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Revista Chapingo serie ciencias forestales y del ambiente

versión On-line ISSN 2007-4018versión impresa ISSN 2007-3828

Rev. Chapingo ser. cienc. for. ambient vol.24 no.3 Chapingo sep./dic. 2018  Epub 19-Feb-2021

https://doi.org/10.5154/r.rchscfa.2017.03.027 

Artículo científico

Valoración económica del bosque de caldén (Prosopis caldenia Burkart) en el sur de Córdoba, Argentina

Diego Sebastián Tello1  * 

Jorge Dante de Prada2 

Estela Raquel Cristeche3 

1Universidad Nacional de Río Cuarto, Facultad de Ciencias Económicas, Departamento Humanístico y Formativo. Ruta Nacional 36 km 601. C. P. 5800. Río Cuarto, Córdoba, Argentina.

2Universidad Nacional de Río Cuarto, Facultad de Agronomía y Veterinaria, Departamento de Economía Agraria. Ruta Nacional 36 km 601. C. P. 5800. Río Cuarto, Córdoba, Argentina.

3Instituto Nacional de Tecnología Agropecuaria, Instituto de Economía. Avenida Rivadavia 1250, 2.o piso. C. P. 1033. Ciudad Autónoma de Buenos Aires, Argentina.


Resumen

Introducción:

El bosque nativo de caldén es un ecosistema natural que produce bienes y servicios ecosistémicos valiosos para la sociedad; no obstante, ha sido reemplazado para la producción de bienes comerciales, agrícolas y ganaderos.

Objetivo:

Estimar el valor económico de un programa de conservación de los servicios ecosistémicos del remanente del bosque nativo de caldén (Prosopis caldenia Burkart) en el sur de la provincia de Córdoba, Argentina.

Materiales y métodos:

El área de estudio corresponde a un remanente del bosque de 37 648 ha. La disposición a pagar (DAP) se obtuvo a partir de una encuesta de valoración contingente; 361 cuestionarios fueron aplicados. La unidad de muestreo fue el hogar. Un muestreo probabilístico por conglomerados multiétapico se utilizó en la ciudad de Río Cuarto y un muestreo aleatorio simple en la localidad de Villa Huidobro.

Resultados y discusión:

La DAP estimada mostró un buen ajuste y la mayoría de los coeficientes estimados fueron estadísticamente significativos (P < 0.05) y consistentes con lo esperado. La DAP aumenta con el ingreso económico de los hogares y se reduce a medida que el monto por pagar consultado incrementa. La DAP por un programa de conservación del bosque nativo de caldén es de 52 ± 8 ARS (11.45 ± 1.76 USD) promedio mensual por hogar.

Conclusión:

La mayoría de la población urbana del sur de Córdoba no usa los servicios ecosistémicos del bosque; sin embargo, los hogares están dispuestos a pagar para mantener o aumentar los servicios ecosistémicos del bosque.

Palabras clave: Valoración contingente; bosque nativo seco; servicios ecosistémicos; disposición a pagar

Abstract

Introduction:

The native forest of calden is a natural ecosystem that produces valuable ecosystem goods and services for society; however, it has been replaced for the production of commercial, agricultural and livestock goods.

Objective:

To estimate the economic value of a conservation program for ecosystem services of the remnant of the native calden (Prosopis caldenia Burkart) forest in the south of the province of Córdoba, Argentina.

Materials and methods:

The study area corresponds to a remnant forest of 37 648 ha. The willingness to pay (WTP) was obtained from a contingent valuation survey; 361 questionnaires were applied. The sampling unit was the household. A multistage cluster sampling was used in the city of Río Cuarto and a simple random sampling in Villa Huidobro.

Results and discussion:

The estimated WTP showed goodness of fit and most of the estimated coefficients were statistically significant (P < 0.05) and consistent with what was theoretically expected. The WTP increases with household income and decreases as the consulted amount of money to pay increases. The average WTP for a conservation program of the native calden forest is 52 ± 8 ARS (11.45 ± 1.76 USD) monthly per household.

Conclusion:

The majority of the urban population of southern Córdoba does not use forest ecosystem services; however, they are willing to pay to maintain or increase forest ecosystem services.

Keywords: Contingent valuation; dry native forest; ecosystem services; willingness to pay

Introducción

El bosque nativo de caldén (Prosopis caldenia Burkart) es un ecosistema natural que produce múltiples bienes y servicios ecosistémicos (SE) valiosos para la sociedad. El bosque conforma un distrito fitogeográfico con predominancia del árbol del caldén en transición con sabanas de gramíneas, dunas con vegetación psamófila y suelos salinos con matorrales o estepas halófilas (Secretaría de Ambiente y Desarrollo Sustentable [SAyDS], 2007). A partir de funciones ecosistémicas determinadas, este bosque puede contribuir al desarrollo y protección del suelo (Buschiazzo, Estelrich, Aimar, Viglizzo, & Babinec, 2004); proporcionar alimentos, fibra, energía y especies medicinales (Lell, 2005); favorecer la regulación del ciclo hidrológico (Jayawickreme, Santoni, Kim, Jobbágy, & Jackson, 2011), del clima local y global (Risio, Herrero, Bogino, & Bravo, 2014); y aportar servicios culturales como identidad, enriquecimiento espiritual y recreación.

A pesar de su importancia social, el bosque ha sido reemplazado por sistemas de cultivos, configurando una matriz de predominio agrícola y remanentes de bosques fragmentados en el paisaje. Desde hace más de un siglo, el bosque ha sido modificado para la producción de bienes comerciales, agrícolas y ganaderos, a costa de los servicios ecosistémicos (Viglizzo & Frank, 2006). En este sentido, el productor percibe un valor mayor en las tierras con cultivos que en las tierras con bosque y, por lo tanto, decide la deforestación. El mercado, a través del sistema de precios, induce a los productores a subestimar o ignorar el valor de los SE; en muchos casos, la deforestación es mayor que la socialmente deseada, debido a que la sociedad aprecia tanto los bienes comerciales como los SE del bosque (Ma & Swinton, 2011).

La inexistencia de precios de mercado para muchos de los SE ha inducido a una valoración económica ad hoc. De hecho, los SE del bosque de caldén han sido estimados por Carreño y Viglizzo (2007). Estos autores estimaron, a partir de la técnica de transferencia de beneficios, el valor monetario de los SE de la ecorregión del Espinal -que incluye a la región del caldén- en 6 139 ARS·ha-1 (1 352 USD·ha-1). Dichos autores tomaron valoraciones sistematizadas por Costanza et al. (1997); sin embargo, los valores económicos reportados difícilmente se ajustan a la realidad local. En primer lugar, Carreño y Viglizzo (2007) proporcionaron poca información sobre los criterios y ajustes para transferir el valor (Johnston & Rosenberger, 2010); en segundo lugar, no consideraron las características de la población local, i. e. asignaron un valor económico sin considerar la percepción y disposición a pagar de los consumidores por los SE del bosque. Para evitar estos inconvenientes, los SE pueden ser valorados económicamente por el método de valoración contingente (MVC).

El MVC consiste en estimar, a partir de una situación hipotética, la disposición a pagar (DAP) o disposición a aceptar (DAA) un programa, proyecto o política pública que promueva un cambio en la cantidad o calidad de la provisión de uno o varios SE (Bateman et al., 2002). El MVC ha sido usado para mostrar la importancia que la sociedad asigna a los remanentes de bosques nativos en establecimientos agropecuarios de Estados Unidos (Thompson, Noel, & Cross, 2002), así como en áreas estatales de Finlandia (Juutinen, Koseniusc, & Ovaskainen, 2014), Japón (Chen & Nakama, 2015) y Alemania (Lienhoop & Völker, 2016).

El objetivo de este trabajo fue estimar el valor económico de un programa de conservación de los servicios ecosistémicos del remanente del bosque de caldén en el sur de la provincia de Córdoba, Argentina.

Materiales y métodos

Área de estudio y diseño de la muestra

El área de estudio se encuentra en el sur de la provincia de Córdoba, Argentina. Los datos se obtuvieron en las localidades Río Cuarto y Villa Huidobro, con un remanente de 37 648 ha de bosque de caldén (Figura 1).

Figura 1 Área de estudio en el sur de Córdoba, Argentina. Los principales remanentes de bosque nativos de caldén se muestran en los polígonos rojos, y los centros urbanos seleccionados, en los círculos amarillos. Fuente: elaboración propia. 

La unidad de muestreo fue el hogar, donde los jefes de familia fueron entrevistados. En la ciudad de Río Cuarto, la muestra se diseñó a partir del método de muestreo de conglomerado multietápico aleatorio a partir del software CSurvey 2.0 (Farid & Frerichs, 2008). En el marco muestral se consideraron los radios censales del Censo Nacional de Población, Hogares y Vivienda 2001 (Instituto Nacional de Estadística y Censos [INDEC], 2001). En una primera etapa se seleccionaron 30 radios censales (de un total de 159) aleatoriamente; en la segunda etapa, para cada uno de estos radios se seleccionaron, de manera aleatoria, tres manzanas titulares y tres suplentes. En cada manzana se seleccionó aleatoriamente una esquina como lugar de inicio. A partir del punto de partida, el encuestador se dirigió en el sentido de las agujas del reloj, iniciando en la segunda casa y siguiendo en la inmediata, para encuestar dos hogares por manzana. En el caso de Villa Huidobro, las manzanas se seleccionaron aleatoriamente y después se procedió con el mismo criterio que en Río Cuarto. Las encuestas se realizaron entre el 17 y 26 de abril de 2012 en Río Cuarto y el 1 de junio de 2012 en Villa Huidobro; se obtuvieron 174 y 187 observaciones, respectivamente. El error de muestreo se estimó en 5.32 %, considerando la variable “tamaño del hogar” con un nivel de confianza de 95 %.

Diseño del cuestionario

El cuestionario se diseñó en cuatro secciones: 1) formulación de preguntas de apertura con respecto a la percepción de la problemática principal del sur de la provincia de Córdoba, y acerca del conocimiento del bosque de caldén; 2) presentación de un folleto explicativo sobre la situación propuesta de cambio: un programa de conservación que en el transcurso de 10 años incremente 50 % la superficie del bosque de caldén, a partir del control de la deforestación, la recuperación y reforestación considerando los SE que este provee (Figura 2); 3) consulta de la disposición a pagar; y 4) informe de las características sociodemográficas del hogar. En la sección 3, la DAP se consultó a través del formato de pregunta de tarjeta de pago con orden aleatorio. Los montos de DAP consultados, en pesos argentinos, fueron: $5, $35, $60, $80, $100, $125 y $155. Las opciones de respuesta para cada monto fueron: a) Definitivamente sí, b) Posiblemente sí, c) No estoy seguro, d) Posiblemente no y e) Definitivamente no. Cada uno de los montos figuraba en una tarjeta que contenía las opciones de respuesta señaladas previamente. El procedimiento iniciaba con la presentación de las siete tarjetas en posición invertida y solicitando al encuestado que seleccionara aleatoriamente una de estas. De acuerdo con la respuesta brindada, el encuestador continuaba con el proceso de consulta de manera diferencial. En caso de que el encuestado manifestara una respuesta de certeza completa -definitivamente sí o definitivamente no- se procedía a retirar las tarjetas de montos inferiores o superiores. En caso distinto, se pedía al encuestado que retirara otra tarjeta repitiendo el procedimiento de consulta hasta que ya no quedaran más.

Figura 2 Folleto descriptivo de la situación actual y de la propuesta de conservación del bosque de caldén del sur de la provincia de Córdoba. Fuente: elaboración propia. 

Posteriormente, con el objeto de identificar posibles sesgos, se indagaron las razones de los encuestados para manifestar una DAP afirmativa o negativa, a través de las siguientes preguntas:

a) ¿Cuál de las siguientes afirmaciones describen más apropiadamente las razones por las que SÍ está dispuesto a pagar, para contribuir con el financiamiento de un programa de ordenamiento de territorio en el sur de Córdoba? Por favor, elija solamente una opción.

Creo que es importante controlar el desmonte del bosque de caldén en el sur de Córdoba y, por tanto, debemos tomar medidas para ordenar el territorio.

Siento satisfacción por aportar a cualquier buena causa.

En realidad, creo que mi hogar no va a tener que realizar algún pago.

Alguna otra razón.

b) ¿Cuál de las siguientes afirmaciones describen más apropiadamente las razones por las que NO está dispuesto a pagar para contribuir con el financiamiento de un programa de ordenamiento de territorio en el sur de Córdoba? Por favor, elija solamente una opción.

Estoy conforme con las condiciones actuales del medio rural.

Estoy de acuerdo con un programa de ordenamiento de territorio, pero no estoy en condiciones de realizar algún pago mensual.

Estoy de acuerdo con un programa de ordenamiento de territorio, pero me niego a realizar un pago de cualquier monto.

Alguna otra razón.

Las respuestas de los encuestados que manifestaron estar dispuestos a pagar y seleccionaron las opciones 2 y 3 se consideraron con sesgos de compra de satisfacción moral (Kahneman & Knetsch, 1992) y sesgo hipotético (Azqueta, 1994). En el caso de los encuestados que no están dispuestos a pagar y seleccionaron las opciones 1 o 2 se consideraron respuestas negativas válidas; mientras que las opciones 3 y 4 se consideraron negativas con sesgo de protesta.

Derivación del modelo empírico

Los datos para la estimación de la DAP se obtuvieron con tarjetas de pago elegidas por el entrevistado en forma aleatoria (Carthy et al., 1998) con formato de respuesta policotómico (Welsh & Poe, 1998). Para el tratamiento de los datos, este se transforma a un formato dicotómico doble (Hanemann & Kanninen, 1998), el cual utiliza tres valores: Aic es el primer valor consultado al encuestado; Aiin es un monto inferior en caso de que la respuesta sea negativa; Ai,su es un monto superior si la respuesta es positiva. En este sentido, si la primera y segunda respuesta son negativas se concluye que 0<C<Atin ; si la segunda respuesta es afirmativa entonces Aiin<C<Aic . Cuando la respuesta es positiva se consulta por la Aisu, si la respuesta es negativa se concluye que Aic<C<Aisu y si la respuesta es afirmativa Aisu<C< . En el caso del formato policotómico, Aic , Aiin y Aisu se traducen en intervalos definidos por el monto máximo que el encuestado está dispuesto a pagar ( Aisimax ) y el monto mínimo que no acepta pagar Ainomin .

Si se define yi1 y yi2 como variables dicotómicas que capturan la primera y segunda respuesta, entonces se asume la función lineal DAP i (z i, µ i) = z i ß i + µi, donde z i es un vector de variables explicativas, β i es un vector de parámetros y µ i un término de error que se distribuye N(0, σ 2) (Hanemann & Kanninen, 1998). En el formato dicotómico doble, la respuesta está dada por una probabilidad con las siguientes expresiones, donde ϕ es la función de distribución acumulada de la DAP:

Pisisi=Pr (yi1 i=1;yi2 i=1 | zi)= ϕ(z'iβσ-Aisuσ)

Pinono= Pr (yi1 i=0;yi2 i=0 | zi) =1-ϕ(z'iβσ-Aiinσ)

Pisino=  Pr (yi1 i=1;yi2 i=0 | zi)=ϕ z'iβσ-Aicσ-ϕz'iβσ-Aisuσ

Pinosi=Pr (yi1 i=0;yi2 i=1 | zi)=ϕz'iβσ-Aiinσ-ϕz'iβσ-Aicσ

Estas estimaciones son resueltas a través del método de máxima verosimilitud, asumiendo una función de densidad conjunta dada por:

L=i=1nPisisidisisiPinonodinonoPisinodisinoPinosidinosi

donde d sisi , d sino , d nosi y d nono son variables indicadoras que tienen el valor 1 o 0, dependiendo del caso relevante para cada individuo; es decir, un individuo dado contribuye al logaritmo de la función de probabilidad en solo una de sus cuatro opciones (Hanemann & Kanninen, 1998). El logaritmo de la función de verosimilitud está dado por:

lnL=i=1ndisisilnPisisi+dinonolnPinono+disinolnPisino+dinosilnPinosi El valor esperado para la DAP está dado por:

E(DAPiziβ)=z´β

Especificación del modelo econométrico

El modelo econométrico se especificó con siete variables explicativas que afectan el cambio de utilidad. Con la finalidad de diseñar políticas públicas, los decisores políticos requieren saber no solo la existencia de la DAP, sino también las diferencias de dicho valor entre grupos. En este sentido, Carson y Hanemann (2005) recomiendan analizar si existen diferencias entre grupos de ingresos, residentes de zonas geográficas diferentes, así como también entre actitudes, conocimiento y usos del bien o servicio valorado. De acuerdo con esta recomendación se seleccionaron las variables explicativas mostradas en el Cuadro 1, para el desarrollo de la siguiente función:

Cuadro 1 Variables seleccionadas para el modelo econométrico y sus efectos sobre la disposición a pagar por la conservación del bosque de caldén del sur de Córdoba, Argentina. 

Variable Definición Unidad/Escala Signo esperado del coeficiente
MPP Monto por pagar (ARS) $5, $35, $60, $80, $100, $125 y $155 -
rio iv Localización del encuestado Río Cuarto = 1 Villa Huidobro = 0 +/-
ing_2 Categoría 2 de ingreso mensual hogar Entre $1 500 y $4 000 = 1 Otros ingresos = 0 +
ing_3 Categoría 3 de ingreso mensual hogar Entre $4 001 y $8 500 = 1 Otros ingresos = 0 +
ing_4 Categoría 4 de ingreso mensual hogar Entre $8 501 y $14 000 = 1 Otros ingresos = 0 +
ing_5 Categoría 5 de ingreso mensual del hogar > $14 000 = 1 Otros ingresos = 0 +
edad Edad del encuestado años +/-
vinagr2 Vinculación a la actividad agropecuaria Sí = 1 No = 0 +/-
vinamb2 Vinculación a organización medioambiental Sí = 1No = 0 +/-
conoc_bo Conocimiento del bosque de caldén cordobés Sí = 1No = 0 +/-
usayafect Uso del bosque Sí = 1No = 0 +/-
βi
Parámetros por estimar de las variables
η
Términos del error

Psisi=β0+β1MPP+β2rio iv +β3edad +β4ing2+β5ing3+β6ing4+β7ing5+β8vinagr2+β9vinamb2+η

donde P sisi es la variable dependiente que representa la probabilidad de obtener un sí a la DAP. Las opciones de respuestas fueron: a) definitivamente sí (DS), b) posiblemente sí (PS), c) no estoy seguro (NS), d) posiblemente no (PN) y e) definitivamente no (DN). Las respuestas DS y PS se consideraron respuestas afirmativas (igual a 1) y el resto se consideraron negativas (igual a 0).

Los parámetros, la media y mediana de la DAP se estimaron aplicando máxima verosimilitud y se analizaron a partir de pruebas de significancia (prueba Z) y bondad de ajuste con las pruebas de Wald y razón de verosimilitud. Los datos se procesaron con el software Stata 12, utilizando el comando doubleb (Lopez-Feldman, 2012). Stata calcula directamente β i y σ (desviación típica) y de esta forma es posible interpretar los efectos de las variables explicativas.

Los montos obtenidos están expresados en pesos argentinos (ARS) a precios corrientes 2012 y dólares estadounidenses (USD, convertidos con un tipo de cambio de divisas 1 USD = 4.54 ARS). En la DAPAgregada=N.DAP^i , N es la cantidad de los hogares y DAP^i es la disposición a pagar del hogar. Para anualizar los montos mensuales se consideró una tasa social de descuento de 2.4 % anual.

Resultados y discusión

Identificación de sesgos e inconsistencias de las respuestas

El Cuadro 2 muestra el tipo de respuestas obtenidas con la finalidad de identificar las respuestas válidas para el análisis econométrico. En Río Cuarto y Villa Huidobro se obtuvieron, respectivamente, 64 y 62 % de respuestas afirmativas de DAP, de las cuales 13 y 12 % resultaron con sesgos de compra de satisfacción moral, y 3 y 11 % con sesgo hipotético. Considerando todas las respuestas afirmativas y las negativas sin sesgos, las respuestas válidas conformaron 79 y 77 % en Río Cuarto y Villa Huidobro, respectivamente. En el caso de las respuestas inconsistentes, se identificó 11 % en Río Cuarto y 8 % en Villa Huidobro v. g. respuestas que dijeron posiblemente sí a 35 ARS (7.70 USD) y posiblemente no a 5 ARS (1.10 USD). Con respecto a las respuestas de protesta se registró 10 % en Río Cuarto y 15 % en Villa Huidobro; el encuestado argumentó que el gobierno es quien debe encargarse del programa de ordenamiento de territorio, para la conservación del bosque de caldén. Los casos de DAP con inconsistencias y protesta fueron retirados del análisis (Bateman et al., 2002; Broberg & Brännlund, 2008), mientras que las respuestas afirmativas con sesgos fueron controladas en la estimación, aunque resultaron estadísticamente no significativas.

Cuadro 2 Identificación de las observaciones válidas de las encuestas realizadas en Río Cuarto y Villa Huidobro, Córdoba, Argentina, para conocer la disposición a pagar por la conservación del bosque de caldén. 

Tipo de respuesta Río Cuarto Villa Huidobro Total Observaciones
núm. (%) núm. (%) núm. (%)
Afirmativa 83 48 73 39 156 43 Respuestas válidas
Afirmativa con compra de satisfacción moral 22 13 22 12 44 12 Respuestas válidas
Afirmativa con sesgo hipotético 5 3 21 11 26 7 Respuestas válidas
Negativa sin sesgos 26 15 28 15 54 15 Respuestas válidas
Negativa de protesta 18 10 28 15 46 13 Respuestas no analizadas
Inconsistencias 20 11 15 8 35 10 Respuestas no analizadas
Total 174 100 187 100 361 100

Características sociodemográficas y actitudinales de la muestra

Considerando las respuestas válidas, las estadísticas descriptivas de la muestra obtenida se describen en el Cuadro 3. En el caso de las variables continuas, la cantidad promedio de miembros del hogar fue tres, coincidente con el promedio poblacional de ambas localidades (Dirección General de Estadística y Censos [DGEC], 2008); la edad promedio de los encuestados fue 47 años en Río Cuarto y 53 años en Villa Huidobro. En el caso de las variables categóricas se observó una proporción similar en ambas localidades: 1) el ingreso mensual predominante en el hogar es la categoría 1 500-4 000 ARS (330-881 USD); 2) la mayoría de los jefes de hogar encuestados fueron mujeres, cuyo nivel de escolarización más frecuente es la educación primaria. En contraste, existen diferencias estadísticamente significativas (P < 0.1) en el conocimiento del bosque; en Villa Huidobro, 77 % de los encuestados tiene conocimiento de este, mientras que en Río Cuarto solo 21 % manifestó conocerlo. Por otra parte, se detectaron diferencias menos marcadas en el uso del bosque y en el nivel de vinculación de los encuestados con el sector agropecuario y ambiental. El uso del bosque de caldén es moderado; 18 % de los encuestados en Río Cuarto manifestó algún tipo de uso y 9 % en Villa Huidobro. En ambas localidades, el nivel de vinculación con el sector agropecuario también resultó moderado: 18 % en Río Cuarto y 35 % en Villa Huidobro; sin embargo, el vínculo con organizaciones medioambientales es aún menor: 7 % en Río Cuarto y 3 % en Villa Huidobro.

Cuadro 3 Estadística descriptiva de la muestra de jefes de familia encuestados en Río Cuarto y Villa Huidobro, Córdoba, Argentina, para conocer las características sociodemográficas de los hogares. 

Variable Categoría Río Cuarto Villa Huidobro Total
Fr Respuestas Fr Respuestas Fr Respuestas
Ingreso mensual (ARS) <$1 500 0.15 19 0.25 34 0.20 53
$1 500 - $4 000 0.58 72 0.56 75 0.57 147
$4 001 - $8 500 0.23 29 0.13 18 0.18 47
$8 501- $14 000 0.04 5 0.03 4 0.03 9
>$14 000 - - 0.02 3 0.01 3
Total 125 134 259
Sexo Mujer 0.69 94 0.69 99 0.69 193
Hombre 0.31 42 0.31 45 0.31 87
Total 136 144 280
Nivel educativo Sin estudios 0.10 13 0.25 36 0.18 49
Primario 0.37 50 0.42 60 0.39 110
Secundario 0.21 28 0.18 26 0.19 54
Terciario 0.05 7 0.10 14 0.08 21
Universitario incompleto 0.19 26 0.03 5 0.11 31
Universitario 0.08 11 0.02 3 0.05 14
Posgrado 0.01 1 - - 0.00 1
Total 136 144 280
Sector agropecuario Con vinculación 0.18 24 0.35 51 0.27 75
Sin vinculación 0.82 111 0.65 93 0.73 204
Total 135 144 279
Organizaciones medioambientales Con vinculación 0.07 9 0.03 5 0.05 14
Sin vinculación 0.93 126 0.97 139 0.95 265
Total 135 144 279
Conocimiento del bosque Con conocimiento 0.21 29 0.77 111 0.50 140
Sin conocimiento 0.79 107 0.23 33 0.50 140
Total 136 144 280
Uso del bosque Con uso 0.18 25 0.09 13 0.14 38
Sin uso 0.82 111 0.91 131 0.86 242
Total 136 144 280

Fr: Frecuencia de la variable

Modelo econométrico

El modelo econométrico estimado posee buena bondad de ajuste (Cuadro 4). De acuerdo con las pruebas estadísticas de Wald y razón de verosimilitud, el modelo tuvo buena significancia conjunta en ambos casos (P < 0.01), rechazando la hipótesis nula, lo cual indica que los coeficientes de las variables explicativas son iguales a cero.

Cuadro 4 Estimación econométrica de la disposición a pagar para la conservación del bosque de caldén del sur de Córdoba, Argentina.  

Variables Coeficiente Desviación estándar Significancia*
β
ciudad 10.47 9.46 NS
edad -1.16 0.24 ***
ing_2 19.85 9.82 **
ing_3 44.39 12.58 ***
ing_4 87.59 22.57 ***
ing_5 94.25 39.15 **
vinagr2 25.85 8.94 ***
vinamb2 10.44 17.25 NS
conoc_bo -1.06 9.57 NS
usayafect 11.13 11.68 NS
DAP -73.81 16.47 ***
σ
DAP 57.55 3.30 ***
DAP 52 [44-59]
N 257
Estadístico razón de verosimilitud 170
Wald 81
Prob > χ2 0.00
Razón de verosimilitud -474.27
Akaike 973

DAP: disposición a pagar, N: número de observaciones utilizadas para calcular la estimación econométrica. ***P < 0.01, **P < 0.05, *P < 0.1, NS = no significativo (P ≥ 0.1)

Cuatro de los siete parámetros estimados fueros significativos y consistentes con los signos esperados. Los coeficientes estimados de las variables DAP y edad resultaron significativos y con signo negativo; es decir, a mayor DAP y edad, la probabilidad de obtener una respuesta afirmativa es menor. Los coeficientes de los estimadores de las variables de ingreso (ing i ) y vinculación con la actividad agropecuaria (vinagr 2) resultaron significativos y con signo positivo i. e. a mayor ing i del hogar y vinagr 2, mayor es la probabilidad de una respuesta afirmativa de DAP. Los efectos esperados de los coeficientes de las variables significativas resultaron acordes con la teoría económica. Todos los coeficientes de las variables ingreso presentaron signo positivo y aumentaron a mayores niveles de ingreso.

Los signos de los coeficientes estimados del conocimiento del bosque (conoc_bo) y localización (rio iv) fueron diferentes de los esperado y no resultaron significativos estadísticamente (P > 0.1). El coeficiente estimado de la variable conoc_bo resultó con signo negativo, lo que implicaría que la probabilidad de una respuesta positiva de DAP de los encuestados con conocimiento previo de la existencia del bosque es menor que la de los encuestados que manifestaron no conocerlo. Posiblemente, las personas con conocimiento del bosque lo contrastan con tierras consideradas más productivas comercialmente como las agrícolas y no toman en consideración todos los SE. Asimismo, la pregunta sobre conocimiento fue directa y simple y no permite especular demasiado con el resultado. Por otra parte, el coeficiente estimado de la variable rio iv resultó positivo; es decir, la probabilidad de una respuesta positiva de DAP de los encuestados de Río Cuarto (ciudad más distante) sería mayor a la de los encuestados en Villa Huidobro. Esto coincide con los resultados hallados por Mombo et al. (2014), quienes estiman una DAP mayor en los hogares urbanos que en los rurales, próximos a las áreas de bosque; sin embargo, difiere de los resultados de Lockwood et al. (1993).

Los coeficientes estimados vincamb 2 y usayafect también resultaron estadísticamente no significativos (P > 0.1). Este resultado es muy importante, ya que una de las principales críticas del MVC es la posibilidad de inducir a sesgos en las respuestas de valoración de DAP (Bateman et al., 2002).

La DAP estimada posee una precisión relativamente alta considerando la estrecha relación entre la media/mediana obtenida y sus intervalos. La DAP fue de 52 ARS (11.45 USD) con una variación de ±8 ARS (±1.76 USD), equivalente a una DAP anual de 615 ARS (135.4 USD) por hogar con un intervalo entre 518 ARS (114 USD) y 714 ARS (157 USD). La DAP estimada se encuentra en el intervalo de valores económicos informados para bosques nativos remanentes en establecimientos privados, así como estatales. Thompson et al. (2002) estimaron una DAP anual individual de 217 USD (988 ARS) para evitar la conversión del bosque de roble americano a sistemas agrícolas en California, Estados Unidos. Juutinen et al. (2014) estimaron una DAP anual por hogar entre 44 USD (200 ARS) y 71 USD (324 ARS) por mantener y ampliar los bosques del Estado finlandés para uso recreativo. Chen y Nakama (2015) estimaron la DAP por hogar en 4.5 USD (64 ARS) para mantener y ampliar el bosque en tres localidades de Okinawa, Japón. Lienhoop y Völker (2016) estimaron una DAP anual por hogar de 9 USD (41 ARS) por un aumento en la cobertura forestal de la región de Sajonia, Alemania.

Considerando que el sur de Córdoba cuenta con 115 854 hogares (DGEC, 2008), el valor actual anual de la DAP de la población urbana del sur de Córdoba es de 71.3 millones de pesos (ARS) (15.7 millones de dólares [USD]), en tanto, el valor actual proyectado a 10 años de la población urbana de Río Cuarto es de 629.3 millones de pesos (ARS) (138.6 millones de dólares [USD]) (Cuadro 5).

Cuadro 5 Disposición a pagar (DAP) agregada de los hogares del sur de Córdoba, Argentina, por la conservación del bosque de caldén. 

DAP agregada Mínimo Promedio Máximo
DAP agregada anual (ARS) $60 747 456 $71 386 841 $81 106 434
DAP agregada a 10 años (ARS) $535 532 525 $629 326 357 $715 011 561

Los resultados del presente estudio, obtenidos mediante valoración contingente, difieren de los valores informados por Carreño y Viglizzo (2007). Si se considera la DAP agregada anual promedio y la superficie de bosque valorada (56 472 ha), el valor de los SE del bosque de caldén es de 1 264 ARS·ha-1 (278 USD·ha-1), cantidad menor que 6 139 ARS·ha-1 (1 352 USD·ha-1) estimada por Carreño y Viglizzo (2007). Esta sobrestimación resulta esperable, debido a que el método usado por dichos autores no toma en cuenta las restricciones presupuestarias de los hogares, mientras que la DAP estimada en este trabajo si las considera.

Conclusiones

El valor económico de un programa de conservación del bosque de caldén (Prosopis caldenia) en el sur de la provincia de Córdoba, Argentina, se estimó a través de una encuesta de valoración contingente. La mayoría de la población urbana del sur de Córdoba no usa los servicios ecosistémicos del bosque. Particularmente, los pobladores de la ciudad más distante (Río Cuarto) desconocen la existencia del bosque de caldén. No obstante, cuando se brinda información sobre la naturaleza del bosque y los servicios ecosistémicos que ofrece, los pobladores urbanos muestran mayor compresión de los efectos de la deforestación (la mayoría de los encuestados) y de la necesidad del esfuerzo deliberado para mantener o ampliar el bosque y sus servicios. En general, los hogares de Río Cuarto y Villa Huidobro están dispuestos a pagar para mantener o aumentar los servicios ecosistémicos del bosque de caldén.

Agradecimientos

Este trabajo forma parte del proyecto “Bases ambientales para el ordenamiento territorial del espacio rural de la provincia de Córdoba”, préstamo BID-PID Nº 013/2009 aprobado por MinCyT Córdoba y UNRC.

REFERENCIAS

Azqueta, O. D. (1994). Valoración económica de la calidad ambiental. España: McGraw-Hill. [ Links ]

Bateman, I. J., Carson, R. T., Day, B., Hanemann, M., Hanley, N., Hett, T., … Swanson, J. (2002). Economic valuation with stated preference techniques: A manual. Cheltenham, UK - Northampton, MA: Edward Elgar. [ Links ]

Broberg, T., & Brännlund, R. (2008). An alternative interpretation of multiple bounded WTP data-Certainty dependent payment card intervals. Resource and Energy Economics, 30(4), 555-567. doi: 10.1016/j.reseneeco.2008.09.001 [ Links ]

Buschiazzo, D. E., Estelrich, H. D., Aimar, S. B., Viglizzo, E., & Babinec, F. J. (2004). Soil texture and tree coverage influence on organic matter. Rangeland Ecology & Management, 57(5), 511-516. doi: 10.2111/1551-5028(2004)057[0511:statci]2.0.co;2 [ Links ]

Carreño, L., & Viglizzo, E. (2007). Provisión de servicios ecológicos y gestión de los ambientes rurales en Argentina. Area estratégica de gestión ambiental. Retrieved from https://inta.gob.ar/sites/default/files/script-tmp-provision.pdfLinks ]

Carson, R. T., & Hanemann, W. M. (2005). Contingent valuation. In M. Karl-Gran & R. V. Jeffrey (Eds.), Handbook of environmental economics (vol. 2, pp. 821-936). Elsevier. doi: 10.1016/S1574-0099(05)02017-6 [ Links ]

Carthy, T., Chilton, S., Covey, J., Hopkins, L., Jones-Lee, M., Loomes, G., … Spencer, A. (1998). On the contingent valuation of safety and the safety of contingent valuation: Part 2-The CV/SG" chained" approach. Journal of Risk and Uncertainty, 17(3), 187-214. doi: 10.1023/a:1007782800868 [ Links ]

Chen, B., & Nakama, Y. (2015). Residents’ preference and willingness to conserve homestead woodlands: Coastal villages in Okinawa Prefecture, Japan. Urban Forestry & Urban Greening, 14(4), 919-931. doi: 10.1016/j.ufug.2015.08.008 [ Links ]

Costanza, R., d'Arge, R., de Groot, R., Farber, S., Grasso, M., Hannon, B., ... van den Belt, M. (1997). The value of the world's ecosystem services and natural capital. Nature, 387, 253-260. doi: 10.1038/387253a0 [ Links ]

Dirección General de Estadística y Censos (DGEC). (2008). Censo Provincial de Población 2008. Retrieved March 17, 2012 from Retrieved March 17, 2012 from http://estadistica.cba.gov.ar/Poblaci%C3%B3n/Censo2008/tabid/462/language/es-AR/Default.aspxLinks ]

Farid, M., & Frerichs, R. (2008). CSurvey 2.0. Los Angeles, US: UCLA. Retrieved March 9, 2012 from http://www.ph.ucla.edu/epi/csurvey.htmlLinks ]

Hanemann, W. M., & Kanninen, B. (1998). The statistical analysis of discrete-response CV data. USA: California Agricultural Experiment Station & Giannini Foundation of Agricultural Economics. [ Links ]

Instituto Nacional de Estadística y Censos (INDEC). (2001). Censo Nacional de Población, Hogares y Vivienda Buenos Aires, Argentina. Retrieved March 15, 2012, from Retrieved March 15, 2012, from https://www.indec.gob.ar/nivel4_default.asp?id_tema_1=2&id_tema_2=41&id_tema_3=134Links ]

Jayawickreme, D. H., Santoni, C. S., Kim, J. H., Jobbágy, E. G., & Jackson, R. B. (2011). Changes in hydrology and salinity accompanying a century of agricultural conversion in Argentina. Ecological Applications, 21(7), 2367-2379. doi: 10.1890/10-2086.1 [ Links ]

Johnston, R. J., & Rosenberger, R. S. (2010). Methods, trends and controversies in contemporary benefit transfer. Journal of Economic Surveys, 24(3), 479-510. doi: 10.1111/j.1467-6419.2009.00592.x [ Links ]

Juutinen, A., Kosenius, A.-K., & Ovaskainen, V. (2014). Estimating the benefits of recreation-oriented management in state-owned commercial forests in Finland: A choice experiment. Journal of Forest Economics, 20(4), 396-412. doi: 10.1016/j.jfe.2014.10.003 [ Links ]

Kahneman, D., & Knetsch, J. L. (1992). Valuing public goods: The purchase of moral satisfaction. Journal of Environmental Economics and Management, 22(1), 57-70. doi: 10.1016/0095-0696(92)90019-S [ Links ]

Lell, J. D. (2005). El caldenal: una visión panorámica del mismo enfatizando en su uso. En J. F. Goya, J. L. Frangi, & M. F. Arturi (Eds.), Ecología y manejo de los bosques de Argentina (pp. 1-18). Argentina: Editorial de la Universidad Nacional de La Plata (EDULP). Retrieved from http://hdl.handle.net/10915/15915Links ]

Lienhoop, N., & Völker, M. (2016). Preference refinement in deliberative choice experiments for ecosystem service valuation. Land Economics, 92(3), 555-577. doi: 10.3368/le.92.3.555 [ Links ]

Lockwood, M., Loomis, J., & DeLacy, T. (1993). A contingent valuation survey and benefit-cost analysis of forest preservation in East Gippsland, Australia. Journal of Environmental Management, 38(3), 233-243. doi: 10.1006/jema.1993.1042 [ Links ]

Lopez-Feldman, A. (2012). Introduction to contingent valuation using Stata. Germany: University Library of Munich. Retrieved from https://ideas.repec.org/p/pra/mprapa/41018.htmlLinks ]

Ma, S., & Swinton, S. M. (2011). Valuation of ecosystem services from rural landscapes using agricultural land prices. Ecological Economics, 70(9), 1649‒1659. doi: 10.1016/j.ecolecon.2011.04.004 [ Links ]

Mombo, F., Lusambo, L., Speelman, S., Buysse, J., Munishi, P., & van Huylenbroeck, G. (2014). Scope for introducing payments for ecosystem services as a strategy to reduce deforestation in the Kilombero wetlands catchment area. Forest Policy and Economics, 38, 81-89. doi: 10.1016/j.forpol.2013.04.004 [ Links ]

Risio, L., Herrero, C., Bogino, S. M., & Bravo, F. (2014). Aboveground and belowground biomass allocation in native Prosopis caldenia Burkart secondaries woodlands in the semi-arid Argentinean pampas. Biomass and Bioenergy, 66, 249-260 doi: 10.1016/j.biombioe.2014.03.038 [ Links ]

Secretaría de Ambiente y Desarrollo Sustentable (SAyDS). (2007). Primer inventario nacional de bosques nativos. Inventario de campo de la región Espinal (distritos Caldén y Ñandubay). Buenos Aires, Argentina: Autor. [ Links ]

Thompson, R. P., Noel, J. E., & Cross, S. P. (2002). Oak woodland economics: A contingent valuation of conversion alternatives. Retrieved from http://digitalcommons.calpoly.edu/cgi/viewcontent.cgi?article=1048&context=agb_facLinks ]

Viglizzo, E. F., & Frank, F. C. (2006). Ecological interactions, feedbacks, thresholds and collapses in the Argentine Pampas in response to climate and farming during the last century. Quaternary International, 158(1), 122-126. doi: 10.1016/j.quaint.2006.05.022 [ Links ]

Welsh, M. P., & Poe, G. L. (1998). Elicitation effects in contingent valuation: Comparisons to a multiple bounded discrete choice approach. Journal of Environmental Economics and Management, 36(2), 170-185. doi: 10.1006/jeem.1998.1043 [ Links ]

Recibido: 31 de Marzo de 2017; Aprobado: 30 de Mayo de 2018

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