40% 67.40% Coyhaique 0.54 1.00 0.46 0.00% 0.00% 0.00% Punta Arenas 0.27 0.33 0.07 0.00% 32.62% 32.62% Santiago 0.17 0.30 0.12 49.47% 74.83% 25.36%

El Gráfico N ° 4 muestra la relación existente entre concentración y participación de las grandes

cadenas a nivel ciudad. Puede observarse que existe una relación negativa entre ambos, por lo que generalmente, aumentos en la penetración de las grandes cadenas llevan asociados disminuciones en la concentración de mercado de las respectivas ciudades. Las ciudades de Arica y Chillán son las que muestran un comportamiento más disímil.

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Gráfico N ° 4: Relación entre Concentración y participación de mercado de Cencosud y DyS por ciudad

-0.50

-0.40

-0.30

-0.20

-0.10

0.00

0.10

0.20

0.30

0.40

0.50

0.00% 20.00% 40.00% 60.00% 80.00% 100.00% 120.00%

Participación Dys y Cencosud

Con

cent

raci

ón p

or c

iuda

d

IV. Modelo, Datos y Metodología de Investigación

Modelo

Siguiendo la línea argumental de Sutton (1991), se busca evaluar la relación existente entre concentración de mercado y tamaño de éste, vinculándolo con la existencia de economías de escala endógenas generadas al invertir para lograr el atributo diferenciador. Se estima esta relación a nivel país y a nivel ciudad.

La diferenciación vertical en esta industria está relacionada a la disponibilidad de una mayor gama de productos por local, ya que esta mayor variedad se traduce en menores costos de tiempo para los usuarios. En la medida que crecen los mercados, y dicho crecimiento se deba principalmente a aumentos en el ingreso de la población, mayor es el costo de oportunidad del tiempo, lo que se traduce en una mayor demanda por variedad o por compras que permitan el “one stop shopping”, es decir, mayor demanda por formatos de hipermercados. Este efecto es más evidente aún al considerar el crecimiento de la participación de la mujer en la fuerza de trabajo pues significa un importante aumento de su costo del tiempo.

Este atributo diferenciador genera en esta industria economías de escala y de ámbito, pues su consecución se encuentra directamente relacionada a través de la inversión en costos fijos, específicamente en inversión en tecnología de la información, que permite administrar en forma eficiente el gran número de inventarios requerido por los locales cada vez de mayor tamaño y con mayor cantidad de ítems ofrecidos. La inversión en tecnología de la información reduce los costos medios de operación de la firma, lo que dentro de un proceso competitivo, da como resultado un aumento de tamaño de las empresas que los incorporan y una mayor participación de mercado de éstas, lo que en definitiva arroja una mayor concentración de la industria.

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Así, el modelo contempla las siguientes dos ecuaciones independientes:

( )),, FTMVEEfPH = (1) ( )PHgC = (2)

De lo anterior, se obtiene la ecuación (3) que corresponde a la ecuación reducida del

modelo:

( )FTMVEEhC ,,= (3) Con PH: porcentaje de hipermercados EE: economías de escala V: tamaño de mercado FTM: participación de la mujer en la fuerza de trabajo C: concentración

La hipótesis es que la concentración aumenta en la medida que los supermercados son

capaces de generar más hipermercados, ya que éstos garantizan la oferta del atributo diferenciador; formato que se logra mediante inversiones que generan economías de escala endógenas. La decisión de invertir en sistemas de información y manejo de inventarios, que son los causantes de dichas economías de escala, se ve motivada por el crecimiento de los mercados y la creciente participación laboral de la mujer, que incide en la demanda por compras menos intensivas en tiempo, y por ende, por la mayor valoración por parte de los consumidores de los hipermercados.

Datos

La información utilizada corresponde al período de Enero 1998 a Junio 2006. A nivel país, los datos utilizados proceden de fuentes oficiales como el Banco Central de Chile (series de índice de remuneraciones reales y de participación laboral femenina) y de información entregada por las empresas de forma pública (datos sobre gastos de administración y ventas e ingresos por ventas, disponible en sus Estados de Resultados Trimestrales disponibles en Superintendencia de Valores y Seguros) y privados (información sobre concentración de la industria y locales).

Para el análisis local, se seleccionaron 16 ciudades de Chile. Éstas fueron: Arica, Iquique,

Antofagasta, Copiapó, La Serena, Valparaíso, Rancagua, Talca, Chillán, Concepción, Temuco, Valdivia, Puerto Montt, Coyhaique, Punta Arenas y Santiago. Los datos fueron generados a partir de información disponible en el Instituto Nacional de Estadísticas (información de población), Superintendencias de AFP (series de ingresos imponibles), memorias e información pública de las principales cadenas de supermercados de Chile, e información que éstas mismas facilitaron (para la serie de locales y su subclasificación entre supermercados e hipermercados).

Metodología Nivel país: A nivel nacional, las ecuaciones que se estimaron fueron las siguientes:

14

tttn

ntnt FTMGIIRPH εγδβα +⋅+⋅+⋅+= ∑=

−

4

16 (1)

ttt PHC νλφ +⋅+= (2) Con lo que se obtuvo la siguiente ecuación reducida:

tttn

ntnt FTMGIIRC ωσρπϕ +⋅+⋅+⋅+= ∑=

−

4

16 (3)

Donde, el subíndice t denota el mes (t = 1, 2, 3…102), con t = 1 en Enero de 1998 y t = 102

en Junio 2006. Las variables son:

tPH = Porcentaje de hipermercados sobre el total de supermercados en el mes t.

tIR = Índice de remuneraciones reales en el momento t; se utilizan cuatro rezagos semestrales de dicha variable.

tGI = Indicador de gastos sobre ingresos por local en t (una proxy del inverso de las economías de escala)

tFTM = Participación femenina en la fuerza laboral en el mes t.

tC = Concentración de mercado en el momento t. La variable dependiente de la ecuación reducida, tC , se construyó utilizando el índice de

Herfindahl-Hirschmann (HH) como indicador de concentración. El índice de HH se cálculo en base a información de ventas mensuales proporcionadas por actores de la industria y toma valores entre 0 y 1.

Para construir un indicador de la diferenciación vertical y, por ende, de la variedad de

productos ofrecidos, se estimó la relevancia relativa de los hipermercados en relación a todos los formatos de supermercados, tPH . Esta variable se obtuvo sumando el número de hipermercados de las cadenas Cencosud y DyS y dividiendo dicho valor por el total de locales (supermercados más hipermercados) de todas las cadenas en el momento t. Toda esta información está disponible con frecuencia mensual.

El índice de remuneraciones reales ( tIR ) busca dimensionar lo que ha pasado con el

tamaño de mercado en el período en cuestión. Éste se obtuvo de la información disponible en el sitio web del Banco Central. Esta variable se utilizó con rezagos semestrales para medir el efecto dinámico del crecimiento del mercado y el impacto de éste sobre la decisión de una empresa de tener mayor presencia en él. Se trabajó hasta con dos años de rezagos, tiempo que se estima que transcurre entre que se observa un escenario atractivo en el mercado y que se puede tener funcionando un nuevo local.

En base a la información pública entregada en los estados de resultados trimestrales de las

empresas, se construyó una variable que considera el promedio de gastos de administración sobre ingresos por ventas por local ( tGI ) de las dos principales cadenas de supermercados (Cencosud y DyS). Esos datos fueron mensualizados suponiendo un comportamiento lineal en el período y se llevaron a términos reales utilizando el IPC. Esta variable busca evaluar la existencia de economías de escala endógenas, por cuanto se concentra en las cuentas asociadas a adopción de tecnología en

15

el manejo administrativo, de inventario y logístico5. De hecho, mide el inverso de las economías de escala de estas empresas y, si bien no es una medición exacta de éstas (puesto que debieran considerarse los gastos sobre cantidades y no sobre ingresos, lo cual no es posible de realizar con la información disponible), se estima que es una buena proxy pues captura en forma adecuada los efectos de eficiencia sobre la administración de los ingresos.

Finalmente, ,tε tν y tω corresponden a errores muestrales.

Nivel ciudad:

A nivel ciudad, las ecuaciones que se estimaron fueron las siguientes:

ititn

ntinit GIVPH εμδβα ++⋅+⋅+= ∑=

−

4

1)6( (4)

itiitit PHC νηλφ ++⋅+= (5) Con lo que se obtuvo la siguiente ecuación reducida:

ititn

ntinit GIVC ωθρπϕ ++⋅+⋅+= ∑=

−

4

1)6( (6)

Donde, el subíndice i denota las ciudades (i = 1, 2, 3....16) y el subíndice t representa el mes

(t = 1, 2, 3…102), con t = 1 en Enero de 1998 y t = 102 en Junio 2006. Las variables son:

itPH = Porcentaje relativo de hipermercados sobre el total de supermercados en la ciudad i en el mes t.

itV = Tamaño relativo de mercado (en valor monetario) de la ciudad i en el momento t; se utilizan cuatro rezagos semestrales de dicha variable.

tGI = Indicador de gastos sobre ingresos por local en t (una proxy del inverso de las economías de escala)

itC = Concentración relativa de mercado en la ciudad i en el momento t.

La variable dependiente de la ecuación (6), Cit, es un índice de concentración relativo, que se obtiene de la división de la concentración de la ciudad i en el momento t por la concentración del país en ese momento del tiempo. Ambas concentraciones se calculan utilizando el índice de Herfindahl-Hirschmann (HH) respectivo.

La variable itPH se obtuvo sumando el número de hipermercados de las cadenas Cencosud y DyS por ciudad y dividiendo dicho valor por el total de locales (supermercados más

5 No se consideran los gastos operacionales, ya que en este rubro representan el costo de compra de los productos y no estarían asociados a las inversiones que han transformado esta industria en los últimos años. Si bien cabe reconocer que potencialmente también podrían constituir una fuente de economía de escala, se encuentran fuera del ámbito de este estudio.

16

hipermercados) de todas las cadenas de la región correspondiente a cada ciudad6. Toda esta información está disponible con frecuencia mensual.

Para construir un indicador de tamaño de mercado, se ponderó la población de cada ciudad por el ingreso real imponible promedio de la región correspondiente. La población de cada ciudad se estimó utilizando los valores entregados por los Censos de los años 1992 y 2002; se calculó la tasa de crecimiento compuesta mensual para obtener la serie de datos completa. La serie de ingreso se obtuvo de ponderar los tramos de ingresos reales imponibles por la cantidad de individuos en cada uno de éstos, a partir de información entregada por la Superintendencia de AFP. Estos datos son trimestrales, por lo que debieron ser mensualizados en forma lineal. Con estas variables se obtuvo una medida del tamaño de mercado absoluto de cada ciudad. En segundo lugar, se calculó el promedio en el tiempo de los índices de tamaño de mercado entre las 16 ciudades en estudio. Finalmente, la variable Vit se obtuvo, de dividir la serie del índice por ciudad por la serie construida con el promedio de todas las ciudades analizadas.

Es importante notar que esta estimación del tamaño de mercado es diferente a la empleada a

nivel país. En el caso de las ciudades, la serie de ingresos se pondera por la población, ya que al querer dimensionar en términos relativos el atractivo de un mercado a otro, es importante determinar el poder adquisitivo de cada ciudad, lo cual se obtiene considerando el ingreso per cápita y la población. A nivel país, la población prácticamente no varía en el período de tiempo analizado, y por eso se trabaja sólo con los ingresos, medidos a través de la serie de remuneraciones reales. Al igual que a nivel nacional, esta variable se utilizó con rezagos semestrales para medir el efecto dinámico del crecimiento relativo de una ciudad y el impacto de éste en la decisión de una cadena de tener una mayor presencia en dicha zona. Se trabajó hasta con 2 años de rezagos, tiempo que se estima que transcurre entre que se observa un escenario atractivo en una ciudad y que se pueda tener funcionando un nuevo establecimiento. La variable tGI , se trabaja a nivel nacional, ya que las economías de escala se dan a nivel país en esta industria, por cuanto las inversiones en tecnología, manejo de inventarios, logística y centros de distribución están centralizados, como se demuestra más adelante en este estudio. El modelo por ciudad no considera la variable de participación laboral femenina porque no se cuenta con información sobre ésta a nivel ciudad.

Finalmente, las variables iμ , iη y iθ reflejan el efecto fijo por ciudad en cada ecuación y,

,itε itν y itω corresponden a errores muestrales que distribuyen iid (0, 2vσ ).

6 Lo ideal hubiese sido tener la información de locales totales por ciudad para utilizarla en el denominador, pero los datos disponibles (en ASACH) sólo se entregan a ese nivel de agregación.

17

V. Resultados

A nivel país

Las regresiones (1), (2) y (3) fueron estimadas usando el método de White- Consistent Standard Error and Covariance. Los test de Dickey Fuller realizados a las variables no permitieron rechazar la hipótesis nula de raíz unitaria salvo para la variable remuneraciones reales (ver Apéndice N ° 2). Los tests de cointegración de Johansen efectuados arrojaron como resultado que las variables cointegran (ver apéndice N ° 3).

Primero se procedió a estimar la ecuación reducida para el país como un todo, siendo la

variable dependiente la concentración de la industria ( tC ) medida por el índice HH y las variables independientes: la participación de la mujer en la fuerza de trabajo ( tFTM ), las remuneraciones reales ( tIR ), como proxy de los ingresos de las personas rezagados en 6, 12, 18 y 24 meses respectivamente, y el promedio de los gastos administrativos sobre ingresos por local ( tGI ) de las dos principales cadenas nacionales, Cencosud y DYS, como indicador del inverso de las economías de escala de la industria. La ecuación estimada es:

tttn

ntnt FTMGIIRC ωσρπϕ +⋅+⋅+⋅+= ∑=

−

4

16 (3)

Donde el subíndice t denota el mes y tv es el error muestral que distribuye iid ( )2,0 vσ . Los resultados obtenidos se presentan en el Cuadro N ° 3.

18

Cuadro N ° 3: Resultados de la estimación de la ecuación (3)

Resultados a nivel país. Variable dependiente Indice Herfindahl - Hirschmann Variables independientes Constante -0.611095*** (-4.41) Remuneraciones reales t-6 -0.003979* (-1.80) Remuneraciones reales t-12 -0.00742*** (-3.20) Remuneraciones reales t-18 0.005467** (2.38) Remuneraciones reales t-24 0.004804* (1.97) Participación Mujer en FT 0.026551*** (8.66) Promedio gastos de administración -0.025199*** sobre ingresos por local (-7.29) R2 0.957 R2 ajustado 0.953 n° observaciones 78 Tests T entre paréntesis. *significancia al 10%, **significancia al 5%, ***significancia al 1%. Notas: - Se realizaron test de Dickey Fuller y no se rechaza la hipótesis nula de raiz unitaria salvo para remuneraciones reales. Según test de Johansen, las variables contegran. - La regresión se corrió usando el método de White -Consistent Standard Errors & Covariance.

De la regresión (3) se desprende que la evolución de la concentración de la industria de

supermercados a nivel país se explica en un 95.3% por las variables independientes consideradas. La variable promedio gastos administrativos sobre ingresos por local tiene signo negativo y es altamente significativa. Si estos gastos caen en la industria en un 0.1, el índice Herfindahl de concentración de la industria aumenta en 0.0025. Llevando estas variaciones a elasticidades se puede establecer que en promedio en el periodo considerado en el estudio, la elasticidad del índice HH a gastos administrativos sobre ingresos por local ha sido de -0.38. El signo negativo del coeficiente de dichos gastos es compatible con la teoría de Sutton puesto que en la medida que existan economías de escala en la industria, se observará una creciente concentración de ésta, derivada del hecho que aquellas empresas que realizan las inversiones en costos fijos logran operar con menores costos medios lo que lleva que, a través de un proceso competitivo, vayan ganando

19

participación de mercado. La participación de la mujer en la fuerza de trabajo reporta un signo positivo concordante con lo esperado y con una alta significancia. Por cada 1% de aumento de participación femenina en la fuerza de trabajo, el índice HH de concentración de la industria aumenta en 0.0266. En términos de elasticidades, la elasticidad promedio del índice HH a participación de la mujer en la fuerza de trabajo es de 7.17. Como se explicó anteriormente, la lógica de la causalidad entre ambas variables radica en que a medida que crece la participación de la mujer en la fuerza de trabajo, crece también la demanda por formatos de hipermercados debido al aumento de su costo del tiempo. Esto a su vez genera en las empresas una fuerte inversión en tecnología de la información de manera de poder proveer eficientemente estos formatos, lo que a través de un proceso competitivo, concentra la industria en estas empresas. Los coeficientes de las variables de remuneraciones reales rezagadas arrojan signos tanto positivos como negativos y son todas significativas. El efecto acumulado de los rezagos se ubica en torno a cero por lo que no se aprecia un impacto de esta variable en la concentración de la industria. Este resultado no concuerda con lo esperado según el modelo.

La ecuación (1) tiene como variable dependiente el porcentaje de hipermercados y como

variables independientes, las remuneraciones reales rezagado en 6, 12, 18 y 24 meses, la participación de la mujer en la fuerza de trabajo y el promedio de gastos administrativos sobre ingresos por local (indicador del inverso de las economías de escala de la industria).

tttn

ntnt FTMGIIRPH εγδβα +⋅+⋅+⋅+= ∑=

−

4

16 (1)

Los resultados de esta regresión se presentan en el Cuadro N ° 4.

20

Cuadro N ° 4: Resultados de la estimación de la ecuación (1)

Resultados a nivel país. Variable dependiente Porcentaje Hipermercados Variables independientes Constante -0.594186*** (-15.41) Remuneraciones reales t-6 0.003477*** (5.64) Remuneraciones reales t-12 0.001826*** (2.83) Remuneraciones reales t-18 -0.000997 (-1.56) Remuneraciones reales t-24 0.001603** (2.37) Participación Mujer en FT 0.003365*** (3.94) Promedio gastos de administración -0.005782*** sobre ingresos por local (-6.01) R2 0.984 R2 ajustado 0.983 n° observaciones 78 Tests T entre paréntesis. *significancia al 10%, **significancia al 5%, ***significancia al 1%. Notas: - Se realizaron test de Dickey Fuller y no se rechaza la hipótesis nula de raiz unitaria salvo para remuneraciones reales. Según test de Johansen, las variables contegran. - La regresión se corrió usando el método de White -Consistent Standard Errors & Covariance.

La estimación de la ecuación (1) entrega resultados concordantes con la teoría. El gasto

promedio sobre ingresos por local (inverso de las economías de escala) incide en forma negativa sobre el porcentaje de hipermercados. Una disminución de estos gastos de 0.1, genera un aumento de 0.006 en la fracción de hipermercados sobre el total, lo que expresado en semi-elasticidad promedio da un valor de -0.2. Como se explicó anteriormente, esto se debe a que la oferta de hipermercados está condicionada a las inversiones en tecnología de la informática ya que la administración de inventarios de este tipo de locales así lo requiere. Dado que estas inversiones se relacionan más a costos fijos que a variables, las empresas que las efectúan reducen los costos medios de operación por local y logran administrar un mayor número de hipermercados. Por otra parte, tres de las variables de ingreso consideradas aparecen significativas (sobre el nivel de 5% de

21

significancia) y todas ellas presentan signo positivo, lo que es compatible con lo esperado. Un aumento del ingreso de una unidad en el índice de remuneraciones genera un aumento conjunto (considerados los rezagos de 24, 12 y 6 meses) de 0.7 puntos porcentuales en el porcentaje de hipermercados. Esto significa que la semi-elasticidad promedio del periodo de remuneración real a porcentaje de hipermercados es de 0.65. Este coeficiente positivo concuerda con la teoría pues a medida que el ingreso crece, aumenta la demanda por hipermercados pues tiende a crecer también el costo del tiempo. Se observa también que la variable participación de la mujer en la fuerza de trabajo incide positivamente en la existencia de hipermercados. Por cada punto que aumenta la fuerza de trabajo femenina dentro de la fuerza de trabajo total, el porcentaje de hipermercados aumenta en 0.33 puntos porcentuales. Esto arroja una semi-elasticidad promedio para el periodo de 0.11. Al igual que la variable ingreso, esta causalidad obedece a factores de demanda, específicamente a razones de demanda por formatos “one stop shopping” debido al incremento en el costo del tiempo de la mujer.

La regresión (2), cuya estimación se presenta a continuación en el Cuadro N ° 5, tiene como

variable dependiente la concentración de la industria y como variable independiente el porcentaje de hipermercados.

ttt PHC νλφ +⋅+= (2)

Cuadro N ° 5: Resultados de la estimación de la ecuación (2)

Resultados a nivel país. Variable dependiente Indice Herfindahl - Hirschmann Variables independientes Constante 0.023094*** (5.54) Porcentaje hipermercados 1.836524*** (28.03) R2 0.887 R2 ajustado 0.886 n° observaciones 102 Tests T entre paréntesis. *significancia al 10%, **significancia al 5%, ***significancia al 1%. Notas: - Se realizaron test de Dickey Fuller y no se rechaza la hipótesis nula de raiz unitaria. Según test de Johansen, las variables contegran. - La regresión se corrió usando el método de White -Consistent Standard Errors & Covariance.

Se observa que el porcentaje de hipermercados es una variable explicativa muy relevante en

la evolución de la concentración. (R2 ajustado = 88.6%). El Gráfico N ° 5 ilustra la relación existente entre ambas variables. Por cada 1% que aumenta la participación de hipermercados dentro del total de supermercados, el índice HH de concentración de la industria aumenta en 0.0184. Esto

22

significa que para el periodo de tiempo considerado, la semi-elasticidad promedio de HH a porcentaje de hipermercados ha sido de 1.84. La lógica de esta relación se encuentra en el ya explicitado modelo de Sutton que relaciona directamente la concentración de las industrias con la producción del producto que posee el atributo verticalmente diferenciado, que en este caso es el formato de hipermercados. A mayor penetración de hipermercados, mayor es la inversión requerida en tecnología de la información para poder administrar de forma eficiente el gran volumen y diversidad de inventarios requeridos. Esto lleva a que las empresas que realizan estas inversiones en tecnología vayan desplazando a las demás puesto que son más aptas en la administración de estos formatos, esto hace que vaya aumentando su participación de mercado lo que redunda en una creciente concentración de la industria.

Gráfico N ° 5: Relación entre Concentración y Porcentaje de Hipermercados

0

0.05

0.1

0.15

0.2

0.25

1998 2001 20040

0.02

0.04

0.06

0.08

0.1

0.12

Concentración % hipermercados

HH %hipermdos.

En resumen, las estimaciones de las ecuaciones a nivel país son plenamente compatibles con

el modelo de Sutton. Se detecta que la tendencia a la concentración en esta industria obedece a la existencia de economías de escala y de ámbito, inducidas indirectamente a través de una creciente demanda por formatos de hipermercados debido al aumento del costo del tiempo de los consumidores.

A nivel ciudad Al igual que a nivel país, se estimaron las tres ecuaciones en el modelo, las dos generales y

la reducida. Para empezar, se estimó la ecuación reducida o ecuación (6):

ititn

ntinit GIVC ωθρπϕ ++⋅+⋅+= ∑=

−

4

1)6(

Ésta fue estimada utilizando un panel con efecto fijo individual7. Se optó por este método,

dado los resultados obtenidos al aplicar el test de Hausman8. Los resultados del test se presentan en 7 Se probó también la existencia de efectos fijos temporales pero estos resultaron no significativos en su conjunto.

23

el Apéndice N ° 4. Se realizaron tests de raíz unitaria, los que permitieron confirmar que las variables utilizadas eran estacionarias (los valores de los tests se presentan en el Apéndice N ° 5).

Los resultados que se obtuvieron al correr la regresión (6), son los que se presentan en el Cuadro N ° 6:

Cuadro N ° 6: Resultados de la estimación de la ecuación (6)

Resultados a nivel ciudad. Variable dependiente Indice Herfindahl - Hirschmann Variables independientes Constante 1.064263 (1.06) Tamaño relativo de mercado t-6 1.897752 (1.19) Tamaño relativo de mercado t-12 -1.344345 (-0.65) Tamaño relativo de mercado t-18 0.5967164 (0.27) Tamaño relativo de mercado t-24 -0.4326329 (-0.27) Promedio gastos de administración 0.84784*** sobre ingresos por local (34.45) R2 Overall 0.0142 R2 Within 0.4920 R2 Between 0.0483 N° observaciones 1248 Ciudades 16 Tests T entre paréntesis. *significancia al 10%, **significancia al 5%, ***significancia al 1%. Notas: - Se realizaron test de Im-Pesaran-Shin y de Maddala-Wu y se rechaza la hipótesis nula de raíz unitaria.

Lo primero que debe destacarse es que el modelo permite explicar en algo la evolución de la

concentración en las distintas ciudades, pero no se ajusta mucho para comparar las diferencias entre ellas. Sin embargo, el R2 general es muy bajo (0.0142 overall). El tamaño de mercado no tiene un efecto estadísticamente significativo, ni siquiera al 10%, en ninguno de los rezagos considerados.

8 El test de Hausman entrega un valor crítico de -1, el cual indetermina la conclusión. Frente a esto, lo recomendable es trabajar con efecto fijo puesto que en dicho caso, los estimadores son siempre consistentes.

24

Por otra parte, los gastos administrativos sobre ingresos por local, tienen un efecto positivo y significativo en la concentración, lo cual va en la dirección contraria de lo esperado según el modelo. Según este resultado, en la medida que aumenta esta variable, es decir, que hay menores economías de escala, mayor es la concentración. De hecho, el coeficiente implica que ante un aumento en 0,02 del promedio de gasto de administración sobre ingreso por local, que es equivalente a un incremento de un 1% en dicha variable tomando como referencia el valor promedio de ésta, el índice de HH se incrementa en 0,017.

Los resultados anteriores pueden explicarse por el hecho de que en muchas ciudades la

concentración es alta debido a la existencia de importantes cadenas de operación local, las cuales no tienen grandes economías de escala. Por otra parte, se constata que en este período, la expansión de las grandes cadenas nacionales hacia las ciudades, en general, se ha asociado a disminuciones de la concentración en muchas de ellas (ver Cuadro N ° 2). Estas grandes firmas son las que generan los volúmenes de ventas necesarios para alcanzar ahorros en costos o economías de escala. Esto explica el coeficiente positivo de los gastos de administración sobre ingresos en la ecuación (6). Dado lo anterior, es presumible que la variable expansión de las grandes cadenas podría ser la que se estuviera comportando más acorde con el modelo de Sutton a nivel ciudad, más que la concentración local. Porque éstas parecen ser las empresas capaces de responder a la demanda por el producto verticalmente diferenciado. Esta hipótesis se testea en detalle en la siguiente sección.

A continuación, se estimó la ecuación que busca explicar el desarrollo de la característica

diferenciadora, variedad de productos en un formato hipermercado:

ititn

ntinit GIVPH εμδβα ++⋅+⋅+= ∑=

−

4

1)6( (4)

La estimación se efectúo a través de un panel con efecto fijo individual9. La variable de

porcentaje relativo de hipermercados (PH) es estacionaria al igual que las demás variables consideradas (ver Apéndice N ° 5). El Cuadro N ° 7 muestra los resultados de dicha estimación.

9 La conveniencia de la estimación mediante un panel con efecto fijo por sobre uno de efecto aleatorio se constató mediante el test de Hausman correspondiente, cuyos resultados están disponibles en el Apéndice N ° 4.

25

Cuadro N ° 7: Resultados de la estimación de la ecuación (4) Resultados a nivel ciudad. Variable dependiente Porcentaje relativo hipermercados Variables independientes Constante -0,3800573 (-1.40) Tamaño relativo de mercado t-6 -0,0238798 (-0.06) Tamaño relativo de mercado t-12 0,5821926 (1.05) Tamaño relativo de mercado t-18 -0,5541333 (-0.93) Tamaño relativo de mercado t-24 1.117005** (2.54) Promedio gastos de administración -0.0471392*** sobre ingresos por local (-7.12) R2 Overall 0,3848 R2 Within 0,0578 R2 Between 0,4970 N° observaciones 1248 Ciudades 16 Tests T entre paréntesis. *significancia al 10%, **significancia al 5%, ***significancia al 1%. Notas: - Se realizaron test de Im-Pesaran-Shin y de Maddala-Wu y se rechaza la hipótesis nula de raíz unitaria.

El porcentaje relativo de hipermercados respecto al total de supermercados en cada ciudad es explicado en un 38,48% por el tamaño relativo de mercado, específicamente por la dimensión de éste dos años atrás, y por el promedio de gastos administrativos sobre ingresos por local. La variable tamaño relativo de mercado es estadísticamente significativa al 5%, al considerar cuatro semestres de rezago, y tiene un efecto positivo en la proliferación de formatos de mayor tamaño de locales. Si el tamaño de mercado se incrementa en un 0.01, el porcentaje de hipermercados aumenta en un 0.011

Por su parte, la variable promedio de gasto sobre ingreso por local también es estadísticamente significativa, pero al 1%, y su efecto es negativo sobre la concentración local. De

26

hecho, el coeficiente implica que ante un aumento en 0,02 del promedio de gasto de administración sobre ingreso por local10, el porcentaje relativo de hipermercados disminuye en 0,001.

Finalmente, se estimó la ecuación (5), que relaciona la concentración alcanzada en una determinada ciudad con la proliferación de hipermercados, utilizando paneles con efectos aleatorios11. El Cuadro N ° 8, a continuación, muestra los resultados obtenidos.

itiitit PHC νηλφ ++⋅+= (5)

Cuadro N ° 8: Resultados de la estimación de la ecuación (5)

Resultados a nivel ciudad. Variable dependiente Índice Herfindahl - Hirschmann Variables independientes Constante 3.816171*** (8.72) Porcentaje relativo hipermercados -0.6351604*** (-5.97) R2 Overall 0,0090 R2 Within 0,0271 R2 Between 0,0036 N° observaciones 1632 Ciudades 16 Tests T entre paréntesis. *significancia al 10%, **significancia al 5%, ***significancia al 1%. Notas: - Se realizaron test de Im-Pesaran-Shin y de Maddala-Wu y se rechaza la hipótesis nula de raíz unitaria.

Del cuadro anterior se desprende que el porcentaje de hipermercados que existan en una ciudad en relación al total de locales de supermercados tiene un efecto estadísticamente significativo al 1% y negativo en la concentración. Es decir, mientras más hipermercados existan, es decir, mayor es la diferenciación vertical lograda, menor es la concentración. Esto se sustenta en lo discutido previamente de que la concentración a nivel local está asociada en muchos casos a la preponderancia de una cadena local en la ciudad, más que a la alta participación de una cadena de gran tamaño y con mayores economías de escala. De hecho, tal como se mostraba en el capítulo III en el Gráfico N ° 3, la mayor participación de las dos grandes cadenas en las ciudades se relaciona con menores índices de concentración. En resumen, el modelo a la Sutton no explica la concentración de la industria de supermercados en las ciudades. Los resultados obtenidos al correr estas tres regresiones permiten concluir que si bien el logro del atributo diferenciador se relaciona positivamente con la existencia

10 Recordar que, como se explico anteriormente, se toma ese cambio como referencia ya que corresponde a un 1% de cambio en relación al valor promedio de esta variable- 11 Como puede verse en el Apéndice N ° 4, los resultados del test de Hausman aplicado sugieren la conveniencia de estimar considerando efectos aleatorios en este caso.

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de economías de escala endógenas que se obtienen con inversiones incentivadas por un mayor tamaño de mercado, estás no se traducen en una mayor concentración a nivel ciudad. Esta contradicción del resultado es esperable, debido a que las economías de escala relevantes en esta industria son de carácter nacional y las concentraciones locales consideran firmas que muchas veces operan sólo en ciudades específicas. Por ello, es interesante testear la hipótesis alternativa de si es la expansión de las grandes cadenas en cada ciudad la que puede explicarse por las variables consideradas en el modelo, en vez de la concentración medida de acuerdo al índice de HH. El siguiente apartado, como se señaló previamente, se aboca a este análisis.

Una hipótesis alternativa para las ciudades: expansión versus concentración

Como en el análisis a nivel ciudad a diferencia del nacional, se obtuvo que el modelo a la Sutton no es aplicable para explicar la concentración local de la industria de supermercados, y dado la información recabada de que esto se podría deber a la organización de las respectivas industrias y a la preponderancia relativa en algunos casos de firmas de operación local por sobre las cadenas nacionales, se analizará la aplicación de la estructura de este modelo para explicar la evolución de la participación agregada de las cadenas Cencosud y DyS en las diferentes ciudades.

Así, las ecuaciones que se estimarán son:

ititn

ntinit GIVPH εμδβα ++⋅+⋅+= ∑=

−

4

1)6( (4)

itiitCD

it PHP νηλφ ′+′+⋅′+′= (7) Con lo que la ecuación reducida queda:

ititn

ntinCD

it GIVP ωθρπϕ ′+′+⋅′+⋅′+′= ∑=

−

4

1)6( (8)

Donde: CD

itP corresponde a la participación de mercado agregada de Cencosud y DyS en la ciudad i y en el mes t.

La ecuación (8) resume esta hipótesis alternativa, por cuanto considera que las mismas

variables independientes consideradas en la ecuación (6) son las que explicarían la participación agregada de Cencosud y DyS en cada ciudad.

Se estimó dicho ecuación utilizando un panel con efecto fijo individual, modelación

validada por los resultados del test de Hausman que se presentan en el Apéndice N ° 4. Cabe señalar que la serie CD

itP es estacionaria, al igual que las otras consideradas en la ecuación (Apéndice N ° 5). Los resultados de dicha estimación se presentan en el Cuadro N ° 9.

28

Cuadro N ° 9: Resultados de la estimación de la ecuación (8)

Resultados a nivel ciudad. Variable dependiente Participación agregada Cencosud y DyS Variables independientes Constante -1.585118*** (-5.34) Tamaño relativo de mercado t-6 0.5714263 (1.21) Tamaño relativo de mercado t-12 0.4974105 (0.82) Tamaño relativo de mercado t-18 0.3607886 (0.55) Tamaño relativo de mercado t-24 0.9653215** (2.00) Promedio gastos de administración -0.057274*** sobre ingresos por local (-7.88) R2 Overall 0.1245 R2 Within 0.0988 R2 Between 0.1860 N° observaciones 1248 Ciudades 16 Tests T entre paréntesis. *significancia al 10%, **significancia al 5%, ***significancia al 1%. Notas: - Se realizaron test de Im-Pesaran-Shin y de Maddala-Wu y se rechaza la hipótesis nula de raíz unitaria.

Comparando estos resultados con los obtenidos al estimar la ecuación (6), cuyos resultados

se presentan en el Cuadro N ° 6, la primera gran diferencia que cabe mencionar es el mayor R2 que se obtiene en esta ocasión. De hecho esta variable dependiente es explicada 8.7 veces más que la concentración local por las variables consideradas. También, cabe destacar que en este caso el tamaño relativo de mercado sí tiene un efecto positivo y estadísticamente significativo al 5% en la participación agregada de estas dos grandes cadenas en las ciudades, cuando se consideran cuatro semestres de rezago. Un incremento de 0.01 en el tamaño de mercado lleva a un aumento dos años después en la participación agregada de 0.97%.

El hecho de que los primeros rezagos no hayan salido significativos, constata la existencia de un lapso de tiempo requerido para poder aumentar la presencia en una determinada zona, una vez que se ha decidido que es lo suficientemente interesante como mercado para aumentar la participación en él.

29

Analizando los datos de participación agregada de Cencosud y DyS por cuartil de tamaño

de mercado, se constata la relación encontrada en el modelo econométrico. El Cuadro N ° 10 muestra los resultados de dicho análisis. Cuadro N ° 10: Participación Agregada de Cencosud y DyS por ciudad según cuartil de tamaño de mercado (Datos a Junio 2006)

Participación Agregada Cencosud y DyS Q1 33.12% Q2 59.07% Q3 69.25% Q4 68.78% Con: Q1: Valdivia, Puerto Montt, Coyhaique y Punta Arenas; Q2: Copiapó, La Serena, Talca y Chillán; Q3: Arica, Iquique, Rancagua y Temuco; Q4: Antofagasta, Valparaíso, Concepción y Santiago.

El único caso en que no se da esta relación es al comparar los dos últimos cuartiles. Esto se

debe a que en la ciudad de Arica, actualmente la participación alcanzada por ambas cadenas es del 100%. Si se excluye dicha ciudad, la participación agregada promedio del tercer cuartil baja a un 59%. Por su parte, y al igual que en el modelo para el país, el promedio de gasto sobre ingreso por local muestra un efecto negativo y estadísticamente significativo al 1% sobre la participación agregada de éstas cadenas. Es decir, mientras menores son estos gastos, por lo tanto, mayores las economías de escala, mayor es la participación de las cadenas que logran alcanzarlas (Cencosud y DyS). El coeficiente implica que ante una disminución de 0.02 en los gastos sobre ingresos por local (cambio equivalente al considerado en el análisis de resultados de la ecuación (6)), la participación agregada aumenta en 0.0012. Respecto a las otras dos ecuaciones del modelo, cabe señalar que las variables explicativas de la evolución de la cantidad de hipermercados relativa a otros formatos son las mismas que las consideradas en el modelo original, por lo que en este modelo alternativo se incluye la ecuación (4) idéntica, con los consiguientes resultados presentados en el Cuadro N ° 7. Finalmente, es necesario evaluar si la participación de las dos grandes cadenas es explicada o no por dicho atributo diferenciador, lo que queda considerado en la ecuación (7), planteada previamente. Al estimar dicha ecuación, mediante un panel con efecto fijo12, se obtuvieron los resultados que se presentan en el Cuadro N ° 11.

12 En el Apéndice N ° 4 se presenta el test de Hausman respectivo, que lleva a la elección de un panel con efecto fijo por sobre uno con efecto aleatorio.

30

Cuadro N ° 11: Resultados de la estimación de la ecuación (7) Resultados a nivel ciudad. Variable dependiente Participación agregada Cencosud y DyS Variables independientes Constante 0.4538655*** (26.46) Porcentaje hipermercados 0.358273*** (14.88) R2 Overall 0.4132 R2 Within 0.1206 R2 Between 0.6698 N° observaciones 1632 Ciudades 16 Tests T entre paréntesis. *significancia al 10%, **significancia al 5%, ***significancia al 1%. Notas: - Se realizaron test de Im-Pesaran-Shin y de Maddala-Wu y se rechaza la hipótesis nula de raiz unitaria.

Como puede observarse en el cuadro anterior, la proliferación de hipermercados explica en un 41,32% a la participación agregada de Cencosud y DyS. El porcentaje de hipermercados tiene un efecto positivo y significativo al 1% sobre dicha participación. En conclusión, de estas nuevas estimaciones se puede deducir que el modelo a la Sutton sólo es aplicable a nivel de ciudades en la industria de supermercados de Chile cuando se busca explicar la participación de las grandes cadenas de cobertura nacional, y no se da en relación a la concentración local de la industria. Esto se debe a que son las grandes cadenas las que alcanzan dicha participación a través del desarrollo del atributo diferenciador (variedad en un sólo lugar vía la construcción de locales de gran formato), el cual se logra con economías de escala endógenas en los gastos administrativos a nivel país e incentivado por los tamaños de mercado, que actúan como atractivo para llegar a una ciudad específica.

Expansión versus concentración a nivel país La expansión de las grandes cadenas de supermercados a las ciudades responde a los tamaños de mercado de cada una de ellas y a sus economías de escala globales, tal como se explicó en detalle en la sección anterior. Dado esto, resulta interesante investigar ahora a nivel país cómo responde el crecimiento de las dos principales cadenas al tamaño de mercado y las economías de escala. Para esto se sustituyó la variable dependiente HH país de la ecuación 3 por la participación agregada de DyS y Cencosud en el total de ventas del país. De esta forma, la nueva ecuación es:

31

tttn

ntntCD FTMGIIRP ωσρπϕ +⋅+⋅+⋅+= ∑

=−

4

16 (8)

donde PCD es la participación de DyS y Cencosud total país mensual. Los resultados obtenidos se encuentran el cuadro N°12.

Cuadro N ° 12: Resultados de la estimación de la ecuación (8) Resultados a nivel país. Variable dependiente Participación DyS y Cencosud en ventas totales Variables independientes Constante -1.648355*** (-4.53) Remuneraciones reales t-6 -0.009561 (-1.65) Remuneraciones reales t-12 -0.001275 (-0.21) Remuneraciones reales t-18 0.011379* (1.89) Remuneraciones reales t-24 0.006882 (1.08) Participación Mujer en FT 0.045017*** (5.6) Promedio gastos de administración -0.063107*** sobre ingresos por local (-6.96) R2 0.954 R2 ajustado 0.95 n° observaciones 78 Tests T entre paréntesis. *significancia al 10%, **significancia al 5%, ***significancia al 1%. Notas: - Se realizaron test de Dickey Fuller y no se rechaza la hipótesis nula de raiz unitaria. Según test de Johansen, las variables contegran. - La regresión se corrió usando el método de White -Consistent Estándar d Errors & Covariance.

Se observa que todas las variables independientes (remuneraciones, fuerza de trabajo femenina y gastos sobre ingresos por local), arrojan el signo esperado. La variable remuneraciones, que en la ecuación 3 entregaba un efecto total cercano a cero, ahora aparece con signo positivo y

32

significativo para el rezago de 18 meses. Por cada 1 de aumento en el índice de remuneraciones (aproximadamente un 1%), la participación de DyS y Cencosud, aumenta en un 1.14%. Análogamente, se estimó también la regresión (9) que tiene como variable dependiente la participación de DyS Y Cencosud a nivel país y como variable independiente el porcentaje hipermercados. El cuadro N°13 contiene los resultados.

Cuadro N ° 13: Resultados de la estimación de la ecuación (9)

Resultados a nivel país. Variable dependiente Participación de ventas de DyS y Cencosud en ventas totales Variables independientes Constante 0.13358*** (14.69) Porcentaje hipermercados 5.099118*** (35.66) R2 0.927 R2 ajustado 0.926 n° observaciones 102 Tests T entre paréntesis. *significancia al 10%, **significancia al 5%, ***significancia al 1%. Notas: - Se realizaron test de Dickey Fuller y no se rechaza la hipótesis nula de raiz unitaria. Según test de Johansen, las variables contegran. - La regresión se corrió usando el método de White -Consistent Estándar d Errors & Covariance.

Esta regresión indica que al igual que en el caso en que la variable independiente era HH

país, el porcentaje hipermercados explica en forma muy importante el crecimiento de las dos grandes cadenas.

En resumen, a nivel país, el crecimiento de las dos grandes cadenas de supermercados se

explica por un crecimiento de tamaño de mercado y por economías de escala endógenas, siendo el producto verticalmente diferenciado, el formato de hipermercados.

33

VI. Conclusiones Este trabajo testea la relación existente entre concentración, economías de escala y tamaño de mercado, siguiendo la línea argumental de Sutton, en la industria de Supermercados de Chile para el país como un todo y para un conjunto de 16 ciudades. En términos generales, se concluye que la concentración de esta industria a nivel país es el resultado de economías de escala. En las ciudades, es la expansión de las dos principales cadenas de supermercados, y no la concentración local, la que responde al tamaño de mercado y a las economías de escala. En esta industria se considera que la diferenciación vertical, a la Sutton, se basa en la variedad de productos ofrecidos por local, por lo que el producto de mayor calidad sería el hipermercado. Es decir, el crecimiento del mercado genera una mayor demanda por hipermercados, lo que incentiva la oferta de éstos, lo cual se logra vía economías de escala, las que a su vez, llevan a una concentración mayor de mercado, puesto que las empresas más eficientes en esta inversión logran desplazar a las otras. A nivel país, se verifica empíricamente que la concentración ha aumentado producto del desarrollo del formato de hipermercados. Por cada 1% que aumenta la participación de hipermercados, el HHI aumenta en 0.02 aproximadamente. Esta proliferación de hipermercados responde a su vez a una creciente demanda por ellos, asociado a una mayor participación laboral femenina y a mayores ingresos, con semielasticidades de 0.11 y 0.65 respectivamente. También se explica por una mayor oferta, producto de las economías de escala conseguidas. Los resultados econométricos indican que un aumento de 0.1 en las economías de escala de la industria genera un aumento de 0.006 en el porcentaje de hipermercados. Si bien lo anterior permitiría presumir que la concentración debiera explicarse por tamaño de mercado, economías de escala y participación laboral femenina, los resultados obtenidos en la ecuación reducida no muestran un efecto significativo del tamaño de mercado sobre ésta. Las economías de escala tienen un efecto positivo sobre la concentración. Si éstas aumentan en la industria en un 0.1, el índice Herfindahl de concentración crece en 0.0025. Por otra parte, por cada 1% de aumento de participación femenina en la fuerza de trabajo, el índice HH de concentración de la industria aumenta en 0.0266. Es destacable que la expansión de las dos principales cadenas sí responde positivamente al crecimiento del tamaño de mercado y al resto de las variables recién mencionadas. Por cada 1 de aumento en el índice de remuneraciones (aproximadamente un 1%), la participación de DyS y Cencosud, aumenta en un 1.14%. A nivel ciudad, no se da empíricamente una relación directa entre concentración y tamaño de mercado locales. Lo interesante es que se detecta que la expansión de las dos principales cadenas a las ciudades es compatible con el modelo de Sutton aplicado a nivel ciudad. Las economías de escala a nivel país y el tamaño de las ciudades son variables que explican significativamente la expansión de las dos principales cadenas de supermercados a las ciudades. Un incremento de un 0.01 en el tamaño de una ciudad genera un aumento de un 0.97% en la participación de las dos principales cadenas en esa ciudad. Un aumento de aproximadamente un 1% en las economías de escala a nivel país, lleva a un crecimiento de 0.12% en dicha expansión a las ciudades.

Un elemento que queda pendiente en este análisis y que es de gran importancia es la evaluación del efecto de los cambios antes mencionados sobre la competencia en los distintos mercados de supermercados de Chile. El hecho de que la concentración alcanzada sea el resultado de una evolución competitiva, cimentada en razones de eficiencia, permite sacar algunas

34

predicciones al respecto. Pero para alcanzar mayores certezas, es necesario estudiar en detalle lo que ha pasado con los precios y márgenes en esta industria.

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35

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36

Apéndices

Apéndice N ° 1 Evolución de la concentración por ciudad

ARICA

0.00

0.10

0.20

0.30

0.40

0.50

0.60

0.70

19981999

20002001

20022003

20042005

2006

IQUIQUE

0.00

0.05

0.10

0.15

0.20

0.25

0.30

0.35

0.40

0.45

1998

1999

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

ANTOFAGASTA

0.00

0.10

0.20

0.30

0.40

0.50

0.60

1998

1999

2000

200120

02200

32004

2005200

6

COPIAPÓ

0.00

0.20

0.40

0.60

0.80

1.00

1.20

19981999

20002001

20022003

20042005

2006

LA SERENA

0.00

0.10

0.20

0.30

0.40

0.50

0.60

0.70

19981999

20002001

20022003

20042005

2006

VALPARAÍSO

0.00

0.20

0.40

0.60

0.80

1.00

1.20

19981999

20002001

20022003

20042005

2006

37

RANCAGUA

0.00

0.10

0.20

0.30

0.40

0.50

0.60

19981999

20002001

20022003

20042005

2006

TALCA

0.00

0.05

0.10

0.15

0.20

0.25

0.30

0.35

0.40

0.45

0.50

19981999

20002001

20022003

20042005

2006

CHILLÁN

0.00

0.05

0.10

0.15

0.20

0.25

0.30

0.35

0.40

0.45

0.50

19981999

20002001

20022003

20042005

2006

CONCEPCIÓN

0.00

0.05

0.10

0.15

0.20

0.25

0.30

0.35

0.40

19981999

20002001

20022003

20042005

2006

TEMUCO

0.00

0.05

0.10

0.15

0.20

0.25

0.30

0.35

0.40

199819

992000

20 012002

200320

0420 05

2006

VALDIVIA

0.00

0.10

0.20

0.30

0.40

0.50

0.60

0.70

19981999

20002001

20022003

20042005

2006

38

PUERTO M ONTT

0.00

0.05

0.10

0.15

0.20

0.25

0.30

0.35

0.40

0.45

19981999

20002001

20022003

20042005

2006

COYHAIQUE

0.00

0.20

0.40

0.60

0.80

1.00

1.20

19981999

20002001

20022003

20042005

2006

PUNTA ARENAS

0.00

0.05

0.10

0.15

0.20

0.25

0.30

0.35

0.40

0.45

0.50

19981999

20002001

20022003

20042005

2006

SANTIAGO

0.00

0.05

0.10

0.15

0.20

0.25

0.30

0.35

1998

1999

20 0020

0120 02

2003

20 0420 05

2006

39

Apéndice N ° 2

Tests de raíz unitaria para las variables del modelo a nivel país. Test Dickey-Fuller

Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical Statistics Value Value Value

Porcentaje de hipermercados -2.418 -4.044 -3.452 -3.151

Herfindahl Hirschman Pais -1.641 -4.044 -3.452 -3.151

Promedio gastos sobre ingresos -2.181 -4.044 -3.452 -3.151 por local

Fuerza trabajo mujer -2.183 -4.044 -3.452 -3.151

Remuneración real -4.541 -4.044 -3.452 -3.151

Participación DyS Cencosud -1.535 -4.044 -3.452 -3.151

40

Apéndice N ° 3 Test de Cointegración de Johansen para el modelo a nivel país. 1.- Concentración, indicador de gastos sobre ingresos por local,

participación femenina en la fuerza laboral. maximum trace 5% rank statistics critical value 0 50.1751 34.55 1 23.812 18.17 2 2.5418* 3.74 3

2.- Porcentaje hipermercados, indicador de gastos sobre ingresos por local, participación femenina en la fuerza laboral. maximum trace 5% rank statistics critical value 0 44.1532 34.55 1 20.4504 18.17 2 4.9006 3.74 3

3.- Concentración, porcentaje hipermercados

maximum trace 5% rank statistics critical value 0 23.421 18.17 1 5.2226 3.74 2 4.- Participación DyS Cencosud, indicador de gastos sobre ingresos por local, participación femenina en la fuerza laboral. maximum trace 5% rank statistics critical value 0 43.9805 34.55 1 18.2361 18.17 2 2.6785* 3.74 3

41

5.- Participación DyS Cencosud, porcentaje hipermercados

maximum trace 5% rank statistics critical value 0 18.9212 18.17 1 6.7211 3.74 2

42

Apéndice N ° 4 Resultados del Test de Hausman para ecuaciones a nivel ciudad Ecuación (4):

Coeficientes (b) (B) (b-B) Efecto fijo Ef. aleatorio Diferencia S.E.

Tamaño relativo de mercado t-6 -0.0238798 -0.6655901 0.6417103 0.1750565 Tamaño relativo de mercado t-12 0.5821926 0.5950335 -0.0128408 - Tamaño relativo de mercado t-18 -0.5541333 -0.4781752 -0.0759581 - Tamaño relativo de mercado t-24 1.117005 0.7123955 0.4046091 0.1076478 Promedio gastos de adm. sobre ingresos por local -0.0471392 -0.0471392 -1.34e-09 - Chi2 = 12.81 Prob>Chi2 =0,0252 Ecuación (5): Coeficientes

(b) (B) (b-B) Efecto fijo Ef. aleatorio Diferencia S.E.

Porcentaje rel. hipermercados -0.6430332 -0.6351604 -0.0078728 0.0142153Chi2 = 0.31 Prob>Chi2 =0,5797 Ecuación (6): Coeficientes

(b) (B) (b-B) Efecto fijo Ef. aleatorio Diferencia S.E.

Tamaño relativo de mercado t-6 1.897752 1.321718 0.5760334 0.6646077Tamaño relativo de mercado t-12 -1.344345 -1.337372 -0.0069731 - Tamaño relativo de mercado t-18 0.5967164 0.6526618 -0.0559454 - Tamaño relativo de mercado t-24 -0.4326329 -0.7373831 0.3047502 0.4228826Promedio gastos de adm. sobre ingresos por local

0.84784 0.84784 -1.14e-09 -

Chi2 = -1.00 Ecuación (7): Coeficientes

(b) (B) (b-B) Efecto fijo Ef. aleatorio Diferencia S.E.

Porcentaje rel. hipermercados 0.358273 0.3694069 -0.0111339 0.0039647Chi2 = 7.89 Prob>Chi2 =0,0050

43

Ecuación (8): Coeficientes

(b) (B) (b-B) Efecto fijo Ef. aleatorio Diferencia S.E.

Tamaño relativo de mercado t-6 0.5714263 -0.9433006 1.514727 0.1734271Tamaño relativo de mercado t-12 0.4974105 0.5308418 -0.0334314 - Tamaño relativo de mercado t-18 0.3607886 0.5482235 -0.187435 - Tamaño relativo de mercado t-24 0.9653215 -0.0088017 0.9741232 0.0766958Promedio gastos de adm. sobre ingresos por local

-0.057274 -0.057274 -3.16e-09 -

Chi2 = 59.87 Prob>Chi2 =0,0000

44

Apéndice N ° 5 Resultados Tests de Raíz Unitaria para variables a nivel ciudad Im-Pesaran-Shin Maddala- Wu p-value Prob> 2ℵ Concentración relativa HH 0.003 0.0181 Tamaño relativo de mercado 0.066 0.1018 Promedio gasto adm. sobre ingreso por local

- 0.0130

Porcentaje hipermercados 0.019 0.0192 Participación agregada Cencosud y Dys

0.006 0.0020