Introducción ¹

El agostadero es el ecosistemas que sostiene a la actividad ganadera extensiva en México (^{Instituto Nacional de Ecología [INE], 1994}) y del cual se obtienen diferentes servicios ecosistémicos (SE) como, por ejemplo: los de aprovisionamiento de alimentos, agua, madera, combustibles, fibras, plantas medicinales y vertebrados silvestres e insectos comestibles; los de regulación del clima, suelo, nutrientes y polinización; los de tipo cultural, recreativos y educativos; y los de soporte al funcionamiento del ecosistema y sus servicios (^{Balvanera y Cotler, 2009}; ^{Millennium Ecosystem Assessment [MEA], 2005}). Al mismo tiempo, el agostadero es el hábitat de numerosas especies endémicas y lugar donde diversas actividades económicas, como la ganadería, rivalizan por los recursos naturales (^{Balvanera y Cotler, 2009}; ^{Peña-Mondragón y Castillo, 2013}; ^{Rosas-Rosas, Bende y Valdez, 2008}).

En este ecosistema, los ganaderos son los actores directos entre el manejo, la conservación y los beneficios del agostadero (^{Ma y Coppock, 2012}). Por ello, el conocer cómo estos actores entienden su relación con el ecosistema y las actitudes en torno a su manejo, resulta importante para incidir en las percepciones negativas sobre la biodiversidad e identificar rutas de acción (^{Briseño, Iñiguez y Ravera, 2016}; ^{Reading, Miller y Kellert, 1999}; ^{Sliwinski, Bubach, Powell y Schacht, 2018a}; ^{Villamagua, 2017}). Así, a través de las actitudes, se conoce el sentir de los ganaderos en relación con las problemáticas, preocupaciones y exigencias impuestas por la conservación; y se destacan los factores que influyen en los objetivos y preferencias económicas y/o ambientales (^{Sliwinski et al., 2018a}).

Sonora es una entidad con un importante sector agropecuario, el cual aportó entre el 5.5 % y 6.8 % del Producto Interno Bruto Estatal (PIBE) en el periodo 2003-2018, con un crecimiento real anual de 3.4 % (^{Instituto Nacional de Estadística y Geografía [Inegi], 2019}); particularmente, el valor de la producción ganadera creció a una tasa real anual de 16.1 % en el mismo periodo (^{Secretaría de Agricultura y Desarrollo Rural [Sader], s. f.}). Sin embargo, el aprovechamiento de recursos naturales involucra no solo un desempeño económico positivo, sino también, el mantener la sostenibilidad del sistema pecuario; por ello, el manejo y la conservación de los agostaderos resulta una estrategia pertinente, tanto en Sonora (^{Alcalá-Galván, Barraza-Guardado, AyalaÁlvarez y Rueda-Puente, 2018}) como en otras regiones de México (^{Echavarría, Medina, Gutiérrez y Serna, 2004}; ^{Negrete-Sánchez, Aguirre-Rivera, Pinos-Rodríguez y Reyes-Hernández, 2016}), donde se conjuga la práctica de la ganadería extensiva y otras problemáticas de gran relevancia, como la sequía y su impacto sobre los ecosistemas.

A escala regional se identifican dos sistemas de producción agropecuaria en Sonora: 1) la zona costera, con agricultura de riego y ganadería intensiva; y 2) la zona serrana, con agricultura de temporal y de riego, orientada a la siembra de forrajes, y con una ganadería bovina extensiva, como principal actividad económica (^{Secretaría de Agricultura, Ganadería, Recursos Hidráulicos, Pesca y Acuacultura [Sagarhpa], 2016, p. 5}). En la Región Río Sonora, localizada en la zona serrana, es notoria la sobreexplotación del suelo y de los recursos hídricos que ponen en riesgo la sostenibilidad del sistema pecuario (^{Alcalá-Galván et al., 2018}; ^{Balvanera y Cotler, 2009}; ^{López, 2001}; ^{Sagarhpa, 2016}; ^{Vega-Granillo, Cirett-Galán, de la Parra-Velasco y Zavala-Juárez, 2011}).

El agostadero, sin embargo, no solo debe verse como el sitio de producción de alimento para el ganado, sino como proveedor de una amplia gama de SE de aprovisionamiento. Al ser estos servicios los que proporcionan, en parte, el sustento básico de la vida humana, los esfuerzos por asegurar la producción del agostadero estarán guiando las actividades productivas y económicas de los productores pecuarios (^{Balvanera y Cotler, 2009}). En el caso de la Región Río Sonora, los SE del agostadero se relacionan con la provisión de alimentos silvícolas, obtención de leña, maderas y chiltepín (^{Alcalá-Galván et al., 2018}; ^{Araiza, Araiza y Martínez, 2011}; ^{Bañuelos, Salido y Gardea, 2008}; ^{López, 2001}); también se asocian con servicios culturales y recreativos (^{Salido et al., 2009}; ^{Bañuelos et al., 2008}).

Así, el reconocimiento de los SE que ofrece el agostadero, los cuales constituyen un activo o capital ambiental (^{Field y Field, 2003}), permite dimensionar los efectos de una pérdida del ecosistema y los posibles impactos sobre las comunidades rurales. Desde esta perspectiva, el estudio de las actitudes ayuda a conocer la disposición de los actores por la conservación de los ecosistemas. Sin embargo, esta perspectiva implica vincular las percepciones y los contextos donde éstas se construyen; desafortunadamente poco se conoce sobre la relación entre estas actitudes y las variables de contexto (e.g. demográficas, sociales, económicas) para los ganaderos del río Sonora y que, en consecuencia, permitan delinear estrategias para tal propósito.

Por lo anterior, el objetivo es identificar los factores que determinan una actitud positiva, por parte de los ganaderos, hacia la conservación del agostadero en el río Sonora, México; de modo que, en este estudio, se analiza la relación entre dichas actitudes con las características sociodemográficas del productor y de su capacidad de producción, así como con la percepción de los servicios ecosistémicos (SE) de aprovisionamiento de esta unidad productiva. El estudio tiene un carácter exploratorio y busca contribuir a la valoración ambiental desde el enfoque de las percepciones, actitudes y opiniones de los actores.

Considerando que se retoma la encuesta a ganaderos del río Sonora, aplicada por ^{Castro (2019)}, el área de estudio se integra por los municipios de Bacoachi, Arizpe, Banámichi, Huépac, San Felipe de Jesús, Aconchi y Baviácora. A esta región se le denominó “cuenca submedia del río Sonora” pues tales municipios conforman la cuenca media del río Sonora (^{Pineda, Moreno, Salazar y Lutz, 2014}), pero se excluye al municipio de Ures, a fin de concentrar el estudio en una región más homogénea en términos fisiográficos y de producción pecuaria (^{Castro, 2020}).

Marco de referencia

Una actitud es una predisposición interiorizada que conduce a responder de cierta manera sobre un objeto, y se asume que ésta influye en el comportamiento probable que las personas toman frente al objeto de dicha actitud (^{García, Aguilera y Castillo, 2011}; ^{Paulin, 1999}). Aunque la actitud no siempre explica la conducta de las personas, existe una relación recíproca entre ambas; ya que las actitudes llevadas a la realidad reflejan un cierto tipo de conducta (^{Castro 2001}, citando a Bolívar 1995). Así, en lo ambiental, las actitudes influyen en la conducta de las personas afectando, en uno u otro sentido, los recursos naturales (^{Castro, 2001}).

El estudio de las actitudes ambientales, en el sector agropecuario, se realiza desde diferentes frentes, a partir de: el análisis de oportunidades de mercado (^{Gracia y Zeballos, 2011}), la disposición a participar en programas de cuidado ambiental o de conservación (DAPP, por sus siglas en inglés) (^{Bartkowski y Bartke, 2018}; ^{Wossink y van Wenum, 2003}), la disposición al pago por SE (DAP, por sus siglas en inglés) (^{Briseño et al., 2016}); así como en la evaluación de la política de cuidado y gestión de recursos naturales (^{Chen y Zhou, 2016}; ^{Krom, 2017}; ^{Müller et al., 2019}).

Asimismo, la literatura en este campo de estudio identifica una serie de determinantes que guardan relación con la actitud ambiental. Por ejemplo, en algunos trabajos se relaciona el contexto sociodemográfico y las características de la unidad productiva con la actitud por la conservación y la percepción de los SE (^{Ma, Swinton, Lupi y Jolejole-Foreman, 2012}; ^{Thornton y Quinn, 2010}; ^{Villamagua, 2017}; ^{Zhu, Guan y Wei, 2016}). En estos estudios, el contexto sociodemográfico es abordado, comúnmente, a partir de la influencia de variables como la edad, el sexo, la escolaridad y la etnicidad. Mientras que, la influencia de las características de las unidades productivas se ha medido a través del tamaño o la capacidad productiva, las formas de organización del trabajo o de explotación de la unidad productiva.

^{Thornton y Quinn (2010)} estudiaron las actitudes hacia los pumas en Canadá, sus hallazgos identifican una actitud negativa en las mujeres, madres, con bajo conocimiento sobre pumas y menores de 30 años, quienes se asumían propensas a un ataque. En pastizales de Utah, ^{Ranglack, Durham y du Toit (2015)} contrastan las percepciones de ganaderos en relación con los impactos entre liebres y bisontes, estos últimos percibidos equivocadamente como una amenaza. Por su parte, ^{Reading et al. (1999)} señala una actitud negativa hacia los perritos de la pradera, por parte de pobladores rurales y productores ganaderos.

En relación con la experiencia de ganaderos y silvicultores en Sonora, ^{Ibarra, Moreno, Martín, Denogean y Gerlach (2005)} mencionaron que quienes tienen capacidad económica, modifican la vegetación y facilitan el manejo de las áreas de pastoreo cultivado. Por su parte, ^{López, Solís, Murrieta y López (2009)} estudiaron la percepción de los ganaderos sobre la sequía, destacando diferencias de opinión según productor (i.e. privado o comunero) y sus capacidades técnicas; así como el comportamiento en el manejo de la vegetación. Al respecto, ^{López (2001)} señaló que las creencias que se tienen sobre el crecimiento de la vegetación en los agostaderos de Sonora son, en parte, responsables de su mal manejo.

Área de estudio

Los municipios de Bacoachi, Arizpe, Banámichi, Huépac, San Felipe de Jesús, Aconchi y Baviácora integran el área de estudio, la cual se ubica en la provincia fisiográfica de la Sierra Madre Occidental, en el estado de Sonora, México (^{Secretaría de Medio Ambiente y Recursos Naturales [Semarnat], Consejo Nacional del Agua [Conagua] Centro en Investigación en Alimentos y Desarrollo [CIAD], 2013}). Esta se localiza en la cuenca media del río Sonora, entre los ríos Bacánuchi, Bacoachi y Sonora, siendo este último el principal afluente (véase Figura 1). El área pertenece a la región hidrológica Noroeste, considerada de alta presión hídrica, por lo que el uso del agua superficial es del 100 % (^{Pineda et al., 2014}).

Fuente: elaboración propia con datos de la capa Tipos de Vegetación y Usos del Suelo, Serie VI de Inegi, año 2016; disponibles para su descarga a través del Sistema Nacional de Información sobre Biodiversidad (SNIB) de México (^{Conabio, 2020})

Figura 1 Localización y recursos en los municipios de la cuenca del río Sonora. 

La zona se caracteriza por climas secos a semisecos y semifríos a templados, además con la elevación de la altitud aumentan las precipitaciones, que ocurren en verano (^{Vega-Granillo et al., 2011}; ^{Semarnat et al., 2013}). Estas condiciones influyen en la variada vegetación, que va de bosques de encino y pino-encino, en lo alto de la cuenca del río Sonora, a matorrales en alturas más bajas (véase Figura 1); favoreciendo la recolección silvícola y de leña (^{Araiza et al., 2011}; ^{Bañuelos et al., 2008}; ^{López, 2001}). Estas condiciones físicas y vegetativas, así como los flujos de agua, favorecen al hábitat de diferentes especies de mamíferos, réptiles y aves (^{Salido et al., 2009}; ^{Semarnat et al., 2013}), la creación de 17 Unidades para la Conservación, Manejo y Aprovechamiento Sustentable de Vida Silvestre (UMA) y el Área de Protección de Flora y Fauna Bavispe, la cual colinda con el municipio de Bacoachi (^{Comisión Nacional para el Uso de la Biodiversidad [Conabio], 2020}).

La ganadería representa una de las principales actividades económicas en la zona de estudio, ya que se adaptó a las condiciones topográficas y edafológicas que, en cambio, limitan la agricultura hacia los márgenes del río Sonora (véase Figura 1). La superficie de uso agropecuario en la cuenca submedia fue de 795 630 hectáreas en 2018, de las cuales el 97.6 % fueron de uso ganadero, 1.1 % de uso agrícola y el 1.3 % se destinaron a otros usos; además el uso ganadero de la superficie fue mayor en esta región que el registrado a nivel entidad, que ascendió a 86.8 % en el mismo año (^{Sagarhpa, s. f}). Asimismo, la ganadería en la región depende de los agostaderos y en una mínima parte de praderas cultivadas (Ibídem.). Por otro lado, el valor de la producción agropecuaria (i.e. agrícola y ganadera), en la región de estudio, ascendió a 1 140 millones de pesos, en 2018, de los cuales el 73 % tuvo un origen pecuario; a nivel municipal, Arizpe concentró el 35.6 % del valor total de la producción agropecuaria (véase Figura 2).

Fuente: elaboración con datos del Servicio de Información Agroalimentaria y Pesquera (SIAP) (^{Sader, s. f.}).

Figura 2 Participación municipal en el valor de la producción agropecuaria de la cuenca submedia del río Sonora, 2018.  

La población en el área fue de 13 245 habitantes en 2015 (^{Consejo Estatal de Población [Coespo], 2015}); sin embargo, esta y otras regiones en la sierra de Sonora se caracterizan por un estancamiento del crecimiento demográfico y un rápido envejecimiento de la población (^{Castro, 2015}; ^{Salido et al., 2009}). En 2015, la población ocupada ascendió a 3 314 personas y alrededor del 27.6 % se empleó en actividades agropecuarias (i.e. agricultura y ganadería), mientras que en Sonora este porcentaje fue del 12.0 %; además las actividades agropecuarias son de mayor importancia en la parte alta de la cuenca, particularmente en Bacoachi y Arizpe (véase Figura 3).

Fuente: elaboración en base a los Indicadores Demográficos y Socioeconómicos de los Municipios (^{Coespo, 2015}).

Figura 3 Distribución porcentual de la población ocupada por sector de actividad económica, 2015. 

Metodología

Se retoma la base de datos de la Encuesta de opinión y valoración subjetiva de los agostaderos de la cuenca submedia del río Sonora (^{Castro, 2019}), la cual consideró el marco muestral de la Encuesta Intercensal 2015 (^{Inegi, 2016}), con un universo de 108 ganaderos patrones o autoempleados en los municipios que comprenden el área de estudio: Bacoachi, Arizpe, Banámichi, Huépac, San Felipe de Jesús, Aconchi y Baviácora. El muestreo aleatorio, con índice de confianza de 95 % y error de 5 %, arrojó una muestra de 85 ganaderos, la cual se estratificó proporcionalmente con base a la distribución de la población objetivo en el área de estudio. La información se recolectó de octubre de 2018 a marzo de 2019 y se recurrió a las Uniones Ganaderas Locales y a los presidentes ejidales para contactar a los productores. Tras el proceso de recolección, captura y recodificación de variables, se finalizó con 89 encuestas validadas para modelar actitudes y caracterizar a los productores y su entorno productivo.

Para la variable respuesta (i.e. dependiente) se seleccionó información que permitiera conocer las actitudes hacia la conservación a partir de las percepciones de los ganaderos sobre la biodiversidad de los agostaderos (véase Tabla 1). Así, se construyó una medida resumen de las valoraciones reportadas por la escala de Likert en cada percepción y se le denominó índice de conservación y de valor de existencia (ICyVE); este se (re)escaló y clasificó (considerando el valor máximo y mínimo de respuestas posibles) en cinco niveles de actitud.

En relación con los factores predictores de la actitud, se retomaron de la encuesta en mención (^{Castro, 2019}) y se recodificaron según los descriptores en la Tabla 2; finalmente se consideraron las siguientes variables independientes:

En función de lo anterior y considerando que la variable actitud es cualitativa (𝑌) con más de dos categorías (𝑦₁, … 𝑦_𝑔) y (𝑔 ≥ 3) de tipo ordinal (i.e. que guardan un orden natural o jerarquía), se emplea una regresión logística ordinal (RLO) para estimar y modelar el nivel de actitud y los efectos de las variables predictoras 𝑋 = (𝑋₁, … , 𝑋₂). La RLO es comúnmente empleada para el estudio de las actitudes de conservación (^{Hand, Bowman y Tyndall, 2019}; ^{Herzon y Mikk, 2007}) y su representación matemática está dada por la Ecuación 1, donde 𝑗 = 1, … , 𝑔 − 1, 𝑓 es la función de enlace (e.g. Logit, Log-Log o Probit), además que 𝛾_𝑗(𝑋) = 𝑃(𝑌 ≤ 𝑦_𝑗|𝑋).

Tras la estimación de los coeficientes se calcula la razón de probabilidad (𝑂𝑅, por sus siglas en inglés), como un cociente que compara la probabilidad de ocurrencia [𝑃(𝑌)] de un evento (véase Ecuación 2) con la probabilidad de que no ocurra [1 − 𝑃(𝑌)]. Así, manteniendo constante otras variables explicativas, un 𝑂𝑅 > 1 indica que al aumentar el predictor, aumentan las probabilidades de que ocurra el resultado; mientras que un 𝑂𝑅 < 1 indica que al aumentar el predictor, disminuyen las probabilidades de que el resultado ocurra. Para la estimación del modelo RLO se utilizó el software estadístico Statistical Package for the Social Sciences (SPSS), versión 25.0.

Resultados y discusión

La Tabla 2 despliega información descriptiva de las variables del estudio, se observa que la variable dependiente (ACTITUD) obtuvo registros en solo tres de las cinco categorías esperadas, las cuales fueron (re)ordenadas, para el análisis, en: 1= Negativa, 2=Positiva y 3=Muy positiva. Según la distribución de esta variable, las categorías más bajas son más probables, por lo cual se utiliza la función de enlace Log-Log negativa para transformar las probabilidades acumuladas que permitan estimar el modelo. Dado que los productores en la categoría 1 perciben una actitud negativa en comparación a los de la categoría 2 y 3, se espera un coeficiente positivo.

Dado el carácter exploratorio del estudio, se estima un modelo base (modelo 1) a partir del cual se excluyen una a una las variables no significativas (con un 𝑝 − 𝑣𝑎𝑙𝑜𝑟 < .10 ) para obtener, finalmente, el modelo 2. El segundo modelo no solo se ajusta mejor con sus predictores sino que, registra valores menores de la prueba (ꭓ(9)2=55.19, p-valor<0.05) y del logaritmo de la verosimilitud (-2LL) (véase Tabla 3); asimismo, los estadísticos de bondad de ajuste sugieren que los valores estimados por el modelo 2 no son estadísticamente diferentes (𝑝 − 𝑣𝑎𝑙𝑜𝑟 > 0.05) a los valores observados, por lo cual el modelo tiene un buen ajuste. Adicionalmente, la prueba de líneas paralelas (i.e. 𝑂𝑅 proporcionales) verifica el supuesto de que los coeficientes de regresión (𝛽’𝑠) son los mismos entre las diferentes categorías de actitud (ꭓ(9)2=6.98, p-valor>0.05), por lo que, la función de enlace empleada (Log-Log negativa) resulta ser apropiada (véase Tabla 3).

En la Tabla 4 se exponen los resultados de la RLO, la estimación de los coeficientes, el estadístico de 𝑊𝑎𝑙𝑑 y sus respectivos niveles de significancia estadística. La hipótesis (nula) a comprobar es que la probabilidad de éxito u ocurrencia de cierto nivel de actitud es independiente de la variable predictora. Ambas ordenadas en el origen (𝛼^′𝑠) de los niveles de actitud negativa (1) y positiva (2) son estadísticamente significativas (𝑝 − 𝑣𝑎𝑙𝑜𝑟 < .01), iniciando la estimación de la actitud negativa en un nivel inferior que la actitud positiva. Los signos de los coeficientes estimados son los esperados, por lo que la magnitud de los coeficientes abona a la probabilidad de un nivel de actitud mayor (i.e. favorable) hasta llegar a una actitud muy positiva (3).

Para facilitar el análisis, se ordenan los resultados en función de la magnitud de la contribución de cada predictor al nivel de actitud explicado; de este modo la evidencia del modelo 2 sugiere que:

Con este conjunto de variables, los valores de los 𝑝𝑠𝑒𝑢𝑑𝑜𝑠 − 𝑅² del modelo 2, que indican el porcentaje de la variabilidad explicada, oscilan entre el 35.5 % y 55.2 % (véase nota al pie, Tabla 4). Adicionalmente, se llevaron a cabo pruebas para verificar la linealidad, la no multicolinealidad de los predictores y la independencia de los errores, comprobándose que estos tres supuestos de la RLO no han sido violados en la estimación de ambos modelos. Para evaluar el modelo 2, también se analiza la precisión en la clasificación de los niveles de actitud estimados, por medio de la matriz de confusión. Así, se clasificó a un individuo 𝑖 de la muestra en aquella categoría 𝑗 para la cual se estimó la probabilidad, dadas las variables predictoras (𝑃(𝑌) = 𝑦_𝑗|𝑋 = 𝑋_𝑖). En general, el modelo 2 clasificó de manera acertada el nivel de actitud del 76.4 % de los productores (véase Tabla 5).

Los resultados muestran que la detección de alimentos silvestres y fibras textiles en los agostaderos aumenta la probabilidad de que los productores muestren una actitud muy positiva hacia la conservación. Lo anterior corrobora los hallazgos, de los SE sobre la actitud hacia la conservación, que se han encontrado en otros estudios; por ejemplo, el estudio de ^{Wilcox, Giuliano y Monroe (2012)}, sobre ganaderos de Florida, Estados Unidos, registra actitudes positivas frente a la percepción de beneficios económicos del aprovechamiento recreativo de la biodiversidad.

En relación con el estatus ocupacional del productor ganadero de la cuenca submedia del río Sonora, el hecho de haber alcanzado la edad de jubilación no ha significado un paro total de sus actividades productivas. El impacto de esta variable se asocia a una menor probabilidad de una actitud positiva por la conservación; mientras que el continuar activo implica una mayor probabilidad. Al considerar a los jubilados como un grupo representativo de adultos mayores, este hallazgo es consistente con la relación negativa entre la edad y la disposición por participar en un programa de conservación, la cual se ha documentado en otros estudios (^{Ma y Coppoc 2012}; ^{Vanslembruck, van Huylemboeck y Verbeke, 2002}; ^{Wossink y van Wenun 2003}). Al respecto, ^{Ma y Coppoc (2012)} señalan que, entre productores de edad avanzada de en Utah, Estados Unidos, existe mayor cautela o escepticismo en la implementación de programas de conservación.

Así, para los productores ganaderos de la cuenca submedia del río Sonora, no se encontró un efecto estadísticamente significativo de la edad sobre la actitud frente a la conservación. La edad es una variable cuyos efectos no están claramente definidos en la literatura, ya que en algunos casos esta variable ha resultado no significativa (^{Zhu et al., 2016}; ^{Wilcox et al., 2012}) y en otros, suele presentar un efecto negativo (^{Ma y Coppoc 2012}; ^{Wossink y van Wenun 2003}; ^{Vanslembruck et al., 2002}). Según ^{Wilcox et al. (2012)}, la nula significancia de esta variable puede considerarse como una dificultad menos, al momento de implementar un programa de conservación, pues este indicador demográfico no estaría impactando significativamente a la DAPP o DAP.

En el caso de la cuenca submedia del río Sonora una familia pequeña, de tipo nuclear (i.e. padres e hijos), resultó un predictor significativo que aumenta la probabilidad de una actitud muy positiva frente a la conservación. Al respecto, ^{Zhu et al. (2016)} encontró que los hogares con mayor número de dependientes (i.e. familia ampliada) están menos interesados en participar en programas de conservación, ya que las presiones de una familia más grande incentivan una menor disposición por participar en esquemas de conservación.

Al igual que en otros estudios, en este trabajo se encontró una relación positiva entre los niveles educativos de los productores pecuarios y la probabilidad de una actitud muy positiva hacia la conservación (^{Hand et al., 2019}; ^{Ma et al., 2012}; ^{Vanslembruck et al., 2002}); no obstante, se han encontrado efectos no significativos de esta relación (^{Wilcox et al., 2012}; ^{Vanslembruck et al., 2002}). Por lo regular, un mayor nivel educativo influye positivamente en los beneficios percibidos al implementar un programa de conservación (^{Ma et al., 2012}); además, los participantes disponen de más habilidades y conocimientos para emprender programas de este tipo (^{Hand et al., 2019}).

En relación con las capacidades productivas de los ganaderos de la cuenca submedia del río Sonora, se encontró una relación positiva entre el tamaño de la milpa y la probabilidad de una actitud muy positiva. Al respecto, en el estudio de ^{Ma et al., (2012)} se observó que los costos fijos son afrontados fácilmente en parcelas grandes en comparación con las pequeñas, lo que mejora la actitud; por su parte, ^{Vanslembruck, et al. (2002)} encontraron que los productores con parcelas grandes tienen una disposición a participar en los programas de conservación, ya que estas son áreas menos trabajadas, en contraste con productores que dependen de una menor extensión. Así, aunque ^{Zhu et al. (2016)} tiene una posición similar a la de ^{Ma et al. (2012)}, los autores recomiendan cautela ante el tamaño del área de cultivo como factor explicativo de la disposición a participar, dado que también pueden influir otras variables que acompañan al tamaño de la parcela.

Un resultado a destacar de este estudio es la diferenciación por tipo de productor que, en el caso de los privados, sus opiniones hacia la conservación tienden a ser más favorables. Resultados similares han sido corroborados por la literatura al analizar la tenencia de la tierra entre productores agrícolas privados y productores que alquilan el suelo, siendo los primeros más responsables y cuidadosos tomando medidas de conservación (^{Leonhardt et al., 2019}; ^{Soule et al., 2000}). Sin embargo, de acuerdo con ^{Ostrom (2007)}, no es posible establecer algún régimen de propiedad que propicie la depredación, sino que, dada la complejidad de la relación hombre-naturaleza, es necesario el estudio de otros factores.

Conclusión

En este estudio se identificaron los factores sociodemográficos, productivos y de percepción de SE, que determinan una actitud positiva hacia la conservación del agostadero, entre ganaderos del río Sonora, México. A través de una regresión logística ordinal (RLO) se identifican tales factores, su relación y contribución hacia una actitud positiva (i.e. probabilidad), considerándose la información proporcionada por 89 productores distribuidos en la región de estudio: Bacoachi, Arizpe, Banámichi, Huépac, San Felipe de Jesús, Aconchi y Baviácora. Para medir los niveles de actitud se recopilaron las percepciones de los ganaderos frente a la conservación y el valor de existencia de fauna, flora y otras características del agostadero; a éstos se les asoció un conjunto de predictores para comprobar si la probabilidad de éxito u ocurrencia de un determinado nivel de actitud depende de estos factores.

El modelo estimado (modelo 2) proporciona evidencia de que la probabilidad de una actitud muy positiva hacia la conservación del agostadero aumenta con el nivel educativo de los ganaderos, su estatus ocupacional (i.e. estar activo pese a su edad de jubilación), tener una familia nuclear y vivir en un municipio río arriba, así como percibir la existencia de servicios de aprovisionamiento para fines alimenticios y textiles en el agostadero. Además, la actitud es muy positiva en caso de que la propiedad sea privada, cuando la extensión de la milpa aumenta y si el municipio donde se localiza el agostadero participa con una pequeña parte del valor total de la producción agropecuaria de la región de estudio. Los signos de los coeficientes estimados fueron los esperados, tomando como categoría de referencia una actitud muy positiva frente a la conservación.

Asimismo, las pruebas de bondad de ajuste resultaron satisfactorias, al igual que la prueba de paralelismo, por lo que podemos expandir los resultados de las variables explicativas a niveles más favorables de actitud. De este modo, a partir del estudio exploratorio de los factores que influyen en el nivel de actitud de los ganaderos frente a la conservación, se concluye que el modelo estimado resulta adecuado para predecir la probabilidad de ocurrencia de cierto nivel de actitud. Además, el modelo permite hacer la predicción de la dirección de la actitud (negativa o positiva) y de la intensidad de ésta (positiva vs muy positiva), así como estimar la probabilidad de que un nuevo productor tenga un determinado nivel de actitud.

La evidencia, aquí presentada, ofrece sustento para direccionar una política agropecuaria y ambiental de aprovechamiento y conservación de los componentes ecosistémicos que sustenta al agostadero, enfocada en las características del productor y su unidad productiva. No obstante, se recomienda poner la atención sobre: 1) una política que incentive la educación de los productores sobre los SE, con una visión holística y con énfasis en aquellos provistos por el agostadero, así como la función que tiene cada componente del ecosistema en la proveeduría de SE; y 2) acciones que incentiven a posponer la edad de retiro entre productores ganaderos, aprovechando su experiencia y actitud favorable frente a la conservación. Estas directrices contribuirán a mejorar la actitud de los ganaderos hacia la conservación ya que, para algunos productores de la cuenca submedia del río Sonora, los SE del agostadero no tiene, aparentemente, una utilidad material.