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Introducción
La producción de café (Coffea arabica L.) en México es una actividad con importancia económica y social y contribuye a la generación de divisas. En 2014, el valor de las exportaciones de café verde, tostado, molido y soluble fue 505 millones de dólares. Según el SIAP (2014) y la AMECAFE (2014) la producción la realizan 486 mil productores en los estados de Chiapas, Veracruz, Oaxaca, Puebla, Hidalgo, San Luis Potosí, Guerrero, Nayarit, Colima, Jalisco, Tabasco y Querétaro. Además, en el ciclo productivo 2013-2014 se cosecharon 1.26 millones Mg en 700.1 mil ha, con un valor de 6060 millones de pesos, equivalentes a 478 millones de dólares (tasa de cambio 12.7 $/usd) (SIAP, 2014).
Los ingresos de los cafeticultores por la venta del café dependen de los rendimientos unitarios y del precio recibido, el cual está determinado por el precio internacional del aromático, fijado en las bolsas agropecuarias de Nueva York y Londres. Los factores fundamentales que intervienen en la formación del precio son el nivel de oferta, demanda y los movimientos de inventarios. Los factores que contribuyen al alza del precio son la especulación de fondos de inversión, las bajas tasas de interés, el comportamiento de la producción de los países productores y fenómenos climáticos (Pérez, 2006).
El precio del café en los 40 años recientes tuvo un comportamiento de constantes alzas y bajas, lo cual afectó la producción y los ingresos de los productores. La inestabilidad de los precios genera incertidumbre, lo cual dificulta la planeación de las inversiones en la producción y en su comercialización, y una pérdida de bienestar de productores y consumidores (Barrett y Bellemare, 2011; Sarris et al., 2011).
En México, los precios del grano tienen un comportamiento de alzas y bajas, en particular desde la desaparición del Instituto Mexicano del Café (INMECAFE) en 1990. Entre 1981 y 1987 los precios estuvieron en ascenso y con influencia del alza del precio internacional, pero entre 1986 y 1993 el precio internacional cayó y desde entonces su volatilidad aumentó. En la década de 1990 a 2000 los precios del café fueron afectados de manera principal por variaciones en la producción en Brasil y por ajustes realizados por los proveedores de café en respuesta a los cambios en los precios (Varangis et al., 2002).
La volatilidad del precio internacional del café se refleja en comportamiento errático de la producción, los rendimientos y el valor de la producción. El área sembrada de 1981 a 1995 tuvo una Tasa Media de Crecimiento Anual (TCMA) de 3.2 %, luego creció a tasas menores y desde el 2006 inició un periodo de tasas de crecimiento negativas (TCMA de -0.88% de 2006 a 2014; con datos del SIAP), lo cual se refleja en tasas de crecimiento negativas de la producción del café en ese mismo periodo.
Akiyama y Varangis (1989) usaron un modelo econométrico del mercado internacional del café para mostrar que el Acuerdo Internacional del Café (AIC), el cual usó un sistema de cuotas de exportación, fue exitoso en estabilizar los precios; desde la creación del acuerdo hasta su desaparición por desacuerdos entre sus miembros. Después de esa desaparición, los precios cayeron 40 %, y continuaron periodos de fluctuaciones recurrentes, lo cual generó reducciones importantes en los ingresos de los productores y de los gobiernos de los países exportadores (Flores et al., 2002).
El comportamiento de la producción también afectó el volumen de las exportaciones que mostraron una TCMA de 10.5 % de 1980 a 1989, y desde ese año, las exportaciones crecieron a una TCMA de 3.07 %. El volumen de las exportaciones cayó desde el 2001 y no recuperó los niveles de las dos décadas anteriores (AMECAFE, 2014).
Importancia de la integración de mercados
La transmisión de precios se refiere a la forma y velocidad de ajuste de los precios domésticos ante cambios en los precios internacionales. Vollrath y Hallahan (2006) mencionan que la velocidad y la magnitud de la respuesta de los precios de un bien en una región a un cambio en el precio del mismo bien en otra región dependen de la eficiencia del mercado; los mercados eficientes generan respuestas rápidas y simétricas y los ineficientes producen transmisión de precios incompleta y asimétrica.
La integración de mercados es importante porque afecta el crecimiento económico, induce cambios estructurales, altera la ubicación espacial de las actividades económicas, e implica una oportunidad para los consumidores de adquirir bienes a precios competitivos; por lo tanto, la integración de los mercados es un tema de interés para los gobiernos, por sus implicaciones para el bienestar económico (Barrett y Li, 2002).
La Ley del Precio Único (LPU) es la teoría usada en los estudios sobre la integración de los mercados de productos homogéneos separados espacialmente, que garantiza la ausencia de oportunidades de arbitraje (McNew, 1996). Si esta condición de equilibrio se satisface, se puede decir que los mercados están integrados y que existe transmisión de precios. En este contexto, el estudio de la integración del mercado de café mexicano y el internacional es relevante ya que los productores del aromático podrían beneficiarse del arbitraje espacial y los ingresos de estos productores podrían mejorar con oportunidades e incentivos ampliados para intensificar su producción y comercio.
El concepto de integración de mercados se define como la existencia de un flujo comercial positivo entre dos mercados espacialmente separados (Barrett, 2001). En economía se utiliza el cumplimiento de la Ley del Precio Único (LPU) como indicador de que dos mercados separados geográficamente se encuentran integrados. El grado de integración de mercados, empíricamente, se define por medio de la estimación del grado de trasmisión de precios, la rapidez con la que los precios de un mercado son trasmitidos a otro (Lence y Falk, 2005).
La hipótesis de esta investigación fue que las reformas estructurales de 1989 sobre cuotas de exportación de café y el proceso de liberalización del comercio iniciado con la adhesión de México al Acuerdo General de Tarifas y Comercio (GATT, sus siglas en inglés) en 1986 y profundizado con la firma del Tratado de Libre Comercio de América del Norte (TLCAN) entre México, Canadá y EE.UU. en 1993, llevó a una integración comercial mayor entre México y el mercado internacional del café, evidenciada por el intercambio comercial continuo, una mayor transmisión de las señales del mercado, y una mayor velocidad de ajuste del precio nacional a los movimientos del precio internacional. El objetivo fue estimar el grado de integración comercial entre ambos mercados y la velocidad de ajuste del precio del café en México ante cambios en el precio internacional.
Materiales y métodos
El análisis econométrico se realizó con datos de series de tiempo mensual de precios del café de 1981:01 a 2014:12. Los datos de México son los precios pagados a los productores (precio medio rural), ajustados por el índice nacional de precios al productor, utilizando las estadísticas oficiales del Servicio de Información Agropecuaria y Pesquera (SIAP) de la Secretaría de Agricultura Ganadería Pesca y Alimentación (SAGARPA) y del Banco de México (BM). El precio internacional del café es el precio spot mensual reportado por la Organización Internacional del Café (ICO, sus siglas en inglés). Los datos se transformaron a logaritmos naturales porque los coeficientes (βs) del modelo econométrico tienen interpretación como elasticidades. La invariancia de los coeficientes de pendiente cuando hay cambios de escala en las variables es otra ventaja de esa transformación las cual, además, reduce el rango de las variables y las estimaciones son menos sensibles a posibles valores extremos.
El proceso metodológico tuvo dos etapas. La primera fue la verificación del orden de integración de cada serie, primero para la serie completa (1981:01-2014:12) y después la verificación de raíz unitaria en presencia de cambio estructural. La segunda fue la aplicación del modelo Vector de Corrección de Errores (VEC, sus siglas en inglés) para estimar el grado y la velocidad de transmisión del precio internacional al nacional.
El análisis de regresión con datos de series de tiempo supone que las series subyacentes son estacionarias; la varianza y covarianza de las series individuales son invariantes en el tiempo. La violación del supuesto de estacionariedad de las series puede conducir a problemas de regresión espuria; las pruebas clásicas de t y F no son apropiadas, se obtienen valores altos de R2 y bajos de Durbin-Watson, y estimadores inconsistentes y menos eficientes (Engle y Granger, 1987).
La presencia de raíz unitaria en las series de tiempo fue verificada. El orden de integración se comprobó usando la prueba de Dickey-Fuller Aumentada (ADF, sus siglas en inglés) (Dickey y Fuller, 1981) y la de Phillips y Perron (PP) (Phillips y Perron, 1988). La primera es la más utilizada, pero en presencia de correlación serial disminuye su poder. Dickey y Fuller (1981) corrigieron por correlación serial incluyendo en la regresión términos en diferencias retrasados, pero el tamaño y el poder de ADF también es sensitiva al número de estos términos. La prueba (PP) es no paramétrica y se considera más poderosa porque usa estimadores más consistentes de la varianza. En ambas pruebas, H0: δ=0 contra Ha: δ<0, donde δ es el coeficiente de la variable dependiente retrasada un periodo, en un proceso auto regresivo de primer orden (Dickey y Fuller, 1981). Si la hipótesis nula se acepta, entonces la serie es no estacionaria (la media y la varianza cambian en el tiempo).
La verificación de la presencia de raíz unitaria cuando existe cambio estructural se realizó con la prueba de Zivot y Andrews. La prueba PP y ADF se aplica si se rechaza la hipótesis nula de presencia de raíz unitaria, el procedimiento acaba y se asume que la serie es estacionaria. Si la hipótesis alternativa es verdadera, estas pruebas aumentan la probabilidad de rechazar la hipótesis nula de raíz unitaria. Si no se rechaza, se aplica la prueba de Zivot y Andrews y el proceso concluye al identificar las fechas de cambio estructural. El proceso completo para aplicar estas pruebas puede consultarse en Enders (2003) y Zivot y Andrews (1992).
Relación dinámica de corto y largo plazo
La cointegración entre variables, una vez probada la presencia de raíz unitaria, es la condición necesaria para la existencia de una relación de equilibrio de largo plazo en las series. Un vector de variables con raíz unitaria está cointegrado si una combinación lineal de estas variables es estacionaria (Engle y Granger 1987). La importancia del VEC se deriva de la demostración de Engle y Granger de que sí dos variables son integradas de grado uno, I (1), y están cointegradas, se pueden modelar bajo el supuesto de ser generadas por un mecanismo de corrección de errores. El VEC tiene habilidad predictiva superior con respecto a otros modelos autorregresivos (Engle y Yoo, 1987).
El cambio estructural ocurre cuando se alteran los parámetros que determinan una serie. Si la serie modelada por Y t = α+ ρY t−1 +e t , donde ρ<1, se modifica en al menos uno de sus parámetros, (α,ρ,σ 2), se genera un cambio estructural que puede afectar a cualquiera o a todos los parámetros del modelo. Cambios en α alteran la media y la tendencia de la serie, modificaciones en ρ reflejan cambios de la correlación serial de Y t y alteraciones en la varianza crean cambios en la volatilidad de la serie.
Zivot y Andrews (1992) propusieron una prueba endógena para identificar cambio estructural en el intercepto o tendencia de la serie, y está basada en un análisis secuencial de los datos, en ella se usa toda la muestra y se emplea una variable dummy en cada observación de la serie que se evalúa como posible rompimiento (break). Éste se identifica cuando el estadístico-t de la prueba de Dickey-Fuller Aumentada (ADF) es más negativo. Por lo tanto, si la prueba de ADF muestra evidencia de que la serie es estacionaria, habrá mayor probabilidad de encontrar rompimientos. Los valores del estadístico-t de Zivot y Andrews (1992) tienen su propia teoría asintótica y valores críticos[1]; éstos son más negativos que los usados en procedimientos que especifican la fecha de cambio estructural, por lo cual muestran mayor dificultad en rechazar la raíz unitaria.
En la segunda etapa se estimó la relación de corto y largo plazo entre los precios domésticos e internacionales del café, para lo cual se usa el modelo VEC (Baffes, 1991) de la ecuación (1):
Sin embargo, debido al problema de identificación que surge en la estimación de la ecuación (1), ésta se reparametrizó con el fin de conocer el efecto de plazo corto y largo, y la estimación se realizó a partir de la especificación en la ecuación (2). Al respecto, Baffes y Ajwad (1998) muestran que el diferencial
En (2),
En el marco metodológico del VEC, la estacionariedad del diferencial (p t−1 −β 1 Z t−1 ) implica la existencia de un mecanismo de corrección de errores (MCE), y por lo tanto, α 2 debe ser significativamente diferente de cero (Baffes y Ajward 1998). En este modelo, α 2 se interpreta como la trasmisión al precio interno, derivado de un cambio en el precio internacional ajustado por el tipo de cambio dentro del primer período, efecto conocido como de plazo corto. La característica más importante del modelo VEC se refiere a la interpretación del parámetro α 3, que da cuenta de cómo la diferencia entre los dos precios (el interno y el internacional ajustado por el tipo de cambio) es eliminada en cada período posterior, efecto que se conoce como corrección de error o velocidad de ajuste.
El coeficiente de plazo corto puede tomar cualquier valor, pero el de corrección de error debe estar entre 0 y 2 en valor absoluto. Entre más cerca esté el último a la unidad, mayor la velocidad de ajuste. Un valor simétrico con respecto a la unidad (por ejemplo 0.8 y 1.2) indica que la velocidad de ajuste es la misma, pero que la trayectoria difiere (monótona en el primer caso y oscilatoria en el segundo (Baffes y Ajwad 1998). La convergencia a plazo largo requiere, de forma necesaria y suficiente, que α 3 sea significativamente diferente de cero, sin ninguna condición sobre el parámetro α 2.
El modelo VEC es útil porque sus parámetros, o una función de éstos, tienen una interpretación directa en términos de los nexos entre los precios. El modelo ayuda a determinar si la ley de un solo precio funciona en determinado mercado y, además, saber a qué velocidad un precio interno se ajusta a cambios en el externo. De esta manera, si n es el período en el cual un porcentaje k de ajuste toma lugar (Baffes y Ajwad 1998), muestran que el ajuste acumulado en el período n es dado por: k=1−(1−α 2)(1−α 3) n . Es posible resolver para n la expresión anterior y queda:
La ecuación (3) se interpreta como el número de periodos requeridos para alcanzar un cierto porcentaje de ajuste k.
Resultados y discusión
De acuerdo con los resultados obtenidos en las pruebas de raíz unitaria ADF y PP, las series de precio doméstico e internacional del café son no estacionarias. Los valores del estadístico-t no permiten rechazar la hipótesis nula de raíz unitaria al 95 % de confianza (Cuadro 1). Este resultado sustentó el uso de la técnica de cointegración para estimar la relación entre los precios internacionales del café y los correspondientes nacionales. El análisis de los residuales para los diferentes modelos estimados (uno para cada subperiodo) muestra que los coeficientes tienen valores negativos y son estadísticamente significativos, es decir, los precios nacional e internacional están cointegrados (existe una relación de equilibrio de largo plazo) (Enders, 2003).
Cuadro 1 Raíz unitaria y cambio estructural en series de precios, 1981-2014.
| Periodos analizados | Retraso óptimo | Prueba ADF† | Prueba Z(rho) de PP¶ | Fecha de cambio estructural | Prueba Zivot-Andrews§ |
| Precio internacional (1981:12-2014:12) | 5 | -1.992 | -12.534 | 2000m02 | -4.275 |
| Precio internacional (2000:02-2014:12) | 10 | -2.839 | -13.032 | 2010m11 | -4.256 |
| Precio internacional (1981:01-1999:12) | 1 | -2.142 | -14.692 | 1994m5 | -4.777 |
| Precio internacional (1981:01-1994:04) | 1 | -1.992 | -11.339 | 1986m09 | -4.573 |
| Precio internacional (1994:06-2012:12) | 3 | -1.547 | -6.422 | 2000m09 | -4.589 |
| Precio en México (1981:01-2014:012) | 14 | -1.966 | -4.249 | 1986m12 | -3.589 |
| Precio en México (1987:01-2014:12) | 13 | -3.023 | -10.628 | 2000m12 | -4.178 |
| Precio en México (2000:02-2014:12) | 2 | -2.452 | -12.674 | 2002m12 | -4.25 |
| Precio en México (2003:01-2014:12) | 2 | -3.171 | -17.982 | 2005m12 | -4.971 |
| Precio en México (2006:01-2014:12) | 3 | -3.269 | -18.883 | 2010m12 | -5.003 |
† Valor crítico de la prueba ADF al 95 % de confianza: -3.425. ¶Valor crítico de la prueba Phillips-Perron al 95 % de confianza: -21.406. §Valor crítico de la prueba Zivot-Andrews al 95 % de confianza: -5.08
La prueba de Zivot y Andrews revela que la serie completa (1981:01-2014:12) muestra cambio estructural en varios periodos, por lo que para el análisis, ambas series se dividieron en varios subperiodos. Un cambio estructural en el precio internacional ocurrió en 1986, 1994, 2000 y 2010, y excepto en 1994, en estas mismas fechas, con una diferencia de dos o tres meses, se produce cambio estructural en la serie del precio de México (Cuadro 1).
La producción y exportación de café fueron reguladas en México de 1960 a 1989, periodo caracterizado por estabilidad de los precios y de los ingresos de los productores. La desregulación y desincorporación de INMECAFE fue en 1989, lo cual completó el esquema de cambio estructural iniciado en México, en 1983 (Salinas, 2000).
El precio del café tuvo la primera caída importante en 1985, se mantuvo hasta 1992, y fue alto de 1992 a 1997. Una situación transitoria de precios bajos se registró en el mercado internacional de 1998 a 1999 (150 a 85 dólares por 100 libras de “otro suaves”), a lo cual siguieron cotizaciones elevadas desde 2002 debido al clima, lo cual redujo la oferta y aumentó la demanda y llevó a otro cambio estructural en el mercado internacional y después en el mercado nacional.
Transmisión del precio y velocidad de ajuste
El análisis de los resultados muestra que en el periodo de 1981:01 a 2014:12 la elasticidad de transmisión del precio internacional al precio nacional fue 0.13, y que ante un movimiento en los precios internacionales, los precios nacionales tomaron 24 periodos en retornar a su nivel de equilibrio o tendencia de largo plazo. La elasticidad (α 2) indica que la transmisión de precios se modificó de forma creciente a través del periodo estudiado: de 0.39 entre 1981 a 1986 hasta 0.67 de 2000 a 2012 (Cuadro 2).
Cuadro 2 Relación de corto y largo plazo entre México y Estados Unidos.
| Periodo | Número de observaciones | α 2 | α 3 | R2 ajustada | DW† | 95 % de ajuste |
| 1981:01- 2014:12 | 407 | 0.134 | -0.123 | 0.195 | 2.166 | 23.893 |
| 1981:01-1986:12 | 60 | 0.394 | -0.073 | 0.144 | 2.303 | 32.773 |
| 1987:01-1994:05 | 89 | 0.531 | -0.18 | 0.116 | 2.412 | 11.282 |
| 1994:06-2000:01 | 141 | 0.581 | -0.317 | 0.136 | 2.308 | 5.576 |
| 2000:02-2010:11 | 131 | 0.671 | -0.324 | 0.133 | 2.307 | 4.812 |
| 2010:11-2014:12 | 61 | 0.598 | -3.322 | 0.141 | 2.131 | 5.566 |
† Estadístico de Durbin-Watson. Fuente: Elaborado con datos de SIAP-SAGARPA y la Organización Internacional del Café (ICO)
Los resultados mencionados son consistentes con lo reportado por Krivonos (2004), quien estudió la transmisión de precios entre el mercado internacional del café y mercados nacionales, incluso México, usando datos de precios de la Organización Internacional del Café (ICO, por sus siglas en inglés) y un modelo de corrección de errores. Él encontró que la transmisión de precios antes de 1993 (con políticas de intervención estatal) era menor que después de ese año (liberalización del mercado), mientras que las elasticidades de transmisión del precio fueron menores para el periodo previo (0.28) y el posterior (0.44) a la liberalización del mercado del café. En nuestro estudio los valores estimados fueron 0.35 y 0.61 para los periodos antes y después de las reformas. Una posible explicación de las diferencias es que el precio internacional en ambos estudios es el mismo, pero el precio recibido por los productores es diferente.
La principal coincidencia en ambos estudios es que para el café, los movimientos de los precios internacionales tienen una influyencia importante en los precios nacionales. Este resultado es similar al de Mundlak y Larson (1992) quienes realizaron un análisis empírico con datos de FAO para 58 países utilizando VEC y encontraron que los movimientos de los precios mundiales son el principal factor explicativo de las variaciones en los precios internos; los movimientos del precio internacional explican 68 % de las variaciones domésticas.
La velocidad de ajuste de los precios internos ante cambios en el precio externo está dada por el coeficiente α 3. Al inicio del periodo la velocidad de ajuste fue baja para los dos subperiodos anteriores a 1994, identificados como de intervención gubernamental en el mercado, y aumentó de forma creciente en los tres periodos después de 1994, lo cual indica que el precio doméstico dependió cada vez más del precio internacional. Este resultado no coincide el de Krivonos (2004), de que la velocidad de ajuste entre los dos periodos analizados cambió de -0.18 a -0.14 versus nuestros resultados de 0.18 a 0.32 que y además son consistentes con la teoría económica según la cual una transmisión de precios alta está relacionada con una velocidad de ajuste alta, y éstas se relacionan con mercados más eficientes (Barret, 2001).
El tiempo necesario para completar el retorno a la situación de equilibrio de largo plazo tuvo una modificación paulatina desde 1994. En el periodo de intervención estatal en los precios del café, los precios nacionales requirieron entre 11 y 32 periodos para completar su ajuste, pero en el periodo de liberalización se redujo hasta cinco periodos (Cuadro 2).
En varios estudios con análisis de cointegración se encontró que el precio doméstico del café fue más sensible a los cambios en los precios internacionales durante el periodo de liberalización comercial (abolición del sistema de cuotas de exportación), respecto al periodo de cuotas. Además, un choque en los precios internacionales tuvo impactos más persistentes durante el periodo de cuotas, respecto al periodo posterior (Lee y Gómez, 2013; Mofya-Mukuka y Abdulai, 2013; Worako et al., 2008; Krivonos, 2004).
La proporción del precio del café al productor en el precio del café mundial aumentó durante el periodo de reformas (Worako et al., 2008; Krivonos, 2004), lo cual implica que el margen de comercialización al productor aumentó en los países analizados en esos estudios. En México, la proporción del precio medio rural del café en el precio internacional fue 1.04 en el periodo de estabilización de precios (control de precios) y 0.83 en el periodo de liberalización de precios.
El proceso de liberalización comercial no contribuyó a mejorar las señales del mercado del café en México, por lo cual los productores mexicanos obtienen un margen menor respecto al precio internacional del café, en términos absolutos y relativos. Esto se puede deber a la falta de un sistema de información de mercado adecuado, la falta de acceso al crédito, los costos altos de comercialización (principalmente transporte), y los costos altos de transacción relacionados con la búsqueda de compradores y para hacer valer los contratos (AMECAFE, 2014).
La elasticidad precio de la demanda inelástica para el café significa que la caída en los precios internacionales conduce a menores ganancias por exportación (Hallam, 2004). En este sentido, el impacto de la variabilidad de los precios internacionales sobre los precios domésticos depende del tipo y de la velocidad de transmisión de precios. Este conocimiento permite diseñar medidas más efectivas de estabilización de precios o de acciones para mitigar los efectos negativos de la variabilidad de los precios internacionales.
En todos los modelos, los coeficientes fueron significativos (p≤0.05). Los supuestos del modelo se verificaron para confiar en los resultados de las regresiones realizadas. La prueba de Portmanteau (Box y Pierce, 1970) no rechazó la hipótesis nula de normalidad (probabilidad de Chi2=0.285). Sobre la presencia de heterocedasticidad, la prueba de Breusch-Pagan mostró que no se rechazó la hipótesis de varianza constante (Prob≥0.083) al 5 % de significancia. Las pruebas de ADF y PP mostraron que las series son I (1). Este hecho indirectamente prueba el supuesto de linealidad de las series, debido a que éstas, en su primera diferencia son estacionarias (media y varianza constante).
Esta investigación mostró empíricamente, por primera vez, que la liberalización del comercio del café, caracterizado por la abolición del sistema de cuotas de exportación, generó una mayor integración del mercado mexicano al internacional. También mostró una relación de largo plazo entre las series de precios, menores flujos de comercio, y un aumento en la velocidad de ajuste de los precios internos en respuesta a los cambios en el precio internacional, lo que implica una mayor integración comercial.
Las implicaciones de los resultados de nuestro estudio están en la dirección señalada por Zorya et al. (2014), Dawe (2009), y Timmer (2004) de que si la tendencia a largo plazo de los precios internacionales se transmite de manera lenta e imperfecta a los mercados nacionales, los consumidores y los productores toman decisiones basadas en precios que no representan sus costos sociales y beneficios reales y cualquier desviación importante y sostenido entre los precios nacionales y los internacionales conduce a ineficiencias y pérdidas de bienestar social.
Los productores de café podrían beneficiarse de arbitraje especial y su ingreso podría aumentar con mejores oportunidades de comercio e incentivos para producir. El hecho de que la velocidad de ajuste aumentó en el periodo de liberalización significa que los productores y los comerciantes pueden tomar decisiones más eficientes. Movimientos de los precios al alza, al igual que las de 2007-2009, afectan a los consumidores mexicanos en la cadena de suministro (procesador y consumidores finales), pero los productores primarios podrían beneficiarse. Sin embargo, la transmisión imperfecta en algunas zonas rurales de México se mantiene debido a varios factores, que incluyen la información de mercado inadecuada y la infraestructura de comercialización que causan costos altos de transacción. Esto pudo impedir que los aumentos en los precios del grano, en 2011, se reflejasen por completo en el ingreso de los productores.
Conclusiones
Los flujos de exportación de café de México hacia Estados Unidos y otros países han seguido una tendencia a la baja desde la abolición del sistema de cuotas de exportación, explicado principalmente por la disminución continua de los precios internacionales y nacionales, así como por la baja de la producción debido a menores rendimientos unitarios. La liberalización del comercio agrícola en México llevó a una mayor integración del mercado mexicano con el internacional. Una relación a largo plazo se identificó entre las series de precios de México y los internacionales y un aumento en la velocidad de ajuste de los precios al productor en México a los cambios en los precios internacionales. Esto implica que los productores de café sin instrumentos de coberturas son vulnerables a los cambios en el mercado internacional.
Los resultados de este estudio cobran relevancia a medida que la transmisión de los precios es más completa y rápida, y tiene efectos inmediatos (cinco a seis meses) sobre los precios de mercados relacionados, como los precios de la tierra, los del transporte, los salarios agrícolas, y el precio de los insumos.
