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Revista mexicana de ciencias pecuarias
versão On-line ISSN 2448-6698versão impressa ISSN 2007-1124
Rev. mex. de cienc. pecuarias vol.10 no.3 Mérida Jul./Set. 2019
https://doi.org/10.22319/rmcp.v10i3.4806
Articles
Transmisión de precios vertical y espacial en el mercado mexicano e internacional de leche
aColegio de Postgraduados, Campus Puebla. Boulevard Forjadores, Núm. 205, Santiago Momoxpan, 72760 San Pedro Cholula, Puebla. México.
Durante las dos últimas décadas, el sector lácteo mexicano ha experimentado importantes cambios estructurales, sobre todo después de que entró en vigor el TLCAN. En 2016, el Banco de México observó que, en el mercado de la leche, los precios finales tienden a elevarse cuando aumentan los precios de los insumos; sin embargo, no disminuyen cuando los precios de los insumos bajan. En este contexto, este estudio examina el grado de transmisión de precios espacial y vertical entre los precios a nivel productor de la leche y los precios internacionales de leche, así como entre los precios a nivel productor y los precios de menudeo de leche, a fin de evaluar el nivel de eficiencia del mercado de lácteos mexicano e internacional. Los hallazgos de este estudio hacen algunas aportaciones a los tomadores de decisiones y a todos los actores de la industria lechera: se observó la existencia de una transmisión unidireccional de los precios internacionales de leche a precios nacionales y del precio de granja al precio de menudeo, así como de una transmisión de precios asimétrica, dependiendo de si los precios de leche están aumentando o disminuyendo. Los resultados han demostrado que existe una sola relación de cointegración a largo plazo entre los precios internacionales y los precios al productor y entre el precio de menudeo y el precio de granja; que la dirección de la transmisión de los precios tiende a ir de los productores a los minoristas y del precio internacional al precio de productor, y que cuando aumenta al precio internacional, la velocidad de ajuste tiende a ser mucho más lenta, mientras que cuando el precio disminuye, la velocidad de ajuste tiende a ser mucho más rápida.
Palabras clave Transmisión de precios asimétrica; Precios leche; Modelo de vectores de corrección de error
During the last two decades, the Mexican dairy sector experienced important structural changes, especially after the implementation of the NAFTA agreement. In 2016, the Bank of Mexico observed that in milk market, the final prices tend to rise when input prices increase, however; they do not decrease when input prices decrease. In this context, this study examines the degree of spatial and vertical price transmission between farm milk prices and international milk prices as well as between farm milk prices and retail milk prices, in order to assess the efficiency level of the Mexican and international dairy market. The findings of this research provide contributions to decision makers and industry stake-holders: a unidirectional transmission of international milk prices to domestic milk prices and from farm price to retail price along with the existence of asymmetric price transmission which depends on whether milk prices are increasing or decreasing. The results have shown that a long-run single co-integration relationship exists between international and farmer’s prices and between retail and farm price; that the direction of price transmission tends to go from producers to retailers and from international to farmer price and that when international price increase the speed of adjustment tend to be significantly slower, and that when international price decrease, the speed of adjustment tend to be significantly faster.
Key words Asymmetric price transmission; Milk prices; Vector error correction model
Introducción
En las dos últimas décadas, el subsector lácteo en México ha sufrido un cambio importante. La industria de los lácteos ha experimentado una liberalización de los precios nacionales; la distribución de la producción de leche entre los 32 estados de México, medida según el índice de Gini, muestra un incremento en la concentración, de un valor de 0.55 en 1990 al de 0.63 en 2016. En 1990, seis estados concentraban el 58.71 % de la producción total de leche; en 2008, contribuyeron un 61.7 %, y en 2016, un 63.5 % (cálculo propio con base en datos de SIAP-SAGARPA1.
El Banco de México2 observó que en el mercado mexicano de la leche el precio a los consumidores tiende a elevarse cuando aumentan los precios de los insumos; sin embargo, no disminuyen cuando los precios de los insumos bajan. La preocupación sobre la competitividad del mercado mexicano de los lácteos entraña varios problemas: (i) existe un alto grado de concentración en la etapa de procesamiento de la leche (unas pocas compañías procesadoras) que contrasta con la baja concentración en el sector de los productores de leche (un gran número de productores); (ii) los productores de leche han expresado preocupación sobre la competitividad de la cadena de suministro de lácteos, debido a la entrada a México de la leche importada a precios por debajo de aquellos que pagaron los consumidores de EE.UU. e incluso por debajo de los precios internacionales.
La importancia del análisis de la transmisión de precios reside en la función de los precios, como instrumentos mediante los cuales se vinculan los diversos niveles de la cadena de suministro. Así, garantizar que las señales de los precios a nivel de productor sean los adecuados es fundamental para la productividad agrícola3. Una mejor comprensión de en qué medida se transmiten eficientemente los precios de mayoreo y de menudeo a los productores a nivel de finca es importante para el diseño de una política que busque reducir las posibles causas de ineficiencia del mercado, así como incrementar los ingresos netos de los productores.
En términos económicos, el sector agrícola mexicano representa el 3.1 % del total del PIB nacional, así como el 14.4 % del empleo en el sector agrícola. La producción ganadera es una de las actividades más importantes de este sector en México. Represente 28.18 % del PIB agrícola total y a 30 % del empleo en el sector agrícola. El inventario del ganado en México ha crecido a una tasa promedio de 2.04 en los últimos 20 años, mientras que la producción lechera tiene una tasa de crecimiento promedio de 2.56 % en el mismo periodo (estimación propia basada en datos de SIAP-SAGARPA)1. En la última década, México presentó un incremento del 6 % en el tamaño del hato ganadero, pasando de 30.3 millones de cabezas en 1996 a 32.2 millones en 2016. Sin embargo, el incremento en el ganado lechero fue notable debido a que elevó el número de cabezas de 1.67 a 2.58 millones (estimación propia basada en datos de SIAP-SAGARPA)1.
El número de unidades de producción ganadera en México descendió de 1’129,217 en 2007 a 499,250 en 20164,5. Existen tres principales sistemas de producción ganadera en México: uno especializado en leche, otro especializado en carne de res, y un tercero de doble propósito, que produce tanto leche como carne. La mayor parte del sistema de producción ganadera en México está concentrada en el norte del país y a lo largo del Golfo de México. La producción lechera es una actividad económica de importancia social y económica en México. Esto se ve evidenciado por los recursos financieros, naturales y humanos que intervienen en la cadena de producción y consumo del suministro de la leche líquida y los productos lácteos, así como por el ingreso y el empleo generados por esta actividad; en México hay 197 millones de hectáreas de las cuales el ganado en sus diferentes modalidades ocupa el 58 %6. La población nacional de ganado lechero ascendió a 2.5 millones de cabezas, produciendo un total de 11.8 millones de litros de leche líquida en 20161; en valor, la industria lechera asciende a 106 mil millones de dólares; la producción primaria de leche aportó un 46.4 % a la industria lechera, un 22 % a la preparación de leche en polvo, y 31.6 % a la producción de productos lácteos7.
Seis grandes empresas dominan el mercado de los productos lácteos (producción, distribución y procesamiento). En 2016 estas empresas comercializaron el 60 % del total de leche en el país: Liconsa, una empresa estatal, contribuyó con 10.3 %; el Grupo LaLa, con 21.4 %; Alpura, con 10.2 %; Nestlé, con 7.70 %; el Grupo Sigma Alimentos, con 6.20 %, y el grupo Lactalis, con 4.10 %8.
Históricamente, México ha sido un importador neto de leche; sin embargo, desde 1992, el déficit de producción comenzó a crecer significativamente. Este hecho se explica sobre todo por los efectos de las políticas de los precios sobre la producción, que hasta 1997 no estaban vinculadas a los costos de producción, ya que desalentaban las inversiones en la tecnología y el material genético para mejorar la productividad9. Con la adhesión de México al TLCAN, la industria lechera mexicana entró en competencia, en precios y en calidad, con las industrias lecheras de Estados Unidos y Canadá. La Tasa de Crecimiento Anual Promedio (TCAP) de la producción lechera nacional para el periodo 1990-2016 era de 2.5 %, mientras que la TCAP de consumo de leche era de 2.8 %. Se espera que de continuar la brecha entre la producción y el consumo nacional se ensanche, y como consecuencia, la leche de EE.UU. desempeñará un importante papel en el mercado de leche mexicano.
Varios autores coinciden en que la liberalización comercial del sector lácteo en 1993, el final de la política del mercado interno protegido y el cambio a un mercado definido por un equilibrio entre la demanda y la oferta, determinó un impacto negativo en la viabilidad comercial de las unidades de producción pequeñas a medianas y también afectó negativamente a la producción de leche, principalmente en las unidades de producción pequeñas y medianas4,10. Una explicación de la caída de la producción lechera en México es que los precios nacionales de leche fueron determinados por el precio internacional y por las asimetrías internas en la industria mexicana, que implican un desarrollo desequilibrado entre los diferentes tipos de granjas de ganado lechero, y también un apoyo gubernamental desigual entre los productores lecheros11.
En las últimas dos décadas, se han desarrollado estudios amplios para examinar los vínculos de mercado entre la granja, venta al mayoreo y menudeo12-15. El objetivo principal de estos estudios está orientado a evaluar la naturaleza, grado de ajuste y la velocidad con la que los cambios se transmiten a lo largo de los niveles de mercado. En estos estudios, la tasa de respuesta del precio se mide generalmente a través de la relación de espera entre el precio que aumenta y el que disminuye, mientras que la asimetría de la respuesta del precio se mide como la respuesta relativa del precio que desciende a medida que el precio que aumentade aumenta o disminuye15.
Los factores que limitan la transmisión completa y simétrica de los precios de los productos agrícolas de nivel de un mercado a otro son clasificadas en: 1) Concentración de poder de mercado en niveles más allá del precio al productor; 2) Diferentes costos de ajuste cuando las unidades de producción cambian la cantidad o precio del producto o de los insumos; 3) intervención gubernamental en la fijación de precios de la producción; 4) información imperfecta; 5) elasticidades de precio diferentes en los diferentes niveles de la cadena de mercado; 6) la presencia de productos perecederos12,14,16.
Los precios nacionales e internacionales de la leche en 1995, un año después de que México ingresó en el TLCAN, el precio al productor siguió al precio internacional y, en menor grado, al precio al consumidor. La relación entre el precio a los consumidores y el precio al productor (Pc/Pp) mostró una tendencia creciente que podría implicar una transmisión asimétrica de los precios entre los diferentes niveles del mercado.
La transmisión de los shocks de mercado, a través de las distintas etapas de la cadena de suministro o a través de mercados relacionados horizontalmente, es un tema de larga tradición en la economía. Se puede utilizar el análisis vertical de la transmisión de precios para evaluar cuan eficientemente están integrados diversos actores en un mercado. El grado y la velocidad a los que los cambios de precio se transmiten de un nivel a otro en el mercado tienen importantes implicaciones en materia de políticas para la competitividad y la distribución del bienestar.
La transmisión espacial de los precios se refiere al proceso mediante el cual los mercados de una mercancía homogénea en lugares separados entre sí en el espacio comparten información a largo plazo17. La transmisión espacial de los precios ha sido ampliamente analizada en el contexto de la “Ley de Precio Único”, que plantea la hipótesis de que si dos mercados están vinculados por el comercio y son eficientes, el diferencial de precios entre ellos es igual a los costos de transacción17. Por lo tanto, los precios se conciben como conectados por un equilibrio estable a largo plazo, con fuerzas de atracción de este equilibrio, que tienen como resultado la corrección de las desviaciones temporales que ocurren debido a los cambios bruscos de oferta o de demanda. Así, un incremento proporcional en el precio internacional de producto agrícola básico dará lugar a un incremento de su precio en la misma proporción en los mercados nacionales en todos los puntos en el tiempo, suponiendo que los mercados estén integrados18. En este contexto, la transmisión de los precios mide el grado y la velocidad a los que se transmiten los cambios de precios entre lugares separados en el espacio19.
Por otra parte, la asimetría de precios se refiere al proceso en el cual la transmisión difiere según si los precios están aumentando o disminuyendo16. La literatura sobre la transmisión espacial de los precios trató sobre diversos factores que limitan la transmisión de los precios de un mercado a otro. Identifica tres grupos: los costos de transacción, las políticas comerciales y el poder de mercado20.
El objetivo fue estimar el grado de transmisión de los precios entre el precio al menudeo de la leche y el precio al productor de leche en México (transmisión vertical) y entre el precio al productor de leche en México y el internacional (transmisión espacial de los precios) a fin de descubrir una posible transmisión asimétrica de los precios y las consecuencias derivadas de ésta para la ineficiencia del mercado.
Material y métodos
Se realizó un análisis econométrico utilizando series de tiempo mensuales de los precios de leche de enero de 1990 a diciembre de 2016. Los datos de México se obtuvieron de la página web de las estadísticas oficiales del Servicio de Información Agroalimentaria y Pesquera (1) de la Secretaría de Agricultura, Ganadería, Desarrollo Rural, Pesca y Alimentación (SAGARPA), el Banco de México (BM) y LACTODATA. El precio internacional de la leche fue obtenido de USDA-AMS21. Los precios de la leche son precios al contado mensuales. Los datos se transformaron en logaritmos naturales porque los coeficientes (βs) del modelo econométrico se interpretan como elasticidades de transmisión de precios.
Se verificó el orden de integración de cada serie, utilizando las pruebas de Dickey-Fuller Aumentada y Phillips-Perron (PP)22,23. Dicha verificación estuvo seguida de la estimación de la relación a largo plazo, utilizando la cointegración de Engle-Granger en dos etapas, las pruebas de Johansen24. Por último, se llevó a cabo el Modelo Asimétrico de Vectores de Corrección del Error (MAVCE); una prueba para seleccionar el orden de rezago para un MAVCE, y una prueba F aplicada al coeficiente de ECT+ y ECT- (cambios positivos y negativos en el término del error, respectivamente) para probar la hipótesis nula de simetría:
Prueba de cointegración; relación a largo plazo
La cointegración entre variables -una vez que se ha demostrado la existencia de raíces unitarias- es una condición necesaria para la existencia de una relación de equilibrio a largo plazo en las series. Un vector variable con raíz unitaria está cointegrado si una combinación lineal de estas variables es estacionaria25.
A fin de probar la relación a largo plazo, se utilizó no sólo la prueba de cointegración de Engle-Granger en dos etapas25 sino también la prueba de Johansen24. El primer enfoque consiste en estimar la regresión de la cointegración, ecuación (1), por mínimos cuadrados ordinarios, obteniendo el ût residual y aplicando una prueba de raíz unitaria para ût. Nuevamente se utilizaron las pruebas DFA y PP. Dado que el coeficiente de Û t-1 es menor que la unidad, implica que existe una relación de cointegración.
Donde
La prueba de Johansen deriva la distribución de dos estadísticas de prueba
para la hipótesis nula de no cointegración: las pruebas de la traza y de los
valores propios24. Una vez
verificada la cointegración entre los precios, se aplicó un Modelo de
Corrección del Error (MCE) en dos fases para registrar los efectos a corto y
largo plazo del
Transmisión espacial de precios asimétrica
Tomando en cuenta que los precios al productor e internacionales tienen una raíz unitaria y cointegrados, se estimó un Modelo Asimétrico de Vectores de Corrección del Error (MAVCE) a fin de investigar la posible interdependencia de los precios. Siguiendo el enfoque de Cramon-Taubadel y Loy26, el MCE para la transmisión espacial de precios sigue la siguiente fórmula:
Donde p t farm = precio al productor; p t int = precio internacional, y ECT = término de corrección de error.
Cramon-Taubadel y Fahlbusch también segmentan el término de respuesta
contemporáneo27. Esto
lleva a la Ecuación (3), en
la que la respuesta contemporánea y a corto plazo a las desviaciones de la
relación cointegradora son simétricas si
Se utilizó una prueba F para verificar la hipótesis nula de simetría.
Transmisión vertical asimétrica de los precios
El modelo económico para analizar la transmisión vertical de los precios utiliza variaciones de un modelo introducido por Wolffram en 197128. Este modelo fue criticado por ser poco confiable, dado que la mayor parte de la evidencia presentada para apoyar el supuesto de que los precios de producto básico fueron cointegrados se vio afectada por regresiones espurias o series no estacionarias29. A fin de lidiar con estas limitaciones econométricas, Engle y Granger propusieron un enfoque alternativo basado en la teoría de la cointegración, que indica que dos series de tiempo no estacionarias podrían estar cointegradas por un periodo largo si ambas series son integradas del mismo orden25.
Cramon-Taubadel30 realizó un intento inicial de utilizar las técnicas de cointegración al probar la transmisión asimétrica de precios. Utilizó el método de dos etapas, basado en Engel y Granger, para realizar pruebas sobre la transmisión asimétrica de los precios (TAP) en presencia de series no estacionarias para las que se utiliza un Modelo de Corrección de Error Asimétrico (MCEA). Según este enfoque, los autores propusieron dividir el término del error en componentes positivos y negativos a fin de lograr identificar si los precios se transmiten de manera diferente dependiendo de si aumentan o disminuyen. Siguiendo el enfoque propuesto por Cramon-Taubadel30 para probar la transmisión vertical asimétrica de los precios, se calculó la Ecuación (4):
Donde
A fin de probar la asimetría, se utilizó una prueba F para probar la
hipótesis nula de simetría; si
Resultados y discusión
Según los resultados de las pruebas de DFA y PP raíz unitaria, no es posible rechazar la hipótesis nula de no estacionariedad de la serie de precios; los valores estadísticos de t no permiten rechazar la hipótesis nula de una raíz unitaria con un intervalo de confianza del 95% (Cuadro 1). Este resultado apoyó el uso de la técnica de cointegración para calcular la relación entre los precios nacionales e internacional de leche en México. El resultado anterior concuerda con estudios anteriores sobre la no estacionareidad de los precios de leche32.
Serie de precios | Prueba de DFA |
5% del valor crítico |
Prueba de PP |
5% del valor crítico |
---|---|---|---|---|
Precio internacional | -1.864 | -3.427 | -13.992 | -21.358 |
Precio de menudeo | -1.632 | -3.427 | -11.84 | -21.358 |
Precio al productor | -3.149 | -3.427 | -18.69 | -21.358 |
Cointegración del modelo espacial
La estimación de la ecuación (1) mostró un R2 de 0.59, un valor estadístico de t de 21.84 y un valor estadístico de F de 476.94, que indicó una cointegración a largo plazo. La prueba de DFA del término del error mostró un estadístico de prueba de -2.575, en contraste con el 5% de los valores críticos de -2.877, lo cual indica que no se rechazó la hipótesis nula de no estacionariedad; luego se realizó la siguiente regresión:
Un coeficiente negativo del término del error (de entre -2 y cero) confirmó una relación a largo plazo entre el precio al productor de leche y el precio internacional de leche (Cuadro 2). Los resultados de la prueba de Johansen (Cuadro 3) indicaron una marcada evidencia de rechazo de la hipótesis nula de no cointegración entre los precios, lo que sugiere la existencia de una relación única de cointegración a largo plazo. Estudios anteriores de los precios de la leche reportaron cointegración entre el precio nacional al productor y el precio de leche importada32. Los resultados sugieren que los precios en el mercado internacional de leche se ven sumamente influidos por sus propias innovaciones históricas, mientras que el precio internacional de leche tiene consistentemente un fuerte impacto en los movimientos de los precios mexicanos de leche a largo plazo. Dado que los resultados anteriores confirmaron la cointegración entre el precio internacional y el precio nacional al productor de leche, se estimó un MCE32,33.
Variable | Coeficiente | Error estándar | Valor de t |
---|---|---|---|
|
-0.1016 | 0.0186 | -5.450 |
|
0.4585 | 0.0492 | 9.32 |
Constante | 0.0002 | 0.0023 | 0.09 |
Prueba F | 50.8 | ||
R cuadrada | 0.3416 |
Pfarm - Pint | Rango máximo | Valor propio | Estadística de traza |
5% del valor crítico |
---|---|---|---|---|
0 | . | 33.9609 | 15.41 | |
1 | 0.09116 | 3.1814* | 3.76 | |
2 | 0.00983 | |||
Ecuación cointegradora |
Coeficiente | Error estándar | Valor de P | |
LnPfarm | 1 | |||
LnPint | -0.398 | 0.0488 | -8.14 | |
Constante | 0.741 |
Cramon-Taubadel y Fahlbusch sugirieron que, cuando hay una cointegración entre series no-estacionarias, un modelo de corrección de error (MCE), extendido mediante la incorporación de los términos de ajuste asimétrico, proporciona una especificación adecuada para probar la TAP33.
Se calculó un MCE que relaciona los cambios en el
Modelo espacial de vectores de corrección de error
Para el modelo especial, calculamos un Modelo Asimétrico de Vectores de Corrección del Error (MAVCE) para investigar una posible interdependencia de los precios nacionales e internacionales de leche. Siguiendo el enfoque de Cramon-Taubadel y Loy26, el MCE para la transmisión especial de precios se calculó como en la Ecuación (2). El enfoque de Cramon-Taubadel y Loy es el modelo más frecuente para analizar la transmisión asimétrica de los precios con base en una especificación econométrica que, según se ha demostrado, es inconsistente con la cointegración28.
Cramon-Taubadel y Fahlbusch27 también segmentaron el término de la respuesta
contemporánea. Por lo tanto, cuando calculamos la Ecuación (3), en la que la
respuesta contemporánea y a corto plazo a las desviaciones de la relación de
cointegración son asimétricas si
Los resultados del modelo asimétrico de corrección de error muestran que tanto el precio al productor como el precio internacional de leche responden a desequilibrios porque los coeficientes son significativos al nivel del 5%. La corrección de los desequilibrios en los precios es de pequeña magnitud, y los coeficientes tienen el signo correcto. En estudios similares, al utilizar el MACE, varios autores encontraron que los movimientos de los precios en los mercados mundiales se transmiten a los mercados nacionales, pero con una magnitud menor35.
El Cuadro 4 muestra que los coeficientes de cambio contemporáneo son significativamente menores a uno en ambas ecuaciones. Esto significa que los precios al productor no reaccionan completamente en un mes a los cambios en los precios internacionales y que los datos mensuales son lo suficientemente frecuentes para exponer el proceso de transmisión de precios26.
Variable independiente | Modelo espacial simétrico | Asymmetric Spatial Model | ||||
---|---|---|---|---|---|---|
Coef. | Error estándar |
t | Coef. | Error estándar |
t | |
|
0.1173 | 0.0396 | 2.96 | --- | --- | --- |
|
--- | --- | --- | 0.3219 | 0.1159 | 2.78 |
|
--- | --- | --- | 0.3237 | 0.1217 | 2.66 |
|
0.5337 | 0.0555 | 9.61 | 0.5186 | 0.0629 | 8.24 |
|
0.0362 | 0.0621 | 0.58 | -0.1743 | 0.0631 | -2.76 |
|
-0.1796 | 0.0629 | -2.85 | 0.0386 | 0.0502 | 0.77 |
|
-0.0106 | 0.0554 | -0.19 | 0.0246 | 0.0424 | 0.58 |
|
0.0389 | 0.0426 | 0.91 | 0.0329 | 0.0622 | 0.53 |
|
-0.0612 | 0.0421 | -1.45 | -0.0153 | 0.0555 | -0.28 |
|
0.0253 | 0.0423 | 0.60 | -0.0589 | 0.0423 | -1.39 |
|
0.0796 | 0.0411 | 1.94 | 0.0789 | 0.0412 | 1.92 |
|
-0.1680 | 0.0205 | -8.19 | --- | --- | --- |
|
--- | --- | --- | -0.0694 | 0.0262 | -2.65 |
|
--- | --- | --- | -0.1977 | 0.0329 | -2.97 |
Constante | 0.0003 | 0.0020 | 0.13 | 0.0002 | 0.0021 | 0.10 |
Prueba de normalidad (Prob>z) | 0.903 | 0.808 | ||||
Prueba de LM (Prob>chi2) | 0.5758 | 0.3989 | ||||
Prueba de DW | 1.97 | 1.98 | ||||
R-cuadrada | 0.4352 | 0.4378 | ||||
Prueba: |
--- | F(1,306) = 0.85 | ||||
Prueba: |
--- | F(1, 307) = 10.03 |
Pfarm = precio al productor; Pint = precio internacional; ECT= término de corrección de error.
El ECT- induce un cambio significativamente mayor en el precio al productor que el ECT+. Varios estudios reportaron resultados similares para la transmisión espacial de los precios internacionales a los precios nacionales de leche35,36,37.
Una prueba F de la hipótesis nula de simetría (
Desde el punto de vista de las políticas, esto tendría que ayudar en el diseño de los programas de apoyo a la agricultura y servir como herramientas de manejo de riesgos para la industria de los lácteos. El hallazgo de fuertes efectos de transmisión entre los precios internacionales y mexicanos apoya la opinión de que la liberalización del comercio en México en los años 1990 dio como resultado una mayor orientación hacia el mercado. También demuestra que los participantes en la cadena de suministro mexicana necesitan considerar la naturaleza altamente volátil de los precios internacionales de la leche en sus procesos de toma de decisiones.
Cointegración a largo plazo en el modelo vertical
En lo que sigue, el
Los resultados de la ecuación de cointegración muestran una R2 de 0.435, un valor estadístico de t sobre el precio al productor de leche de 15.75, y un valor estadístico de F de 247.92. La prueba de DFA aplicada al término de error muestra una estadística de prueba de -2.696, comparada con un 5% del valor crítico de -2.8777, lo que indica que no se puede rechazar la nulidad de la no estacionariedad. Luego se estimó la Ecuación (6). Los resultados muestran un coeficiente negativo del término de error, que confirma la relación a largo plazo entre los precios (cointegración) (Cuadro 5).
Variable | Coeficiente | Error estándar | Valor de t |
---|---|---|---|
µ t-1 | -0.0523 | 0.0134 | -3.890 |
|
0.3975 | 0.0510 | 7.79 |
Constante | 0.0007 | 0.0031 | 0.21 |
Prueba F | 35.35 | ||
R cuadrada | 0.2814 |
Source: Own estimation.
Al utilizar la prueba de Johansen24, no es posible rechazar la hipótesis nula de cointegración, porque dicha prueba encontró que existe una relación de cointegración entre las series de precios (Cuadro 6).
Modelo de vector de corrección de errores
Con base en la existencia de cointegración de los precios de menudeo y al
productor de leche, y siguiendo el enfoque propuesto por
Cramon-Taubadel31, se
estimó un modelo de corrección de errores (Ecuación 4). Dividir el ECT en sus componentes
positivos y negativos (es decir, las desviaciones positivas y negativas del
equilibrio a largo plazo – ECT+ and ECT-) permite
realizar pruebas de la Transmisión Asimétrica de los Precios (TAP)(31).
Luego, se calculó la Ecuación
(5). Para probar la existencia de una respuesta de precios
asimétrica
El resultado del modelo simétrico de corrección de errores en el Cuadro 7 indica que tanto el coeficiente del ECT como el parámetro a corto plazo son significativos al nivel del 5%. Este resultado sugiere que los precios de menudeo y al productor comparten una relación de equilibrio a largo plazo, y que un cambio en los precios al productor tiene un efecto significativo en los precios de menudeo en el periodo siguiente. El ECT- induce un cambio significativamente mayor en el precio de menudeo que el ECT+. Los resultados apoyan el supuesto de que los cambios de precio no se transmiten eficientemente de un nivel a otro28,39. También apoyan el punto de vista de que los minoristas y los mayoristas de leche tienen más poder de mercado que los productores de leche.
Variable
independiente |
Modelo simétrico | t | Modelo asimétrico | t | ||
---|---|---|---|---|---|---|
Coef. | Error estándar |
Coef. | Error estándar |
|||
|
0.327 | 0.0533 | 6.13 | 0.358 | 0.0536 | 6.67 |
|
0.1273 | 0.0565 | 2.25 | 0.1068 | 0.0661 | 1.62 |
|
0.0557 | 0.0570 | 0.98 | 0.0575 | 0.0571 | 1.01 |
|
0.0058 | 0.0569 | 0.10 | 0.0037 | 0.0570 | 0.07 |
|
-0.0848 | 0.0571 | -1.49 | -0.0808 | 0.0576 | -1.40 |
|
-0.0593 | 0.0610 | -0.97 | -0.0457 | 0.0652 | -0.70 |
|
0.0919 | 0.0601 | 1.53 | -0.0457 | 0.0604 | 1.57 |
|
-0.1000 | 0.0615 | -1.62 | -0.1003 | 0.0616 | -1.63 |
|
0.0335 | 0.0531 | 0.63 | 0.0340 | 0.0532 | 0.64 |
ECTt-1 | -0.1958 | 0.0938 | -2.09 | --- | --- | --- |
|
--- | --- | --- | -0.0519 | 0.0219 | -2.37 |
|
--- | --- | --- | -0.2026 | 0.0546 | -3.71 |
Constante | 0.0018 | 0.0020 | 0.89 | 0.0117 | 0.0020 | 0.83 |
Prueba de normalidad (Prob>z) | 0.922 | 0.882 | ||||
Prueba de LM (Prob>chi2) | 0.5904 | 0.5878 | ||||
Durbin-Watson (DW) | 2.0163 | 2.0171 | ||||
R cuadrada | 0.515 | 0.526 | ||||
Prueba: |
--- | F(1,307) =10.36 |
Pfarm = precio al productor; Pret = precio de menudeo; ECT = término de corrección de error..
Los resultados muestran que la transmisión de los precios de leche es
asimétrica con respecto a la velocidad de ajuste, lo que indica que cuando
los precios bajan, la velocidad de ajuste tiende a ser significativamente
mayor, y cuando suben, hay cambios estadísticamente significativos en la
velocidad de ajuste. Una prueba F de la hipótesis nula de la simetría (
Estos resultados que sugieren la presencia de transmisión de precios asimétrica en el mercado mexicano de la leche, tienen importantes implicaciones para las políticas. En primer lugar, el papel de la intervención del gobierno en el mercado a través de diversos programas de apoyo a los precios podría tener efectos notables en términos de bienestar y de redistribución de los ingresos. Quienes elaboran las políticas deben tener mucho cuidado de balancear el impacto potencial de los programas de apoyo al ingreso en los productores y sus implicaciones para los precios al consumidor en un mercado en el que prevalece la transmisión asimétrica de los precios. Asimismo, la existencia de una transmisión de precios imperfecta puede ser una advertencia, para quienes diseñan las políticas, de que los esfuerzos para reformar y liberalizar aún más los mercados agrícolas pueden no ser tan benéficos para los consumidores como se esperaba. Dadas las limitaciones de los modelos existentes que se basan principalmente en los precios, aún se requiere más investigación que cuantifique mejor los impactos de los ajustes asimétricos de los precios en los productores y en los consumidores41.
Conclusiones e implicaciones
Existe una relación de cointegración a largo plazo entre los precios internacionales de leche y el precio al productor mexicano y entre los precios al productor al menudeo nacional. Para el análisis espacial, tanto el precio al productor como los precios internacionales muestran respuestas significativas a los desequilibrios de los precios y a la transmisión asimétrica de los precios. Los movimientos de los precios en los mercados internacionales están siendo transmitidos en forma asimétrica al mercado mexicano de leche, lo que indica que una reducción en los precios internacionales de leche tiende a transmitirse más rápidamente a los productores que un incremento en los precios internacionales de la leche. Para el modelo de transmisión vertical de los precios, los cambios en los precios al productor tienen un efecto importante en los precios de menudeo del período siguiente, y la velocidad a la que los precios tienden a converger para corregir completamente la desviación es moderadamente lenta, mientras que cuando lo precios de los productores bajan, la velocidad de ajuste tiende a ser significativamente mayor. En este sentido, los encargados de formular políticas que intenten diseñar mecanismos distintos de los enfoques tradicionales de la transferencia de tecnología para elevar la competitividad de los pequeños productores de lácteos deberían poner mucha atención a las medidas dirigidas a incrementar el nivel de la transmisión de precios de los mayoristas a los productores en la cadena de comercialización. Los hallazgos de esta investigación hacen por primera vez importantes aportaciones al debate sobre las políticas al revelar un par de cuestiones: que existe una transmisión unidireccional de los precios de leche de los productores a los minoristas y que la transmisión de los precios de leche es asimétrica, dependiendo de si los precios están subiendo o bajando.
Agradecimientos
Se agradece a la Lic. Leticia Portilla Durán la recopilación de información secundaria, la revisión y el procesamiento de datos primarios.
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Recibido: 13 de Marzo de 2018; Aprobado: 14 de Agosto de 2018