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Introducción
El subsector de ganado bovino en México es fundamental para el suministro de alimento y es un componente importante del Producto Interno Bruto (PIB) agropecuario (INEGI 2021a). Específicamente la carne de res, desde 2015, a diferencia de otras fuentes de proteínas, presenta estacionalidad en el consumo per cápita, con promedio de 15.3 kg persona−1 año−1 (COMECARNE 2021). En la última década, el valor nominal de la producción nacional de carne en canal aumentó, pasando de 21 362 a 28 114 millones de pesos. Esto podría explicarse principalmente por el incremento de los precios (INEGI 2021b). Además, en 2019, la crianza y explotación de animales representó una contribución al PIB agropecuario de 30.8% en términos reales (INEGI 2021b).
En las últimas dos décadas, la demanda de carne de res a nivel mundial aumentó, acompañada de un proceso de consolidación y concentración de la industria; donde las grandes empresas controlan el sacrificio y procesamiento de la cadena de suministro de carne de res (Bolotova 2022, Greenwood 2021). En México, la industria de ganado y carne también experimentó una rápida consolidación; al menos 30 empresas mexicanas se posicionaron como líderes en el mercado internacional de carne de bovina (Méndez et al. 2021). Simultáneamente, la volatilidad de los precios internacionales de granos y oleaginosas ha ocasionado aumentos de los precios de ganado y carne y una rápida transmisión de precios a los mercados internos reduciendo los ingresos reales de los consumidores (Baquedano y Liefert 2014). Estos cambios han modificado el carácter estructural del subsector de ganado bovino cárnico mexicano. Por una parte, emergió un pequeño número de empresas dinámicas y competitivas, con sistemas de financiamiento sólido, con mayor integración al mercado mundial y con mayor grado de concentración (Ríos y Castillo 2015); y por otra, ha dejado a la mayoría de los pequeños productores sujetos al rezago tecnológico y de innovación, por falta de apoyos al sector que limitan su competitividad (Méndez et al. 2021).
Los estudios de transmisión vertical de precios analizan la vinculación de precios verticales en la cadena de valor de un producto básico, mientras que los estudios de transmisión horizontal analizan la vinculación de precios entre mercados espaciales y diferentes productos básicos (Gizaw et al. 2021). El análisis de transmisión vertical y horizontal de precios a lo largo de la cadena se realiza para conocer el funcionamiento, la integración y el grado de competencia de los mercados agroalimentarios (Bakucs y Ferto˝ 2005). En la literatura se reportan diversas causas posibles para la transmisión asimétrica, entre ellas; el poder de mercado, venta al por menor, costos menú, prácticas de ajuste de inventarios, intervención del gobierno, e inercia de consumo (Meyer y Cramon- Taubadel 2004, Ogundeji y Maré 2020). Cuando existe transmisión asimétrica, el Estado puede tener un rol de regulador, actuando para corregir fallas de mercado, promover el desarrollo y garantizar el bienestar social (León 2021).
En México, tres de los estados más importantes en la producción de ganado y carne son Veracruz, Jalisco y Estado de México. Los dos primeros tienen la mayor contribución a la oferta de ganado en pie y carne a nivel nacional (24.9%), mientras que el Estado de México se enfoca en la finalización en corrales de engorda y tiene el mayor número de rastros TIF. Entre los factores que impactan los precios del ganado y de la carne al detalle esta la incorporación de servicios de comercialización, mejoras tecnológicas, impuestos, aspectos climatológicos, gustos y preferencias, y el incremento de precios de los insumos a nivel de la producción. Asimismo, otro factor preponderante que condiciona la oferta es la variación de los precios relativos de bienes de consumo suplementarios como la carne de pollo y de cerdo, donde los consumidores son motivados a sustituir el bien que se ha incrementado en precio por otro más barato, ejerciendo un efecto de sustitución llamado transición nutricional (Milford et al. 2019).
En este sentido, existe preocupación, por parte de los productores de ganado, debido a que las empresas empacadoras y comercializadoras parecen tácitamente fijar, disminuir y estabilizar los precios del ganado en pie y de cortes de carne que les son pagados a los productores debido a que no se benefician de los aumentos de precios o no les transfieren todo el aumento (Bolotova 2022). Desde la perspectiva del consumidor, existe la preocupación de que los precios minoristas y mayoristas de la carne son rígidos o tardan en responder a las caídas de los precios a diferencia de los aumentos y en consecuencia se les transfieren más rápidamente (Pozo et al. 2021) lo que genera márgenes de comercialización pequeños y puede reducir el ingreso real de los productores. La hipótesis de esta investigación fue que existe asimetría en la transmisión de precios en la cadena bovino carne en las principales regiones productoras- consumidoras de México. Por lo que, el objetivo fue analizar el comportamiento y tipo de transmisión de precios a lo largo de la cadena de producción y entre regiones separadas espacialmente, de ganado en pie y carne de bovino, en los estados de Veracruz, Jalisco y Estado de México.
Materiales y métodos
Para estimar la elasticidad de la transmisión de precios vertical y espacial se construyó una base de datos de series de tiempo de los estados que tenían series completas, para el periodo 2003:12 a 2020:12, de precios mensuales de becerro y carne en canal de bovino (Veracruz, Jalisco y México). La fuente fue el Sistema Nacional de Información de Mercados (SNIIM 2019). Los datos fueron ajustados por el índice nacional de precios al productor (INPP) y al consumidor (INPC) (INEGI 2021c) y transformados a logaritmos naturales para estimar un Modelo de Corrección del Vector de Error (MCVE), dado que con esta transformación los coeficientes (β’s) del modelo se interpretan como elasticidades de transmisión.
El primer paso del análisis consistió en identificar si las series son estacionarias o no, es decir, si presentan una media o una varianza que cambia con el tiempo o ambas. La verificación del orden de integración de cada serie se realizó con la prueba de raíz unitaria Aumentada de Dickey Fuller (ADF) y la prueba de Phillips-Perron (PP) que incluye valores rezagados para evitar que el término de error no esté serialmente correlacionado (Dickey y Fuller 1981, Phillips y Perron 1988). Dado lo anterior, se determinó que la media o varianza no eran constantes y, por lo tanto, se confirmó la existencia de raíz unitaria (series no estacionarias).
El siguiente paso de este estudio fue detectar cointegración, que permite determinar la posible existencia de una relación de equilibrio a largo plazo entre las series de tiempo. La prueba de cointegración usada fue la de Engle y Granger (1987) y la de Johansen (1991). Se probó para tres combi- naciones de precios de los estados estudiados (regiones separadas espacialmente), denotadas como variables dependientes-independientes: Veracruz- México, Veracruz-Jalisco y México-Jalisco. Las combinaciones fueron determinadas mediante la prueba de causalidad de Granger (Cih et al. 2013). Se dice que dos variables están cointegradas si cada una es un proceso I(1), pero una combinación lineal de ellas es un proceso I(0). La prueba de dos pasos de Engle y Granger (Labra-Hernández et al. 2017) permite estimar la relación de equilibrio a largo plazo obteniendo a ecuación, de la siguiente forma:
Para el modelo de transmisión de precios espacial, se estimó la representación de Engle y Granger (1987) del modelo de vector de corrección de errores en notación estándar definido en la ecuación:
Para estimar el MCVE de transmisión de precios vertical se utilizó nuevamente el modelo propuesto por Engle y Granger (1987) descrito en la ecuación:
Para finalmente probar la transmisión asimétrica entre variables cointegradas, se segmentó TCE (modificación propuesta por Granger y Lee (1989) en . TCE+ y TCE−, estimándose:
Para probar hipótesis nula de simetría
Resultados
Prueba de raíz unitaria
Los estadísticos de prueba de los modelos ADF y PP de las series de precios para cada nivel de la cadena de comercialización de carne en los estados de Veracruz, Jalisco y México (Tabla 1), son claramente más pequeñas al estadístico-t al 95% de confianza, por lo tanto, no se rechazan las hipótesis nulas de presencia de raíz unitaria, mostrando que las series de precios son no estacionarias.
Tabla 1 Prueba ADF y PP en series de precios bovino y carne.
| Estado | Series de Precios | ADF | 5% valor crítico | PP | 5% valor crítico |
|---|---|---|---|---|---|
| Precio Jalisco | Productor | -1.899 | -3.431 | -2.303 | -3.431 |
| Distribuidor | -1.692 | -3.431 | -1.895 | -3.431 | |
| Consumidor | -1.953 | -3.431 | -2.470 | -3.431 | |
| Precio México | Productor | 2.774 | -3.431 | -3.232 | -3.431 |
| Distribuidor | -11.310 | -3.431 | -11.726 | -3.431 | |
| Consumidor | -1.773 | -3.431 | -2.223 | -3.431 | |
| Precio Veracruz | Productor | -2.390 | -3.431 | -2.789 | -3.431 |
| Distribuidor | -2.275 | -3.431 | -2.343 | -3.431 | |
| Consumidor | -2.258 | -3.431 | -2.459 | -3.431 |
Transmisión espacial de precios
Los resultados mostraron que las series Veracruz-México, Veracruz-Jalisco y México-Jalisco de precios son procesos integrados de orden I (1); los coeficientes de los residuales de cada una de las tres regresiones presentaron coeficientes negativos y fueron significativos (p ≤ 0.05) al 95% de confianza. Por lo tanto, los precios responden a los desequilibrios y confirman la existencia de una relación de largo plazo.
Los coeficientes de los precios al productor (PPr) en los mercados de México, Veracruz y Jalisco (Tabla 2) revelaron que los cambios de precio se transmiten de manera simétrica, por lo que se presume de un comportamiento eficiente entre los mercados de Jalisco y México con un coeficiente negativo del TCE (-0.053), y significativo al 5% (p ≤ 0.05).
Tabla 2 MCVE, modelo espacial.
| Variable | México-Jalisco | Veracruz-México | Veracruz-Jalisco |
|---|---|---|---|
| β jt−1 | 0.096 | -0.060 | 0.163* |
| β jt−2 | -0.086 | 0.063 | 0.056 |
| β jt−3 | - | 0.208** | - |
| β jt−4 | - | 0.155 | - |
| βit−1 | 0.383** | 0.172** | 0.232** |
| βit−2 | -0.101 | -0.021 | 0.002 |
| βit−3 | - | -0.027 | - |
| βit−4 | - | -0.022 | - |
| TCE t−1 | -0.053** | - | - |
|
|
- | -0.047 | 0.055 |
|
|
- | -0.065* | -0.076* |
| Constant | 0.0039 | 0.0001 | 0.0023 |
| DW test | 0.3128 | 0.2464 | 0.4469 |
| R2 | 0.1656 | 0.1510 | 0.1044 |
| Test |
- | 0.2857 | 0.1111 |
| Test |
- | 0.7812 | 0.7510 |
*Significativo al 10%, **Significativo al 5%.
Para los mercados de México y Veracruz, y Jalisco y Veracruz, éstos presentan asimetría, ya que al segmentar el TCE en positivos (aumentos) y negativos (disminuciones) los coeficientes fueron de -0.06 y de -0.08, y significativos (p ≤ 0.10). Los valores de los coeficientes del TCE− sugieren un ajuste lento de los precios al productor hacia el equilibrio a largo plazo. La transmisión de precios de México a Veracruz presentó cuatro rezagos para realizar transmisiones. Las pruebas F de la hipótesis nula de simetría
Transmisión vertical de precios
Los valores de los coeficientes (Tabla 3) de los términos de corrección de error (TCE) son negativos y significativos (p ≤ 0.05). Un cambio en el precio del distribuidor (PDi) de Veracruz afecta tanto al precio del productor (PPr) como al consumidor (PCo). Los valores del estadístico F para la prueba de la hipótesis nula de simetría
Tabla 3 MCVE; modelo vertical, Veracruz.
| Variable | PPr-PDi | Error Estándar | t | PCo-PDi | Error Estándar | t |
|---|---|---|---|---|---|---|
|
|
0.003 | 0.127 | 0.020 | 0.037 | 0.093 | 0.390 |
|
|
0.063 | 0.114 | 0.560 | 0.099 | 0.063 | 1.560 |
|
|
0.223 | 0.065 | 3.450 | - | - | - |
|
|
-0.002 | 0.064 | -0.040 | - | - | - |
|
|
-0.094 | 0.050 | -1.870 | -0.007 | 0.034 | -0.210 |
|
|
-0.089 | 0.041 | -2.160** | -0.207 | 0.061 | -3.380** |
| Constant | 0.002 | 0.003 | 0.600 | -0.004 | 0.003 | -1.240 |
|
|
0.304 | 0.129 | 2.360 | 0.289 | 0.098 | 2.970 |
|
|
0.305 | 0.130 | 2.360 | 0.291 | 0.098 | 2.980 |
| DW test | 0.281 | 0.007 | ||||
| R2 | 0.133 | 0.116 | ||||
|
|
0.229 | 0.044 | ||||
|
|
0.942 | 0.017 |
t: valor de t, *Significativo al 10%, **Significativo al 5%
Tabla 4 MCVE; modelo vertical, Jalisco.
| Variable | PDi-PCo | Error Estándar | t | PPr-PDi | Error Estándar | t |
|---|---|---|---|---|---|---|
|
|
0.080 | 0.074 | 1.090 | 0.063 | 0.081 | 0.780 |
|
|
-0.016 | 0.071 | 0.220 | -0.013 | 0.081 | -0.160 |
|
|
0.075 | 0.066 | 1.150 | 0.356 | 0.065 | 5.440 |
|
|
0.066 | 0.065 | 1.010 | -0.106 | 0.066 | -1.620 |
|
|
-0.029 | 0.016 | -1.860* | - | - | - |
|
|
- | - | - | -0.066 | 0.032 | -2.070** |
|
|
- | - | - | -0.002 | 0.023 | -0.100 |
| Constant | 0.004 | 0.002 | 2.480 | 0.007 | 0.003 | 2.400 |
|
|
- | - | - | -0.030 | 0.082 | -0.360 |
|
|
- | - | - | -0.029 | 0.082 | -0.350 |
| DW test | 0.946 | 0.594 | ||||
| R2 | 0.032 | 0.129 | ||||
|
|
- | 0.466 | ||||
|
|
- | 0.171 |
t: valor de t, *Significativo al 10%, **Significativo al 5%
Para el caso del Estado de México, los resultados del MCVE (Tabla 5) muestran que en los niveles del productor al distribuidor y del distribuidor al consumidor la transmisión de precios es asimétrica. El
Tabla 5 MCVE; modelo vertical, México.
| Variable | PDi-PPr | Error | t | PCo-PDi | Error | t |
|---|---|---|---|---|---|---|
|
|
-0.026 | 0.421 | -0.060 | 0.013 | 0.009 | 1.490 |
|
|
0.045 | 0.383 | 0.120 | 0.019 | 0.006 | 3.020 |
|
|
-0.014 | 0.091 | -0.160 | 0.419 | 0.063 | 6.640 |
|
|
-0.006 | 0.067 | -0.090 | -0.115 | 0.063 | -1.820 |
|
|
0.572 | 0.296 | 1.930 | 0.005 | 0.014 | 0.370 |
|
|
-0.940 | 0.111 | -8.450** | -0.068 | 0.027 | -2.510** |
| Constant | -0.040 | 0.014 | -2.850 | 0.001 | 0.001 | 1.070 |
|
|
0.412 | 0.414 | 0.990 | 0.004 | 0.007 | 0.580 |
|
|
0.412 | 0.416 | 0.990 | 0.003 | 0.007 | 0.430 |
| DW test | 0.557 | 0.764 | ||||
|
|
0.472 | 0.226 | ||||
|
|
0.923 | 0.023 | ||||
|
|
0.000 | 0.029 |
t: valor de t, Error: error estándar, *Significativo al 10%, **Significativo al 5%
Discusión
Prueba de raíz unitaria
Los resultados de la prueba de raíz unitaria fueron similares a los reportados por Moon y Seok (2021) para ganado y carne de bovino. Estudios previos en el mercado húngaro y turco de carne de vacuno también encontraron una relación de equilibrio a largo plazo o un vector de cointegración para cada par de precios de bovino en pie y carne en canal (Bölük y Karaman 2017). La existencia de la relación de largo plazo también se constató con la prueba de Johansen (1991) cuya hipótesis se basa en el estadístico de la traza (Dong et al. 2018) con resultados en la misma dirección.
Transmisión espacial de precios
Para la transmisión espacial de precios Castro-Samano et al. (2019) encontraron evidencias similares de que el mercado mayorista de la carne de bovino en México tiene un comportamiento de competencia imperfecta. En el eslabón de la cadena de comercialización productor-procesador, encontraron asimetría en la transmisión de precios entre productores y procesadores; ya que los minoristas responden más rápidamente a los shocks que reducen su margen que a los que los amplían (Ogundeji y Maré 2020).
Transmisión vertical de precios
El análisis de la asimetría en la transmisión de precios entre los diferentes niveles de una cadena de comercialización puede rechazar o aceptar la sospecha de que los intermediarios de ganado y procesadores de carne de bovino ejercen poder de mercado sobre los ganaderos y de mantener los precios del ganado por debajo de un nivel competitivo para obtener mayores ganancias y perjudicar las de los ganaderos, generando competencia imperfecta (Fu et al. 2021).
Al respecto, Veracruz se caracteriza por un sistema de empresas grandes de finalización en corrales de engorda y carne en canal para abasto dirigidos al Distrito Federal y al área metropolitana y para consumo local; es el principal estado dedicado a la producción, en 2019 alcanzó 264 031 t, que representó 13.03% a nivel nacional, que se distribuyeron a procesadoras y empacadoras de carne de res. Un pequeño porcentaje de la producción de becerro destetado o algunos cortes son destinados para exportaciones, que se basan en satisfacer los gustos, preferencias y requerimientos de los mercados internacionales. En este sentido, la existencia de transmisión asimétrica puede estar influida por la concentración de la oferta y por información incompleta de precios a lo largo de la cadena de valor, ya que México no cuenta con datos periódicos de precios, para los diferentes eslabones de la cadena. Al respecto, Ríos y Castillo (2015) opinan que los cambios en la participación ganadera a favor de la carne fresca y congelada, en detrimento de la participación de las exportaciones de ganado en pie, son ejemplo de una mayor dinámica productiva y de generación de mayor valor agregado en manos de muy pocas empresas.
Los resultados de Jalisco están en la línea de los reportados por Ogundeji y Maré (2020) y confirman que existe transmisión asimétrica de precios entre el productor y el minorista. Además, SENASICA (2020) resalta que el ganado proviene de 20 entidades de la República Mexicana, entre las que destaca Jalisco, estado que ha ligado el proceso de producción de carne a métodos internacionales de certificación y estandarización con la implementación de rastros TIF y que le ha permitido incursionar o ampliar su participación en los mercados internacionales (Ríos y Castillo 2015). En este sentido, el dinamismo de la agroindustria cárnica mexicana destinada a los mercados de exportación se ve estimulada bajo el procesamiento de inspección federal con una venta cada vez mayor de cortes primarios de la canal semejantes a cortes de estilo español, especialmente a través de supermercados y restaurantes, causando cambios significativos en la infraestructura de mercado y especialización de productos dentro de la industria (Parra-Bracamonte et al. 2020). Así, empresas líderes en el mercado de carne de bovino como Consorcio Dipcen; Procesadora y Empacadora de Carnes del Norte; Rancho el 17 y SuKarne han logrado insertarse en mercados extranjeros basándose en la implementación de los protocolos sanitarios, de inocuidad y certificaciones exigidos por esos mercados, que finalmente benefician a los consumidores (Méndez et al. 2021).
El Estado de México se caracteriza por un sistema que va desde la producción de vaca-becerro, transformación y comercialización de cortes para consumo local. La producción de carne de bovino de engorda en confinamiento es un sector altamente consumidor de granos, concentrados, sales minerales y complementos; la alimentación juega un papel fundamental en los costos de producción, dado que representa del 75 al 80% (Castro-Samano et al. 2019). Este tipo de alimentación es uno de los factores que más afectan la rentabilidad de una explotación de bovino para carne y, desde luego, a la oferta del producto. Los incrementos de precios de insumos a nivel producción impactan de forma directa en los precios de las presentaciones de carne al detalle (Martínez-Damián y González-Estrada 2013). Estos incrementos en los costos menú podrían ser uno de los factores que explican la asimetría entre los diferentes niveles del mercado de ganado y carne de bovino. El análisis de Benítez-Ramírez et al. (2010) sobre los factores que afectan el mercado de carne bovina en México demostró que a medida que el precio de importación de la carne deshuesada disminuye, se reduce la oferta nacional y aumenta la demanda, creando condiciones para mayores importaciones, lo cual perjudica a la industria nacional y beneficia a los consumidores.
Algunos autores señalan que existen diversos factores que influyen en estos resultados: (i) La estructura de las elevadas importaciones mexicanas de carne de bovino para lograr satisfacer el consumo interno y la exportación de carne de bovino, altamente concentrada; (ii) El poder de mercado, que la empresa SuKarne ha logrado desarrollar en México, con la participación del 70% en las exportaciones de carne (Vargas et al. 2014, Castro-Samano et al. 2019); (iii) Costos de ajustes que se refieren a que los incrementos de precios de insumos, costos de mercadeo, transporte y servicios de información de mercado impactan y contribuyen directamente al alza de los precios; (iv) Información asimétrica o imperfecta que fluye entre los participantes a lo largo de la cadena depende de la capacidad de cada actor para controlar la información de precios en un mercado (Komalawati et al. 2021) e (v) Intervención ineficaz de gobierno como regulador se ve reflejada en una baja competitividad del sector. La falta de acompañamiento al subsector ganadero se muestra con políticas agropecuarias de carácter paliativo que no se orientan al fortalecimiento de la competitividad de la actividad, progresiva desgravación arancelaria, en detrimento de los productores nacionales (Méndez et al. 2021).
En este sentido, como lo menciona Puebla et al. (2018) en México, dada la importancia económica del sector, se exige que el gobierno ponga mayor atención en la definición de políticas que incentiven una participación más eficiente y competitiva. México podría monitorear el comportamiento de la transmisión de precios por medio de la COFECE, a través de estudios para comprender el desempeño de los mercados y buscar que la actividad cárnica sea más competitiva.
Conclusiones
Se confirma la asimetría en la transmisión de precios entre regiones y niveles de los mercados de Jalisco, México y Veracruz, ocasionada por un alto grado de concentración de la producción, transformación y comercialización de ganado en pie y carne bovina. La asimetría en la transmisión de los precios si bien es moderada, es señal que debe monitorearse por parte del estado, como regulador del bienestar de productores y consumidores. Se requiere precisar los factores que influyen en la transmisión asimétrica de la cadena porque estos influyen en el nivel y el comportamiento de los precios en los mercados, y son determinantes importantes del bienestar del consumidor y de la eficiencia del mercado, además de que pueden ayudar a mitigar la pérdida de competitividad del sector y apoyar el diseño de políticas económicas en beneficio del sub-sector, especialmente a productores primarios.
