REDIELUZ
ISSN 2244-7334 / Depósito legal pp201102ZU3769 Vol. 15 N° 2 • Julio - Diciembre 2025: 74 - 82
Evaluation of the dynamics of the Venezuela-Colombia trade balance: application of unit root tests
1Doctor en Economía. Docente de la Facultad de Ciencias Económicas y Sociales, Universidad del Zulia, Maracai- bo – Venezuela.
2Doctora en Economía. Docente de la Facultad de Ciencias Económicas y Sociales, Universidad del Zulia, Mara- caibo – Venezuela.
3Economista. Investigadora Independiente, Maracaibo – Venezuela.
4Estudiante de la Escuela de Economía, Facultad de Ciencias Económicas y Sociales, Universidad del Zulia, Mara- caibo – Venezuela.
ORCID: https://orcid.org/0000-0002-4024-7441, https://orcid.org/0000-0002-4547-2023, https://orcid.org/0009- 0002-3599-196X, https://orcid.org/0009-0000-9099-1079
Durante enero-abril de 2025, las exportaciones ve- nezolanas hacia Colombia sufrieron una fuerte con- tracción, pese a que el comercio bilateral creció un 24,7% respecto al mismo período de 2024. Este es- tudio evaluó la dinámica del saldo comercial entre ambos países entre 1995 y 2024 mediante pruebas econométricas de raíz unitaria (Dickey-Fuller Au- mentada, Phillips-Perron y Ng-Perron) aplicadas a la serie anual del saldo comercial venezolano. Los resultados indican que la serie no es estacionaria en niveles, pero sí tras la primera diferenciación, lo que señala que el déficit comercial es persistente en el tiempo. Esto refleja que los desequilibrios no son producto de fluctuaciones temporales, sino de factores estructurales como la pérdida de competi- tividad y la debilidad productiva de Venezuela. La ausencia de revertimiento automático al equilibrio, sugiere que choques internos y externos han tenido efectos duraderos en la balanza comercial bilate- ral. Este patrón subraya la necesidad de políticas a largo plazo que aborden las causas estructura- les del déficit, promoviendo incentivos a la produc- ción, cooperación binacional y mecanismos de se- guimiento continuo. Los hallazgos abren camino a investigaciones futuras de cointegración para ana- lizar la relación entre la balanza comercial y varia- bles macroeconómicas clave.
no; raíz unitaria; persistencia; comercio bilateral.
Between January and April 2025, Venezuelan exports to Colombia suffered a sharp contraction, despite bilateral trade growing by 24.7% compared to the same period in 2024. This study evaluated the dynamics of the trade balance between the two countries between 1995 and 2024 using unit root econometric tests (Augmented Dickey-Fuller, Phi- llips-Perron, and Ng-Perron) applied to the annual series of the Venezuelan trade balance. The results indicate that the series is not stationary at levels, but is stationary after initial differentiation, indicating that the trade deficit is persistent over time. This re- flects that the imbalances are not the result of tem- porary fluctuations, but rather of structural factors such as the loss of competitiveness and Venezue- la’s weak production. The absence of an automatic reversion to equilibrium suggests that internal and external shocks have had lasting effects on the bi- lateral trade balance. This pattern underscores the need for long-term policies that address the struc- tural causes of the deficit, promoting production incentives, bilateral cooperation, and continuous monitoring mechanisms. The findings pave the way for future cointegration research to analyze the rela- tionship between the trade balance and key macro- economic variables.
root; persistence; bilateral trade.
La balanza comercial representa uno de los prin- cipales indicadores para el análisis de los desequili- brios externos de un país, al reflejar el resultado del comercio exterior que mantiene un país con el res- to del mundo mediante la diferencia o saldo entre las exportaciones e importaciones de bienes en un período de tiempo determinado (Melvin y Norrbin, 2017). En un contexto de alta vulnerabilidad ma- croeconómica, como el caso de la economía vene- zolana debido a sus rasgos estructurales (Portillo, 2020), la dinámica del saldo comercial adquiere un valor interpretativo central para evaluar la sostenibi- lidad de las relaciones económicas bilaterales res- pecto a los principales socios del comercio.
El análisis de la estabilidad y persistencia de los saldos comerciales bilaterales es fundamental para comprender la dinámica macroeconómica y la re- lación económica entre dos países, sobre todo si son economías en desarrollo, que por lo general, suelen contar con un gran porcentaje de sus ex- portaciones consistentes en materias primas o pro- ductos básicos, lo que los hace más vulnerables a choques en los términos de intercambio (Oviedo y Sierra, 2019).
En particular, el saldo comercial entre Venezuela y Colombia ha experimentado fluctuaciones signifi- cativas en las últimas décadas, influido por factores estructurales, coyunturales y cambios en políticas económicas y comerciales (Caraballo et al., 2025). Evaluar si estos saldos presentan propiedades es- tacionarias o son afectados por raíces unitarias per- mite identificar si los choques externos o internos tienen efectos transitorios o permanentes en el co- mercio bilateral (Kouadio, 2021; Nelson y Plosser, 1982).
A lo largo del período 1995–2024, la relación comercial entre Venezuela y Colombia ha estado marcada por un saldo claramente deficitario para la economía venezolana, que no ha sido mejorado con políticas comerciales o cambiarias tradiciona- les, como imposición de aranceles o depreciación de la moneda local (Bahmani-Oskooee et al., 2022). Los datos del Departamento Administrativo Nacio- nal de Estadística (DANE) de Colombia muestran que este déficit se profundizó de forma notable ha- cia 2008, superando los 4.800 millones de dólares, en un contexto regional particularmente complejo. Aunque hubo una ligera recuperación en los años siguientes, los saldos negativos para Venezuela continuaron siendo la norma, sin que se observara un retorno sostenido al equilibrio.
Durante la última década, especialmente entre 2014 y 2020, el intercambio bilateral se redujo con- siderablemente, lo que hizo que el déficit también disminuyera en términos absolutos, aunque sin cambiar su signo. Más recientemente, entre 2021 y 2024, el desbalance comercial ha permanecido en niveles cercanos a los 1.000 millones de dólares anuales. Esta evolución sugiere que los desequili- brios comerciales entre ambos países no han sido episódicos ni corregidos espontáneamente, sino que responden a dinámicas persistentes que ame- ritan un análisis más riguroso desde la perspectiva de la estabilidad de largo plazo.
Este trabajo examina los desequilibrios recien- tes en las cuentas externas de Venezuela frente a Colombia desde el punto de vista de la balanza comercial. En concreto, el objetivo de esta inves- tigación consiste en evaluar la dinámica del saldo comercial entre Venezuela y Colombia durante el período 1995–2024, utilizando metodología basa- da en pruebas de raíz unitaria y análisis de autoco- rrelación para determinar si su comportamiento ha sido estable o persistente. La caracterización de la serie como estacionaria o integrada de primer orden (I(1)) tiene importantes implicaciones para la formu- lación de políticas económicas y para la modela- ción macroeconómica que capture adecuadamente la dinámica comercial entre ambas economías.
Los resultados aportan evidencia estadística sobre la naturaleza de la evolución del déficit co- mercial venezolano frente a Colombia, permitien- do una mejor comprensión de su comportamiento y las posibles estrategias de intervención. Este análisis también sienta las bases para posteriores estudios de cointegración y modelación de corto y largo plazo.
Conforme Castillo-Méndez et al. (2024), el co- mercio exterior implica el intercambio de bienes en- tre distintos países a escala global, donde las na- ciones pueden hallar múltiples ventajas, incluyendo la promoción del desarrollo económico (Sosa y Ramírez, 2008) y el fomento de la cooperación en- tre diferentes economías. No obstante, uno de los desafíos de este intercambio comercial entre, por ejemplo, dos países, se refiere a la evolución de los desequilibrios comerciales, sobre todo si es el caso que una de las economías es principalmente monoexportadora, como ha sido Venezuela duran- te todo el siglo veinte.
En efecto, el análisis del saldo comercial bilate- ral entre dos países permite entender la dinámica de sus relaciones económicas y la sostenibilidad de sus intercambios de bienes a través del tiem- po. El saldo comercial, la diferencia entre exporta- ciones e importaciones, refleja desequilibrios que pueden afectar la estabilidad macroeconómica, la balanza de pagos y las políticas comerciales de ambas naciones (Caraballo et al., 2025). Para el caso del comercio total entre Venezuela y Colom- bia, la ecuación (1) plantea el saldo de la balanza en cada período t desde la perspectiva de la prime- ra economía:
Donde son las ventas externas de Venezuela a Colombia, mientras que representan las compras o importaciones de Venezuela desde Colombia. Si la balanza es positiva, BC > 0, entonces Venezuela tiene superávit promedio respecto a Colombia (ex- porta más de lo que importa). Por el contrario, si la balanza es negativa, BC < 0, entonces hay un dé- ficit promedio con respecto al intercambio con Co- lombia (Venezuela importa más de lo que exporta).
La estabilidad de los intercambios comerciales entre dos naciones es fundamental para determi- nar si los desajustes son temporales o reflejan pro- blemas estructurales que sostienen desequilibrios persistentes. Los saldos comerciales que exhiben un comportamiento no estacionario indican que cualquier desviación respecto al equilibrio tiende a prolongarse, generando trayectorias insostenibles a largo plazo. Así, en ausencia de un equilibrio só- lido entre las partes, es probable que los desequili- brios comerciales emergentes se intensifiquen (Yin y Hamori, 2011). Este fenómeno se relaciona con la teoría de la raíz unitaria, que sostiene que muchas variables macroeconómicas, como el saldo comer- cial, presentan memoria a largo plazo (Nelson y Plosser, 1982).
Desde una perspectiva económica, los desequi- librios comerciales prolongados pueden señalar problemas estructurales subyacentes, como una falta de competitividad, una fuerte dependencia de las importaciones o limitaciones en la capacidad de exportación en el caso del país que presenta el dé- ficit de manera prolongada. Estas desventajas po- drían radicar en limitaciones para el país deficitario en aspectos tales como diferencias tecnológicas, costos, calidad, infraestructura, política comercial.
Si estos desequilibrios muestran un comporta- miento no estacionario, las consecuencias econó- micas se intensifican, ya que cualquier desviación
de un estado de equilibrio no se corrige automática- mente, sino que tiende a persistir, creando tenden- cias insostenibles a largo plazo. Este punto de vista es respaldado por estudios como los de Obstfeld y Rogoff (1996), así como Milesi-Ferretti y Razin (1996) y Yin y Hamori (2011).
Este análisis es particularmente relevante cuan- do las pruebas empíricas, como las pruebas de Dic- key-Fuller Aumentado (ADF), Phillips-Perron (PP) y Ng-Perron, sugieren que la serie temporal del saldo comercial contiene una raíz unitaria. En tales ca- sos, la variable en cuestión se considera integrada de orden uno (I(1)), lo que implica que tiene una memoria a largo plazo y que los impactos que la afectan, ya sean internos, como crisis de produc- ción, o externos, como restricciones diplomáticas o cambios en los precios relativos, tienen efectos duraderos. El influyente estudio de Nelson y Plos- ser (1982) demostró que muchas variables macro- económicas clave muestran este tipo de comporta- miento, lo que lleva a desviaciones persistentes del equilibrio.
Por el contrario, si el saldo de la balanza entre dos países es estable o transitorio entonces los desequilibrios (superávit o déficit) son temporales y fluctuantes alrededor de un equilibrio, implican- do que se pueden revertir asociado a fluctuaciones coyunturales (ciclos económicos, políticas tempo- rales, choques externos).
La balanza comercial es la diferencia o saldo en- tre el total de exportaciones e importaciones de un país. En el caso de la balanza comercial bilateral, se refiere al saldo entre un país y un socio comer- cial específico. Para representar esta balanza re- lativa en la relación Venezuela-Colombia, se em- plean datos anuales del período 1995-2024, según disponibilidad y frecuencia, tomando como fuente de los datos al DANE. En este estudio, la balanza comercial entre Venezuela y Colombia se calcula como la diferencia en millones de USD entre las exportaciones venezolanas hacia Colombia y las importaciones desde dicho país.
Desde el punto de vista empírico, se utilizan mé- todos de la econometría de series de tiempo para obtener los resultados del estudio y dar cuenta del objetivo de investigación. En ese sentido, en pri- mera instancia se aplicaron pruebas exploratorias preliminares, como el correlograma (gráfica de au-
tocorrelaciones parciales y simples) para detectar comportamiento persistente y estimar memoria de la serie.
En segundo lugar, a fin de estudiar la estabilidad y persistencia en indicadores comerciales como los saldos de balanza comercial, la literatura recomien- da utilizar métodos estadísticos y econométricos que permiten caracterizar la dinámica temporal y la naturaleza de choques. Entre estos métodos se encuentran las pruebas de raíz unitaria, que per- miten determinar si la serie es estacionaria o tiene raíz unitaria, como el test Dickey-Fuller Aumenta- do (ADF) (Dickey y Fuller, 1979), la prueba de Phi- llips-Perron (PP) (Phillips y Perron, 1988) y la prue- ba Ng-Perron (Ng y Perron, 2001).
En ese orden de ideas, al determinar si la serie de la balanza comercial es estacionaria entonces los choques que afectan su comportamiento esta- rían actuando de manera transitoria. Por el contra- rio, si la serie no es estacionaria se brinda evidencia de que el desempeño de la variable es permanente frente a cualquier perturbación en su pasado. La prueba de Dickey-Fuller Aumentada (ADF) (ecua- ción 2) evalúa si una serie temporal presenta raíz unitaria, es decir, si es no estacionaria. Su modelo base es la regresión:
Donde Δyt es la primera diferencia de la serie, α es una constante, βt es una tendencia determi- nista, yt−1 es el valor rezagado, p es el número de retardos incluidos para corregir autocorrelación, y ϵt es el término error. La hipótesis nula plantea γ = 0 (presencia de raíz unitaria), y la alternativa γ < 0 (estacionariedad).
Como alternativa a la ADF, Phillips-Perron pro- pone una corrección no paramétrica que ajusta la estadística de prueba para heterocedasticidad y au- tocorrelación sin incluir retardos adicionales explíci- tos, haciéndola menos sensible a la especificación del número de retardos. Por su parte, Ng-Perron proponen diferentes estadísticas de prueba (MZa, MZt, MSB, MPT) y criterios para seleccionar retar- dos con las que mejoran estos métodos, aumentan- do el poder estadístico y la precisión, especialmen- te en muestras pequeñas o series con ruido.
Puntualizando, el ADF usa una regresión con retardos para corregir autocorrelación, Phillips-Pe- rron aplica ajustes robustos sin retardos explícitos, y Ng-Perron optimiza la selección de retardos y me- jora la potencia de la prueba. Se consideran especi- ficaciones con y sin constante y/o tendencia lineal, conforme a la inspección previa que se haga de los
datos. La selección de la longitud de rezagos ópti- ma se basa en criterios de información (SIC, AIC).
La interpretación de resultados permite relacio- nar presencia o ausencia de raíz unitaria con la es- tabilidad y persistencia económica de un determi- nado saldo. Si se rechaza la hipótesis nula de raíz unitaria en las tres pruebas previas, entonces se concluye que, existe evidencia de que la serie de la balanza comercial, es estacionaria. Por ende, los choques que la afectan son transitorios y el balance tiende a un nivel de equilibrio.
En contraposición, si la evidencia estadística en las tres pruebas apunta hacia el no rechazo de la hipótesis nula de raíz unitaria, entonces la serie es no estacionaria en niveles. De esta forma, cualquier choque sería permanente y los desequilibrios no se autocorregirían. Como consecuencia, ello indica que existe cierta persistencia económica en un de- terminado saldo (superávit o déficit). De ahí que, el estudio discute algunas implicaciones para polí- ticas comerciales y manejo macroeconómico de la balanza.
El Gráfico 1 muestra la evolución anual del saldo comercial entre Venezuela y Colombia, en millones de USD, durante el período 1995-2024. Se observa que, tras unos primeros años con saldo comercial positivo o cercano al equilibrio, a partir de 1999 el déficit se intensifica de manera significativa, alcan- zando su punto más bajo en 2008 con una caída su- perior a los -4.000 millones de USD. Por lo general, el saldo se mantiene negativo en todo el período, aunque con fluctuaciones que evidencian una leve recuperación posterior a la crisis de 2008-2010. Sin embargo, la balanza comercial nunca regresa a va- lores positivos, mostrando una persistente tenden- cia deficitaria que se prolonga hasta 2024, lo que sugiere la existencia de factores estructurales que afectan de manera sostenida la relación comercial bilateral entre ambos países.
La persistencia del saldo negativo a lo largo de las décadas indica que los choques coyunturales se suman a problemáticas estructurales, como la baja diversificación productiva y la limitada com- petitividad de las exportaciones venezolanas. Este comportamiento reiterativo subraya la importancia de diseñar estrategias de largo plazo que permitan fortalecer la capacidad exportadora y equilibrar la relación comercial bilateral.
Gráfico 1. Balanza comercial Venezuela-Colombia, 1995-2024 anual.
1.000
0
millones de USD
-1.000
-2.000
-3.000
-4.000
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
2010
2011
2012
2013
2014
2015
2016
2017
2018
2019
2020
2021
2022
2023
2024
-5.000
Fuente: Molero, Villegas,Musio, Luzardo (2025) a partir de datos del DANE.
Nota: Un valor positivo (negativo) indica superávit (déficit) para Venezuela en el saldo comercial respecto a Colombia.
El correlograma (Tabla 1) muestra una gran per- sistencia y autocorrelación significativa en la serie nivel del saldo comercial de Venezuela respecto a
Colombia. Esto indica indicios visuales y estadísti- cos preliminares de que la serie podría no ser es- tacionaria.
Tabla 1. Correlograma de la serie balanza comercial Venezuela-Colombia.
AC | PAC | Q-Stat | Prob | |
1 | 0,775 | 0,775 | 19,907 | 0,000 |
2 | 0,416 | -0,465 | 25,834 | 0,000 |
3 | 0,207 | 0,304 | 27,352 | 0,000 |
4 | 0,142 | -0,074 | 28,091 | 0,000 |
5 | 0,088 | -0,085 | 28,391 | 0,000 |
6 | 0,033 | 0,072 | 28,434 | 0,000 |
7 | -0,050 | -0,224 | 28,537 | 0,000 |
8 | -0,212 | -0,272 | 30,503 | 0,000 |
9 | -0,372 | -0,007 | 36,837 | 0,000 |
10 | -0,455 | -0,223 | 46,772 | 0,000 |
11 | -0,479 | -0,155 | 58,383 | 0,000 |
12 | -0,464 | 0,013 | 69,855 | 0,000 |
13 | -0,345 | 0,151 | 76,584 | 0,000 |
14 | -0,209 | -0,170 | 79,210 | 0,000 |
15 | -0,115 | 0,218 | 80,052 | 0,000 |
16 | -0,079 | -0,171 | 80,485 | 0,000 |
Fuente: Molero, Villegas, Musio, Luzardo (2025).
Estimaciones en Eviews 12
El resultado de autocorrelación significativa y la prueba Q de Ljung-Box con p-valores prácticamen- te nulos para múltiples retardos indican una fuerte persistencia en la serie analizada, que en este caso es el déficit comercial que ostenta Venezuela frente a Colombia. Esto significa que las fluctuaciones en el déficit comercial no son aleatorias, sino que tien- den a mantenerse a lo largo del tiempo, mostrando dependencia estructural o memoria a largo plazo. Por lo tanto, la dinámica del déficit comercial de Venezuela con respecto a Colombia es persistente, es decir, períodos de déficit (o superávit) tienden a prolongarse y no se atenúan rápidamente.
Por ello, se justifica proceder con pruebas for- males de raíz unitaria (ADF, PP, Ng-Perron) para confirmar esta condición. Los resultados para la re- lación de la balanza comercial bilateral (SBCB de Venezuela con Colombia), analizados con la prueba de raíz unitaria ADF y PP sobre datos anuales co- rrespondientes a 1995-2024, muestran lo siguiente (Tabla 2). En la tabla en cuestión se presentan los resultados de los estadísticos de las pruebas ADF y PP junto con los niveles críticos a distintos niveles
de significancia, utilizando estos contrastes con es- pecificaciones sin términos determinísticos e inclu- yendo componentes de constante y de tendencia.
Al respecto, los hallazgos no sugieren el recha- zo de la hipótesis nula de raíz unitaria en las dis- tintas especificaciones para la evolución del saldo de la balanza comercial bilateral entre Venezuela y Colombia. Los valores de probabilidad (p-valor) fueron mayores a los niveles críticos comúnmen- te aceptados en la literatura sobre pruebas de raíz unitaria en series de tiempo. Esto indica que la se- rie en cuestión es integrada de orden uno en nive- les, mientras que fue estacionaria (se rechaza la hipótesis nula) solo al momento de ser diferenciada respecto al tiempo (ΔSBCB).
Estos resultados se acompañan además con la prueba de raíz unitaria de Ng-Perron (Ng & Perron, 2001) (Tabla 3). Conforme estos hallazgos, no se supera ningún valor crítico para rechazar la hipó- tesis nula de raíz unitaria, ya que los estadísticos MZa y MZt son menos negativos que los valores críticos respectivos.
Tabla 2. Pruebas de raíz unitaria ADF y PP.
Serie | Especific. | Estadístico ADF | Nivel 1% | Nivel 5% | Nivel 10% | p-valor | Rechaza raíz unitaria |
SBCB (niveles) | Sin cons- tante, sin tendencia | -1,0921 | -2,6534 | -1,9539 | -1,6096 | 0,2419 | No |
SBCB (niveles) | Con cons- tante | -1,8903 | -3,6999 | -2,9763 | -2,6274 | 0,3316 | No |
SBCB (niveles) | Con cons- tante, con tendencia | -1,7966 | -4,3393 | -3,5875 | -3,2292 | 0,6783 | No |
ΔSBCB (1ª dif.) | Sin cons- tante, sin tendencia | -5,2006 | -2,6534 | -1,9539 | -1,6096 | 0,0000 | Si |
Serie | Especific. | Estadístico PP | Nivel 1% | Nivel 5% | Nivel 10% | p-valor | Rechaza raíz unitaria |
SBCB (niveles) | Sin cons- tante, sin tendencia | -1,3936 | -2,6471 | -1,9529 | -1,6100 | 0,1485 | No |
SBCB (niveles) | Con cons- tante | -1,8830 | -3,6793 | -2,9678 | -2,6230 | 0,3352 | No |
SBCB (niveles) | Con cons- tante, con tendencia | -1,6870 | -4,3098 | -3,5742 | -3,2217 | 0,7311 | No |
ΔSBCB (1ª dif.) | Sin cons- tante, sin tendencia | -3,9578 | -2,6501 | -1,9534 | -1,6098 | 0,0000 | Si |
Fuente: Molero, Villegas, Musio, Luzardo (2025) Estimaciones en Eviews 12.
Al tomar en cuenta la primera diferencia enton- ces los estadísticos MZa y MZt son mucho más negativos que los valores críticos, por lo que se re- chaza la hipótesis nula de raíz unitaria. Asimismo,
MSB y MPT son menores que los umbrales críticos. En conclusión, la primera diferencia de la serie es estacionaria.
Tabla 3. Prueba Ng-Perron.
Serie: saldo de la balanza comercial | ||||
Estadístico | Valor observado | Críticos 1% | Críticos 5% | Críticos 10% |
MZa | -4,664 | -13,800 | -8,100 | -5,700 |
MZt | -1,521 | -2,580 | -1,980 | -1,620 |
MSB | 0,326 | 0,174 | 0,233 | 0,275 |
MPT | 5,264 | 1,780 | 3,170 | 4,450 |
Serie: primera diferencia del saldo de la balanza comercial | ||||
Estadístico | Valor observado | Críticos 1% | Críticos 5% | Críticos 10% |
MZa | -42,1702 | -13,8 | -8,1 | -5,7 |
MZt | -4,5881 | -2,58 | -1,98 | -1,62 |
MSB | 0,1088 | 0,174 | 0,233 | 0,275 |
MPT | 0,5911 | 1,78 | 3,17 | 4,45 |
Fuente: Molero, Villegas, Musio, Luzardo (2025) Estimaciones en Eviews 12.
Las distintas pruebas usadas en el análisis esta- dístico formal indican que la serie original (en nive- les) no es estacionaria (es I(1)). Al tomar la primera diferencia, la serie se vuelve estacionaria, es decir, la variable es integrada de orden 1, I(1). Las prue- bas ADF, PP y Ng-Perron coinciden en que la serie de la balanza comercial bilateral (déficit comercial) de Venezuela con Colombia desde 1995 hasta 2024 tiene raíz unitaria en niveles, esto implica que la serie es no estacionaria en términos absolutos.
En términos económicos lo anterior implica que la serie del saldo en el intercambio comercial que mantiene Venezuela con su principal vecino en la región presentó persistencia en sus choques o cambios durante el período de estudio. Esto sig- nifica que el déficit comercial sostuvo un efecto prolongado o permanente, en lugar de corregirse rápidamente o desaparecer. Por lo tanto, el déficit bilateral de Venezuela en su intercambio comercial con Colombia no muestra una tendencia clara a volver a un nivel de equilibrio o media constante a corto plazo, sino que las desviaciones han sido persistentes o duraderas.
Este comportamiento es coincidente con una dinámica comercial desequilibrada que tiende a mantenerse en el tiempo, reforzando la idea de per- sistencia en el déficit venezolano. Como resultado, cualquier política o cambio que busque revertir tal déficit debe abordar factores estructurales de largo
plazo, mientras que las fluctuaciones temporales han tenido impactos duraderos en la balanza sin corregirse espontáneamente.
El déficit de Venezuela en el intercambio con Colombia puede profundizar a lo largo del tiempo, y estos desequilibrios precisan de intervenciones específicas y ajustes estructurales en el ámbito co- mercial, principalmente para recuperar la compe- titividad de los productos venezolanos frente a la alternativa de bienes colombianos en ambos mer- cados. De igual forma, ambas economías deben establecer mecanismos de cooperación que permi- tan reequilibrar el balance de su comercio mutuo, en aras de mantener el un entorno favorable para seguir incrementando el intercambio en total.
El análisis de la evolución del saldo comercial entre Venezuela y Colombia en el periodo de 1995 a 2024, presenta un comportamiento no estaciona- rio, alcanzando la estacionariedad sólo tras la pri- mera diferenciación. En función a la evaluación de la estabilidad y persistencia de los desequilibrios en el intercambio, este resultado sugiere que el défi- cit comercial ha sido una característica persistente, afectada por choques internos y externos que han dejado impactos duraderos.
En términos macroeconómicos, esto implica que el déficit no es resultado de fluctuaciones cíclicas temporales, sino que responde a factores estruc- turales más profundos, como la asimetría en la productividad y la pérdida de competitividad. Esta situación indica que los desequilibrios en la balanza comercial no tienden a corregirse de forma automá- tica, sino que requieren intervenciones específicas. Por lo tanto, se recomienda la formulación de polí- ticas estructurales de reequilibrio comercial, orien- tadas a reducir la dependencia de importaciones desde Colombia y a promover sectores con venta- jas comparativas para la exportación. Esto requiere una articulación entre política comercial, industrial y cambiaria.
Del mismo modo, se debe fortalecer la oferta exportable nacional. Para ello, es imperativo esti- mular la producción de bienes transables, a través de incentivos fiscales, financiamiento productivo y apoyo técnico a sectores con potencial exportador hacia el mercado colombiano, especialmente aque- llos que puedan sustituir importaciones actuales.
Asimismo, en consideración a los desafíos iden- tificados en la dinámica comercial bilateral, resulta fundamental fortalecer la cooperación institucional y aduanera entre ambos países. Al respecto, se plantea que la implementación de mecanismos bi- nacionales de supervisión y la armonización norma- tiva constituyen estrategias clave para contrarrestar prácticas informales que distorsionan los flujos co- merciales. Tales mecanismos no sólo favorecerían el comercio regular y transparente, sino que ade- más, permitirían afrontar los desbalances de ma- nera coordinada, mejorando así la competitividad y sostenibilidad del intercambio bilateral.
Por otro lado, se considera imprescindible el es- tablecimiento de un sistema de seguimiento técni- co del saldo comercial bilateral. Este sistema debe orientarse al monitoreo continuo de las relaciones comerciales, de modo que facilite la identificación de tendencias persistentes, así como la evaluación del impacto de las políticas aplicadas y la anticipa- ción de posibles desequilibrios. Así, la toma de de- cisiones podrá basarse en información actualizada y rigurosa, favoreciendo respuestas oportunas ante las dinámicas del comercio exterior.
Finalmente, en virtud de los hallazgos empíricos del presente estudio, se recomienda la extensión del análisis econométrico mediante la aplicación de técnicas de cointegración y modelos de corrección de errores. A través de estos enfoques, sería posi-
ble explorar en profundidad las relaciones de largo y corto plazo entre el saldo comercial y variables macroeconómicas relevantes, tales como el tipo de cambio, el ingreso real y los niveles de inversión. De este modo, se ampliará la comprensión de los determinantes estructurales y coyunturales del co- mercio bilateral, proporcionando insumos valiosos para el diseño e implementación de políticas públi- cas orientadas a la estabilidad y el desarrollo eco- nómico compartido.
Bahmani-Oskooee, M., Arize, A.C., y Kalu, E.U. (2022). U.S.–South America trade and the J-cur- ve: an asymmetric analysis. The World Economy, 45(12): 3858–3872. https://doi.org/10.1111/ twec.13312
Caraballo, L.J., Eslava, R., y Sánchez, V. (2025). Comercio agroalimentario entre Colombia y Vene- zuela: un estudio basado en el modelo de correc- ción de errores. Agroalimentaria, 31(60): 35–64.
Castillo-Méndez, R.C., Sánchez-Trinidad, R.C., Aguirre-Andrade, A., Ramírez-Meneses, A. (2024). Abordaje científico sobre la evolución del comercio exterior. Salud, Ciencia y Tecnología - Serie de Conferencias 2024, 3: 1155. https://doi. org/10.56294/sctconf20241155
Dickey, D.A., y Fuller, W.A. (1979). Distribution of the estimators for autoregressive time series with a unit root. Journal of the American Statis- tical Association, 74(366): 427-431. https://doi. org/10.2307/2286348
Kouadio, H.K. (2021). Current account sustainabi- lity in Côte d’Ivoire: Evidence from unit root tests with structural breaks and nonlinearity. Internatio- nal Journal of Finance y Economics, 26(3): 2694– 2705. https://doi.org/10.1002/ijfe.1980
Melvin, M., y Norrbin, S.C. (2017). International Mo- ney and Finance. Academic Press.
Milesi-Ferretti, G.M., y Razin, A. (1996). Current-Ac- count Sustainability. Princeton University Press.
Nelson, C.R. y Plosser, C.I. (1982). Trends and random walks in macroeconmic time series: Some evidence and implications. Journal of Mo- netary Economics, 10(2): 139-162. https://doi. org/10.1016/0304-3932(82)90012-5
Ng, S., y Perron, P. (2001). Lag length selection and the construction of unit root tests with good size and power. Econometrica, 69(6): 1519-1554. ht- tps://doi.org/10.1111/1468-0262.00256
Obstfeld, M., y Rogoff, K. (1996). Foundations of International Macroeconomics. MIT Press.
Oviedo, A.F., y Sierra, L.P. (2019). The importan- ce of terms of trade in the Colombian economy. CEPAL Review, 128: 114–130. https://repositorio. cepal.org/handle/11362/45512
Phillips, P.C.B., y Perron, P. (1988). Testing for a unit root in time series regression. Biometrika, 75(2): 335-346. https://doi.org/10.2307/2336182
Portillo, L.H. (2020). Los orígenes de la vulnerabi- lidad macroeconómica y sus principales efectos: propuesta de un marco teórico. Revista Iberoame- ricana de Estudios de Desarrollo, 9(2): 208-229. https://doi.org/10.26754/ojs_ried/ijds.474
Sosa, F.A., y Ramírez, M. (2008). El comercio exte- rior en Venezuela. ICADE, Revista cuatrimestral de las Facultades de Derecho y Ciencias Econó- micas y Empresariales, 73: 241-262. https://revis- tas.comillas.edu/index.php/revistaicade/article/ view/375/299
Yin, F., y Hamori, S. (2011). The sustainability of tra- de balances in China. Economics Bulletin, 31(3), 2090-2097. https://www.accessecon.com/Pubs/ EB/2011/Volume31/EB-11-V31-I3-P188.pdf