Área de estudio

El Parque Nacional Los Mármoles se localiza dentro de la Sierra Madre Oriental en la Sierra Gorda del estado de Hidalgo, en los Municipios de Zimapán, Jacala, Nicolas Flores y Pacula. Las elevaciones van desde 600 m en la barranca de San Vicente hasta 3 000 m en el cerro Cangandó. La flora presente se compone de bosques con diferentes asociaciones de pino, encino, enebro, matorral xerófilo, vegetación secundaria de matorral y pastizal inducido (^{Ramírez-Cruz et al. 2009}). Pertenece a la Región Terrestre Prioritaria 101 Sierra Gorda-Río Moctezuma, relevante en términos de diversidad de flora y fauna, presenta endemismos y especies en alguna categoría de riesgo (^{Larios-Lozano et al. 2017}). Esta riqueza biológica se traduce en bienes y servicios ambientales para la población del parque y su zona de influencia, así como de valor paisajístico que representa potencial para el desarrollo del turismo rural y ecológico (^{Melo-Guerrero et al. 2020}).

La localidad de La Encarnación se localiza en las coordenadas 20° 52’ 35” LN y 99° 12’ 35” LO, a una altitud media de 2 380 m, en el municipio de Zimapán, Hidalgo (Figura 1). Cuenta con elementos paisajísticos, belleza escénica, riqueza de especies de flora y fauna e importantes servicios ambientales; además de patrimonio histórico que en conjunto representan potencial para el turismo de naturaleza que pudieran servir de alternativa económica para paliar los problemas de desempleo y mitigar la presión sobre los recursos naturales presentes en la zona.

Figura 1 Ubicación del área de estudio. Adaptado de ^{García-Sánchez (2014)}. 

Método de valoración

Para determinar la disposición a pagar por la implementación de programa de mejora en cuatro áreas de intervención (vías de acceso, sanidad forestal, protección a la biodiversidad y espacios para la recreación) se usó el método de valoración contingente, a través del formato referéndum, ya que es el recomendado por el panel de expertos del National Oceanic and Atmospheric Administration (NOAA), al considerar que su aplicación reduce las fuentes de sesgo (^{Arrow 1993}). Bajo este formato el individuo solo debe decidir si está dispuesto o no, a pagar un monto determinado por acceder a los beneficios derivados del plan de mejoras propuesto, por lo que se ha convertido en el más utilizado en las investigaciones de valoración contingente (^{Tudela-Mamani et al. 2011}). El entrevistado debe decidir su disponibilidad a pagar con respuestas discretas (Sí/No) dados los valores por acceder a los beneficios propuestos. La muestra representativa de la población, se subdivide en grupos igualmente representativos de conformidad con la tarifa propuesta y se hace la pregunta a cada uno de ellos con una cantidad diferente. La estimación de la DAP de los usuarios por las mejoras planteadas se realizó a través de un modelo logit (^{Ardila 1993}).

La metodología empleada se dividió en tres etapas: diseño del cuestionario, aplicación de la encuesta y análisis de datos con métodos econométricos. Siguiendo las recomendaciones de investigaciones sobre disposición a pagar (^{Mitchell y Carson 1989}, ^{Tudela-Mamani et al. 2011}, ^{Melo-Guerrero et al. 2020}), se incluyeron tres apartados en el cuestionario. En el primero se presentó al entrevistado el bien y su importancia, por lo que se realizaron 10 preguntas generales y de percepción ambiental. En el segundo se incluyó la pregunta sobre el escenario de valoración y en el tercero cinco preguntas sobre las características socioeconómicas del entrevistado, todas preguntas cerradas. El tamaño de muestra se estimó a partir del muestreo simple aleatorio, con la metodología de proporción poblacional para poblaciones finitas. La colecta de información se realizó en temporadas altas de turismo del 2016 y 2017, para tener un total de 144 entrevistas a jefes de familia, pero se eliminaron tres identificadas como cero protesta, por lo que el trabajo se realizó con 141 encuestas.

La estructura del modelo de disponibilidad a pagar tipo referéndum supone que un individuo representativo posee una función de utilidad “U”, la cual depende del ingreso “Y”, del estado actual del área natural protegida “Q” y de las características socioeconómicas de los usuarios directos “S”: U_i (Q, Y; S) (^{Haneman 1984}). Se plantea una función de utilidad para los usuarios del parque dada su situación actual y una función de utilidad final que presenta la situación de mejora. Se define el estado inicial como Q = 0 y el estado final o con mejora como Q = 1. Es decir, los usuarios del PNLM deberán pagar la cantidad “P” para acceder a los beneficios del programa de mejora planteado. La función de utilidad U_i (Q, Y; S) en ambos casos (con y sin mejora), estará compuesta de un componente determinístico V_i (Q, Y; S), que se estima a partir de una encuesta a los usuarios y de un componente estocástico no observable ε_i. La función de utilidad se puede expresar como:

Donde: i toma los valores de 1 ó 0, lo cual representa el estado con y sin programa, respectivamente. ε_i, es el componente aleatorio de la función de utilidad, con media cero y varianza constante y V_i (Q, Y; S) es la parte determinística estimable por medio del modelo econométrico. En caso de que el entrevistado responda afirmativamente a la pregunta sobre su Disponibilidad a Pagar (DAP) una determinada cantidad de dinero “P” para mantener el escenario propuesto, debe cumplirse que: V₁(Q = 1, Y - P; S) - V₀(Q = 0, Y;S) > ε_i - ε₁. Los términos S0 y S1 se asumen como variables aleatorias independientes e idénticamente distribuidas, por lo que el cambio de utilidad experimentada por el usuario será igual a la diferencia entre los niveles de utilidad final e inicial.

La estimación de la DAP para cada uno de los entrevistados, se calculó de la siguiente manera:

Para acceder a la utilidad en la situación final, se deberá pagar la cantidad de dinero propuesta por el entrevistador. El cambio en la utilidad se puede representar como:

Dado que la respuesta del entrevistado SI/NO es una variable aleatoria, la probabilidad de una respuesta positiva estará dada por: Prob(Si) = Prob(η ≤ ∆V) = F(∆V). Donde: F es la función de distribución acumulada de η. Al elegir una distribución para h, y especificando adecuadamente V, los parámetros de la diferencia indicada por ΔV pueden ser estimados con información sobre la cantidad de pago requerida de los individuos, de las respuestas a la pregunta binaria y de la información acerca de las características socioeconómicas de los entrevistados (^{Haab y McConnell 2002}).

El modelo logístico general se expresa:

Para estimar los parámetros de las variables que explican la disposición a pagar de los entrevistados se planteó el siguiente modelo econométrico: Prob(Si) = a + β1Cuota + β2Acom + β3Esc + β4Ing + β5Pram + β6Frec + β7Tfam + β8Sex + β9Edd + e Donde la variable dependiente binaria, Prob(Si), representa la probabilidad de responder Sí, a la pregunta de disponibilidad a pagar por la implementación de las mejoras al manejo del parque, la cual depende del precio o tarifa de acceso hipotética (Tar) y por tanto a los beneficios de la mejora en los servicios, del número de acompañantes del entrevistado al momento de la visita (Acom), de la percepción sobre la calidad ambiental (PrAm), de la frecuencia con la que el entrevistado visita el parque (Frec), así como de las características socioeconómicas de los entrevistados tales como, el ingreso (Ing), el grado de escolaridad (Esc), el género del entrevistado (Gen), tamaño de la familia (Tfam) y la edad (Edd).

El análisis econométrico para estimar los parámetros y la DAP se realizó mediante un modelo logit binomial, estimado por máxima verosimilitud con el programa NLOGIT. Para encontrar el modelo de regresión óptimo, se consideraron los siguientes criterios: i) que los coeficientes de las variables tengan los signos esperados; ii) que sean significativos a un cierto nivel de confiabilidad; iii) que los criterios de información (Akaike) sean bajos y iv) que el modelo presente un mejor ajuste en términos de la R² de McFadden. Con respecto a los indicadores de bondad de ajuste, se obtuvo una R² de McFadden de 0.43, lo que representa un buen ajuste. Para la prueba de dependencia se utilizó la verosimilitud restringida y la no restringida y se obtuvo un valor de 50.58 que representa una prueba de dependencia de χ² aceptable, con la cual se rechaza la hipótesis de que las pendientes del modelo son iguales a cero (p ≤ 0.05). Las variables más significativas (p ≤ 0.05) fueron nivel de ingresos y tarifa de acceso. Las variables relacionadas con la percepción ambiental, edad y género del entrevistado, resultaron no significativas, por lo que se excluyeron del modelo final.

Análisis econométrico

La variable precio tuvo signo negativo, debido a que se trata de una función de demanda, lo que significa que al incrementar el monto de la tarifa de entrada propuesto, la probabilidad de la disponibilidad a pagar disminuye (^{Higuera-Ramírez y Catalayud-Mendoza 2017}, ^{Hernández-Valdivia et al. 2019}); lo que indica que ante incrementos en el precio ofertado, la probabilidad de que el entrevistado responda de forma afirmativa a la pregunta dicotómica será cada vez menor. Otras de las variables con este mismo comportamiento fueron el número de acompañantes y la frecuencia de visita. Mientras que el nivel de escolaridad y el ingreso tuvieron signo positivo, lo que significa que al incrementar la escolaridad, la probabilidad de la DAP incrementa (^{Almendarez-Hernández et al. 2016}, ^{Hernández-Valdivia et al. 2019}, ^{Villamizar-Loaiza et al. 2019}). Los resultados de los efectos marginales de la Tabla 2 muestran el cambio porcentual en la probabilidad de responder de forma afirmativa a la pregunta sobre la DAP, ante un cambio unitario en la variable explicativa, donde la dirección del efecto está determinada por el signo que acompaña a los valores de cada variable (^{Revollo et al. 2020}).

Estimación de la disponibilidad a pagar

Una vez validado el modelo econométrico, y de acuerdo a los valores de los coeficientes de las variables (Tabla 2), se construyó la ecuación para valorar los beneficios derivados de la implementación del programa de mejoras en el parque, la cual fue: DAPi= (1.227 - 0.183Tar - 0.189Acom - 0.138Frec + 0.524Esc + 0.596Ing + 0.338Tfam + ε) . Al respecto, la mayoría de los estudios de valoración contingente utilizan modelos Logit lineal, debido a que que se consideran más convenientes debido a que los coeficientes estimados presentan menor desviación estándar que los modelos Probit (^{Ye y Lord 2014}). El signo negativo presente en la DAP se debe al hecho que siempre el coeficiente p1 debe ser negativo, ya que señala la relación inversa que existe entre el precio del bien o servicio ambiental y la probabilidad de responder “sí” a la pregunta sobre disponibilidad de pagar (^{Cayo-Velásquez 2014}). Por otro lado, el numerador siempre es positivo. Por consiguiente, para que el resultado no sea negativo se adiciona el signo negativo.

La DAP media encontrada fue de 1.72 USD por persona, valor que es similar al estimado a través del método de experimentos de elección discreta de 1.98 USD para el mismo parque (^{Melo-Guerrero et al. 2020}), lo cual fortalece la validez de ambos métodos. A partir de este valor que realizó una agregación de las ganancias en bienestar para el conjunto de personas beneficiadas por la mejora, que en este caso se calculó para los 5 240 visitantes que acuden anualmente al sitio (valor de uso recreativo), es decir: DAPTotal= ∑i=1nDAPi tuvo un valor anual del sitio cercano a los $8 665.00 USD, considerando sólo la tarifa a pagar por número de visitantes al año.

En el análisis econométrico, el coeficiente de la variable tarifa fue negativo, lo que indica que, ante tarifas de acceso mayores, se reduce la probabilidad de obtener una respuesta afirmativa sobre la disponibilidad a pagar por el programa de mejoras en el manejo del Parque Nacional Los Mármoles. Lo mismo ocurre con las variables número de acompañantes y frecuencia de visita, que también tuvieron signo negativo. Estos resultados coinciden ^{Tudela-Mamani et al. (2011)} y reflejan una menor disponibilidad a pagar por parte de grupos numerosos o de personas que acuden con mayor frecuencia al parque. En tanto que ^{Hernández-Valdivia et al. (2019)}, al usar la variable, integrantes de la familia, también encontraron coeficientes de variabilidad negativo. Lo anterior, se puede explicar debido a que actualmente no se realiza el cobro de derechos por el acceso al sitio, es decir que quienes consumen el bien lo hacen de manera libre. Los coeficientes de las variables escolaridad e ingresos mostraron signo positivo, lo que indica que las personas entrevistadas con mayor nivel educativo o ingreso mostraron mayor disposición a pagar por el programa de mejoras, lo que concuerda con lo encontrado en otros estudios (^{Almendarez-Hernández et al. 2016}, ^{Hernández-Valdivia et al. 2019}, ^{Villamizar-Loaiza et al. 2019}). En lo que se refiere a los efectos marginales de las variables significativas, si la variable tarifa de acceso aumenta en una unidad (manteniendo todo lo demás constante) se genera una reducción del 2% aproximadamente, en la probabilidad de que el usuario tenga una respuesta afirmativa a la DAP. En términos de elasticidad significa que al incrementarse en 10% la variable cuota, la probabilidad de DAP se reduce en 5.46% (^{Reynisdottir et al. 2008}, ^{Witt 2019}). Con el incremento en el nivel de escolaridad de los visitantes al parque, se tiene un aumento en la probabilidad de la DAP de 5.76% (^{Bhandari y Heshmati 2010}). En lo relativo al nivel de ingresos si estos crecen un nivel de acuerdo a las encuestas realizadas, la probabilidad de la DAP crecerá en un 6.5%, lo que en términos de elasticidad significa que ante un incremento del 10% en el nivel de ingresos de los visitantes del parque, se tiene un incremento en la probabilidad de la DAP del 3.36% (^{Cheung y Jim 2014}, ^{Phan et al. 2021}).

Para el caso de la frecuencia de visita al parque puede observarse que la variable es muy poco sensible, ya que de acuerdo a su elasticidad, aun cuando los visitantes incrementaran su frecuencia de visita en un 100%, la probabilidad de la DAP se reduciría en un 3.24% (^{García-de la Fuente y Colina-Vuelta 2004}), por consiguiente el resto de los efectos marginales sobre el cambio porcentual en la probabilidad de que el usuario tenga una respuesta afirmativa a la DAP se interpreta de la misma manera (^{Higuera-Ramírez y Catalayud-Mendoza 2017}). La mayoría de los entrevistados mostró disponibilidad a pagar por acceder a los servicios ambientales del parque e identificaron al aire limpio y el agua, como los dos de mayor importancia, por encima de los relacionados con el turismo, lo que coincide con lo reportado por ^{Chia-Jung y Pei-Chun (2014)} y ^{Nuva et al. (2009)}.

El método de valoración contingente determinó una disponibilidad media de pagar de $1.72 USD, que se propone como tarifa de entrada al parque, valor que es 11% superior a la establecida en la Ley Federal de Derechos de áreas naturales protegidas, lo que representa una ventana de oportunidad. Mientras que la protección a la biodiversidad, la sanidad forestal y la protección contra incendios fueron las áreas más importantes identificadas por los visitantes del Parque Nacional Los Mármoles.