Impacto económico de la Ley Federal de Sanidad Vegetal en el mercado mexicano de limón persa*

Economic impact of the Federal Plant Health Law on the mexican market for persian lemon

Marlene Herbert Ruíz¹, José Saturnino Mora Flores^2§, Miguel Ángel Martínez Damián³ y Roberto García Mata⁴

¹Posgrado en Economía. Colegio de Postgraduados. Carretera México-Texcoco, km 36.5. Montecillo, Texcoco, Estado de México. C. P. 56230. (marlenehr@colpos.mx).

³Posgrado en Economía. Colegio de Postgraduados. Tel. 01 595 9520200. Ext. 1841. (angel01@colpos.mx).

⁴Posgrado en Economía. Colegio de Postgraduados. Tel. 01 595 9520200. Ext. 1831. (rory@colpos.mx).

* Recibido: octubre de 2009
Aceptado: agosto de 2010

Resumen

La globalización comercial exige que los mercados mundiales de productos agroalimentarios, realicen prácticas de inocuidad en sus productos libres de contaminantes químicos, biológicos y físicos. En este contexto, México modificó el 26 de julio de 2007 la Ley Federal de Sanidad Vegetal, la cual ahora tiene como objetivo la aplicación, verificación y certificación de los sistemas de reducción de riesgos de contaminación en la producción y empaque de vegetales. El objetivo de este trabajo fue analizar el impacto económico, que tiene la aplicación inmediata de esta ley en la oferta de limón persa mexicano y en consecuencia, el ingreso de los productores de este cítrico en 2007. Para ello se realizó un estudio de campo (encuestas) en el municipio de Martínez de la Torre, Veracruz; principal zona productora de limón persa a nivel nacional. Además, se construyó un modelo probit que estableció los principales factores determinantes en la adopción de buenas prácticas agrícolas; siendo el rendimiento que presentó mayor efecto marginal (2.08%). Se planteó un escenario donde ante un incremento del rendimiento promedio 10% (ceteris paribus), se obtuvo un cambio de 342 personas en la población dispuestas a adoptar las buenas prácticas agrícolas; y en consecuencia, la oferta de limón persa se incrementaría 3.98%. Lo anterior manifiesta que si se acompaña la producción de limón persa con políticas que eleven el rendimiento, las buenas prácticas agrícolas aumentarán y por ende, la exportación de dicho producto.

Palabras clave: Citrus latifolia, buenas prácticas agrícolas, inocuidad alimentaria, mercado.

Abstract

Commercial globalization demands that the world markets of food and agriculture products carry out innocuity practices in their products free of chemical, biological and physical pollutants. In this context, on July 26^th., 2007, Mexico modified its Federal Plant Health Law, which now aims the aplication, verification and certification of the pollution risk reduction systems in the production and packaging of vegetables. The aim of this investigation was to analyze the economic impact that the immediate application of this law has on the supply of Mexican Persian lemons, and consequently, on the income of the farmers of the fruit in 2007. For this purpose, a field study (surveys) was carried out in the municipality of Martínez de la Torre, Veracruz, the most important nationwide area nationwide in terms of lemon production. Likewise, a probit model was created to establish the main factors that determine the adoption of good agricultural practices, with yield as the one with the greatest side effect (2.08%). A scenario was set up in which, faced with a 10% average yield increase (ceteris paribus), a change was obtained of 342 people willing to adopt the good agricultural practices; consequently, the supply of Persian lemon would increase by 3.98%. This shows that if the production of Persian lemon comes with policies that increase the productivity, good agricultural practices, and hence the export of the product will increase.

Key words: Citrus latifolia, food innocuity, good agricultural practices, market.

INTRODUCCIÓN

La globalización comercial ha originado tendencias positivas en el consumo mundial de alimentos; ahora el consumidor demanda productos que cumplan con normas de sanidad, inocuidad y calidad, ofreciendo así una garantía en bienestar. Dichas tendencias se originan por un entorno comercial cada vez más exigente y competitivo, derivado de la interdependencia internacional de los mercados (Vásquez y Cabral, 2001).

Actualmente, la mayoría de los países que realizan actividades de exportación de productos agropecuarios para consumo humano, requieren de una certificación sanitaria para mantener la competitividad de sus productos, asegurando su participación y permanencia en el mercado; por tanto, se requiere que cada eslabón de la cadena agroalimentaria, establezca controles y actividades que permitan evitar los riesgos de contaminación; lo cual se logrará a través de la aplicación de sistemas de reducción de riesgos, como son las buenas prácticas agrícolas (BPA), buenas prácticas de manejo o manufactura (BPM), análisis de riesgo y procedimientos operacionales de sanitización estándar (POES), y análisis de riesgo y puntos críticos de control (HACCP, por sus siglas en inglés) (SENASICA, 2007a).

Las buenas prácticas agrícolas (BPA) son un conjunto de medidas higiénico-sanitarias mínimas que se realizan en el sitio de producción primaria de vegetales, para asegurar que se minimiza la posibilidad de contaminación física, química y microbiológica de un vegetal o producto fresco (LFSV, 2007).

En 2005, el gobierno mexicano reconoció 109 unidades de producción o empaque en la aplicación de buenas prácticas de producción y manufactura en los productos de cebollín verde (Allium cepa), frutas y hortalizas, uva de mesa (Vitis vinifera), aguacate (Persea americana), pepino (Cucumis sativus), tomate (Lycopersicum esculentum), chile jalapeño (Capsicum annuum), melón (Cucumis melo), limón persa (Citrus latifolia), durazno (Prunus persica), mango (Mangifera indica), berenjena (Solanum melongena), calabacita (Cucurbita pepo), ejote (Phaseolus vulgaris), espárrago (Asparagus officinalis) y especias; en los estados de Baja California, Sonora, Sinaloa, Puebla, Michoacán, Hidalgo, Guanajuato y Veracruz (SENASICA, 2007b).

El cultivo de limón persa (Citrus latifolia Tanaka) en México, se inició en la década de los setentas; sin embargo, su importancia económica se remonta a los años ochentas, cuando su producción empezó a incursionar en forma relevante en el mercado estadounidense. Este hecho se originó debido que Estados Unidos de América cerró la frontera a las importaciones de limón mexicano (Citrus aurantifolia Christ Swingle) procedentes de Colima y Michoacán, debido a la "bacteriosis de los cítricos", enfermedad que afectó a los cultivos mexicanos; años más tarde el ingreso del limón persa mexicano al mercado estadounidense, se consolidó cuando la producción de ese país ubicada casi exclusivamente en Florida, fue afectada y casi destruida por la helada de finales de 1989 y por el huracán Andrew en agosto de 1992 (Schwentesius y Gómez, 2005).

La superficie cultivada de limón persa en México en 2006 fue de casi 48 000 ha, con una producción de 524 000 t aproximadamente y un valor de producción de 1 043 millones de pesos (SIACON, 2006). El cultivo se desarrolla principalmente en la costa del Golfo de México, que comprende los estados de Veracruz, Tabasco, Campeche y Yucatán; región que contribuyó con 74% del total nacional en ese año. Tanto el volumen como el valor de producción han crecido significativamente desde 1996 hasta 2006, registrándose tasas de crecimiento para esos años de 11.76% y 12.61%, respectivamente.

Existen diversas razones por las cuales el limón persa resulta ser una alternativa real para productores y comerciantes, tales como el crecimiento que presentan los mercados externo y doméstico; el desplazamiento en el consumo del limón amarillo en Estados Unidos de América y la cercanía a este país, situación que permite reducir costos de transporte; las condiciones agroclimáticas de la zona productora de limón persa, y el ingreso permanente para el productor (Gómez et al., 1994). Otro aspecto importante del cultivo del limón persa es la generación de empleos y de divisas. Así en 2007 se derivaron más de 32 000 empleos directos y 92 000 indirectos, y el valor de las exportaciones fue de 172.9 millones de dólares (INEGI, 2008).

En este trabajo no se encontraron estudios relacionados con el impacto económico de las medidas de inocuidad y de las BPA, en la producción de limón persa; sin embargo, un estudio relacionado con el tema es el de Guajardo y Villezca (2004), quienes construyeron un modelo espacial para estudiar la apertura del mercado del limón. Los autores encontraron que con la eliminación de barreras al comercio del limón habrá un impacto positivo en los flujos comerciales, los precios y un mayor bienestar para los productores.

Ramírez y González (2008), realizaron una investigación de la rentabilidad del limón mexicano (Citrus aurantifolia S.) en los estados de Oaxaca y Guerrero, en el cual calcularon los niveles de rentabilidad privado de los sistemas de producción e identificaron cuatro niveles tecnológicos de producción (micro aspersión, riego por bombeo, riego por gravedad y temporal); los autores encontraron efectos importantes en el ingreso de los productores de estas regiones.

El objetivo de esta investigación fue cuantificar el impacto económico que tendrá la aplicación de la nueva LFSV, en materia de inocuidad alimentaria en el mercado mexicano de limón persa; además de la identificación de factores que permitan incrementar la cantidad ofertada del producto, cumpliendo a la vez con la ley mencionada.

Como hipótesis se plantea que la reforma de la LFSV, en materia de inocuidad afectará en el corto plazo de manera negativa la oferta de limón persa; sin embargo, los BPA en el largo plazo moverán variables tecnológicos que incrementaran la producción de mejor calidad, que redundará en un mayor ingreso de los productores.

MATERIALES Y MÉTODOS

En forma particular se tiene un modelo de regresión con variable binaria; Y= F (X, β)+u; donde, Y= variable dependiente binaria; F(X, β)= probabilidad esperada medida bajo un supuesto de distribución, si es normal da origen al modelo probit, si es logística da origen al modelo logit; X= una matriz n*k; n= número de observaciones; k= número de variables explicativas; u= es un error aleatorio.

Es importante señalar que existe una diferencia fundamental entre un modelo de regresión, donde la variable regresada "y" es cuantitativa (continua), y un modelo en que ésta es cualitativa (discreta). Ahora bien, en un modelo en la cual "y" es cuantitativa; el objetivo consiste en estimar su valor esperado o media esperada, dados los valores de las variables regresoras. Mientras que los modelos en donde "y" es cualitativa; el objetivo es encontrar la probabilidad que un acontecimiento suceda; por lo tanto, este tipo de modelos a menudo se conocen como modelos probabilísticos (Gujarati, 2003).

El modelo generado en esta investigación, establece una relación probabilística para que el productor siga los procedimientos establecidos en la LFSV, para producir y vender sus productos; también incluye las diferentes variables que intervienen en la decisión de cumplir o no dicha ley. El modelo utilizado es:

Donde; y= 1, si el productor sigue los procedimientos establecidos en la LFSV; y= 0, si no sigue dichos procedimientos; β= vector de parámetros; x= vector de factores que explican la probabilidad de y; (β'x)= distribución normal estándar, por tanto se tiene un modelo probit.

Es importante destacar que los parámetros del modelo, como los de cualquier modelo de regresión no lineal, no son necesariamente los efectos marginales que se obtienen en un modelo de regresión lineal, en este caso el efecto marginal es:

Donde; F( )= función de distribución; f( )= función de densidad asociada a la función de distribución F( ).

Al utilizar la distribución normal estándar la ecuación anterior se transforma en:

Donde: Φ( )= función de densidad normal estándar.

El tamaño de muestra se calculó de la forma siguiente:

Donde; n= tamaño de muestra; n₀= aproximación al tamaño de muestra; N= población.

El cálculo de n₀:

Donde; Z²= valor de la normal estándar; p= probabilidad de éxito; q= probabilidad de fracaso (1-p); d²= error estándar.

Para obtener las variables del modelo planteado, se aplicaron encuestas a productores de limón persa en el municipio de Martínez de la Torre, Veracruz. Los productores a encuestar se obtuvo mediante el método de muestreo aleatorio simple; el cual permite la selección de "n" unidades en un conjunto "N" de tal modo que cada una de las "_NC_n" muestras distintas, tengan la misma oportunidad de ser elegidas (Cochran, 1980).

La población total de productores de limón persa, se tomó del Consejo Estatal Citrícola A. C. en septiembre de 2007, la cual constó de 2 072 productores, distribuidos en 75 localidades del municipio (CONCITVER, 2007). Con una confiabilidad de 90%, y un margen de error de 10%; se consideró estos niveles de confiabilidad porque la información se recopiló a través de entrevistas directas con productores.

El cuestionario aplicado estuvo formado por tres secciones: producción, inocuidad alimentaria y comercialización. La sección de inocuidad en general, estuvo compuesta de preguntas binarias, cuyas respuestas eran si (1) y no (0).

Para interpretar el modelo estimado se calcularon los efectos marginales en las medias de las variables regresoras; se entiende un efecto marginal como la contribución de la j-ésima variable explicativa en la probabilidad de observar un éxito. Es necesario señalar que una vez fijado "x", el factor de escala que relaciona al coeficiente del modelo con la pendiente es el mismo para todas las componentes del vector β, de la ecuación 2.

La bondad de ajuste del modelo se midió con el índice del cociente de verosimilitud (ICV), cuyo valor se encuentra entre 0 y 1 (Greene, 2001); este se estima mediante la siguiente ecuación.

Donde: L= verosimilitud de la muestra cuando en β'x de la ecuación 1, β' es diferente de cero (β_i ≠ 0) con i= 0,1...k+1; L₀= es la verosimilitud restringida de la muestra cuando en β'x de la ecuación 1, β' es igual a cero (β_i= 0) con i= 0,1...k+1; es decir, sólo considera la ordenada al origen.

El ICV es un valor análogo al coeficiente de determinación R2 de un modelo de regresión lineal. Lo anterior se debe al tipo de datos que se utilizan en la estimación, debido que al utilizar series de tiempo el ajuste del modelo será mayor que utilizar datos de corte transversal (Veall y Zimmermann, 1996).

RESULTADOS Y DISCUSIÓN

Los resultados de la muestra indican que la mayoría de los productores de limón persa (82%), no hacen uso de las buenas prácticas agrícolas (BPA) y de la superficie sembrada de limón, únicamente 30.83% cumple con las características de inocuidad. El volumen de la producción en la muestra fue de 712 000 t, de las cuales sólo 35% es considerado un producto inocuo, por tanto el resto del producto representa una disminución en la cantidad ofertada bajo el nuevo esquema de la LFSV.

La aplicación de las BPA se ve reflejado en el rendimiento obtenido por los productores de 16.26 t ha^–1. El precio medio rural correspondiente a la producción inocua fue de 3.19 mil pesos por tonelada, resultando inferior al precio obtenido por los productores que no aplican las BPA (3.31 mil pesos por tonelada); en este estudio, el punto de venta es un factor importante para la formación del precio. Los productores que siguen las BPA reportaron un ingreso neto de $ 5 662.77 ha^–1, la cual se obtiene de restar del valor bruto de los correspondientes costos de producción bajo esta modalidad; por otra parte, los productores que no siguen las BPA obtuvieron un ingreso neto de $ 11 077.06 ha^–1 (Cuadro1).

Sin embargo, es importante recalcar que a pesar que el ingreso neto del productor es menor bajo la modalidad de la producción inocua (por los mayores costos que implica generar una producción libre de contaminantes), el rendimiento en esta modalidad es un factor importante.

La participación de cada una de las variables dentro de la muestra (superficie sembrada, volumen y valor de la producción, rendimiento, costos de producción y el ingreso neto del productor), se utilizó para determinar el comportamiento de las mismas en el padrón y finalmente en el país (Cuadro 1).

En el Cuadro 2 se determinó la ganancia del productor, la cual se obtuvo de restar al ingreso marginal el costo marginal, esta ganancia tuvo un monto de 1.79 mil pesos ha^–1; que significa una ganancia no maximizada y el nivel de producción puede incrementarse en beneficio al productor. La teoría económica establece que en competencia perfecta la maximización de la ganancia, se encuentra cuando el ingreso marginal es igual al costo marginal, alcanzando el nivel óptimo de producción (Mansfield, 1999).

La estimación del modelo probit se hizo bajo la sintaxis PROCPROBIT, del paquete estadístico SAS (SAS, 1999); y la selección de las variables explicativas se hizo a partir de la prueba Ji-cuadrada. De las 15 variables analizadas: edad del productor, años de escolaridad, hectáreas cultivadas, hectáreas en producción, rendimiento, cantidad total producida, precio medio rural, costo de mano de obra, costos de fertilizantes, costos de agroquímicos, costos de asesoría técnica, cantidad producida para mercado nacional, cantidad producida para exportación, precio medio nacional, precio medio de exportación; sólo cinco (x₁= edad del productor, x₂= hectáreas cultivadas, x₃= rendimiento, x₄= cantidad total producida y x₅= cantidad producida para exportación), resultaron estadísticamente significativas al 17% (Cuadro 3).

Los parámetros estimados del modelo para cada una de las variables se presentan en el Cuadro 3. El valor obtenido para el índice de cociente de verosimilitudes (ICV) fue de 0.26386; simulaciones hechas por Domencich y Mc Fadden (1975), demuestran que valores del ICV en el intervalo 0.2-0.4 equivale a una R² entre 0.7-0.9 de un modelo lineal. Lo que ratifica el ajuste de la modelación con las variables utilizadas.

Los efectos marginales que se obtuvieron para cada una de las variables se presentan en el Cuadro 4. Como se observa, el mayor efecto marginal corresponde a la variable rendimiento (x₃), con un valor de 2.08%; esto significa que con incremento del rendimiento de la producción (t ha^–1), la probabilidad de utilizar los procedimientos establecidos en la LFSV, en materia de inocuidad aumenta 2.08%.

El efecto marginal estimado para la edad del productor (x₁), el número de hectáreas cultivadas (x₂), y para la cantidad total producida (x₄), se interpreta en el mismo sentido de rendimiento x₃, pero con una probabilidad que se cumplan los procedimientos señalados en la LFSV de 0.43%, 1.2% y 0.37%, respectivamente.

La cantidad producida para exportación (x₅), presenta un efecto marginal de -0.69, y se lee de la siguiente forma: ante un cambio en dicha variable, la probabilidad que se sigan los procedimientos establecidos disminuye 0.69%, que implica una menor observación de inocuidad en el producto.

Una vez conocido el efecto marginal de cada una de las variables, se simuló el impacto económico que tendría un apoyo otorgado por la SAGARPA, en el mercado de limón persa, bajo el escenario de un incremento de 10% en el rendimiento de la producción (13.88 t ha^–1), permaneciendo el resto constantes, el cambio en la variable dependiente 'Y' fue 2.89% (Cuadro 5), que equivale a un incremento total en los productores que cumplen con las BPA de 342 personas; es decir, con el programa de apoyo el número de productores que aplican BPA pasaría de 2 072 a 2 414 personas a nivel nacional, (Cuadro 6).

Los valores para México del Cuadro 6, fueron extrapolados a partir de datos de la encuesta, los factores de expansión tomaron en cuenta cada uno de los totales considerados superficie cosechada y volumen de producción). Así, se determinó el volumen y composición de la producción de limón persa, correspondiente a la muestra, al padrón y al país, aplicando el factor de cambio 2.89%, a los dos grupos de productores.

Como se observa en el Cuadro 6, el volumen de la producción nacional se incrementó, únicamente en 4.78 mil toneladas, dicho aumento representa 0.74%. Sin embargo, es importante señalar que la cantidad producida de limón persa bajo la aplicación de buenas prácticas agrícolas mejoraría en 16.51%; es decir, se incrementaría en 269 000 toneladas la producción nacional del cítrico.

Teóricamente el impacto de la LFSV en la oferta de limón persa, se observaría como un incremento de la función de oferta por un desplazamiento de esta misma función. Tomek y Robinson (1991), mencionan que los desplazamientos estructurales de la oferta pueden ser ocasionados (permaneciendo el resto constante), por la variación de alguno de los factores de cambio (tecnología, programas gubernamentales, tamaño de la empresa, etc), haciendo que cambie su pendiente con o sin la modificación de su intercepto.

CONCLUSIONES

Los factores que más influencia en la decisión del productor para adoptar buenas prácticas agrícolas son el rendimiento, número de hectáreas cultivadas, edad del productor, cantidad producida para exportación y cantidad total producida; específicamente se encontró que si el productor logra incrementar su productividad, su disposición para la adopción de buenas prácticas agrícolas sería favorable; y por tanto, la Ley Federal de Sanidad Vegetal no se contrapondría con los intereses de los productores de limón persa.

Es necesario implementar programas de inocuidad agrícola dirigidos a productores, para incrementar la oferta nacional de dicho producto, con mayores características de inocuidad y por tanto, favorecer la comercialización del producto en los mercados internacionales.

LITERATURA CITADA

Cochran, W. G. 1980. Técnicas de muestreo. 2da. Edición. CECSA. México. 513 p.         [ Links ]

Consejo Estatal Citrícola A. C. (CONCITVER). 2007. Desarrollo rural y organización de productores. URL: http://www.concitver.com.         [ Links ]

Organización de las Naciones Unidas para la Agricultura y la Alimentación (FAO). 2008. Inocuidad de los alimentos. URL: http://www.fao.org/ag/agn/agns/indexl_es.asp.         [ Links ]

Domencich, T. and Mc Fadden, D. 1975. Urban travel demand: a behavioral approach. Amsterdam, North-Holland. 215 p.         [ Links ]

Gómez, C. M. A.; Schwentesius, R. R. y Barrera, G. 1994. El limón persa en México: una opción para el trópico. 1^ra. Edición. Mario García Sordo, S. A. México. 153 p.         [ Links ]

Gómez, C. M. A.; Schwentesius, R. R.; Barrera, G. A. y Marín, P. V. 1997. Estrategia de asesoría técnica en limón persa. SAGAR-(CIESTAAM). México. 54 p.         [ Links ]

Greene, W. H. 2001. Análisis econométrico. 3^ra. Edición. Prentice Hall. España. 938 p.         [ Links ]

Guajardo, Q. R. y Villezca, P. A. 2004. Impacto de la apertura comercial de México y de su integración en bloques comerciales en el mercado mundial del limón. Ciencia UANL. 4:497-507.         [ Links ]

Gujarati, D. N. 2003. Econometría. 4^ta. Edición. Mc Graw Hill. México. 1028 p.         [ Links ]

Instituto Nacional de Estadística y Geografía (INEGI). 2008. Anuario estadístico de los Estados Unidos Mexicanos. URL: http://www.inegi.org.mx.         [ Links ]

Ley Federal de Sanidad Vegetal (LFSV). 2007. Poder judicial. Suprema corte de justicia de la nación. distrito Federal, México.URL: http://www.diputados.gob.mx/LeyesBiblio/ref/lfsv/LFSV_sent01_18nov08.pdf.         [ Links ]

Mansfield, E. 1999. Managerial economics: theory, applications, and cases. 4th. Edition. W.W. Norton & Company. United States of America. 508 p.         [ Links ]

Ramírez, A. O. y González, F. J. 2008. Situación económica de la producción de limón mexicano (citrus aurantifolia S.) en los estados de Oaxaca y Guerrero. Revista Mexicana de Agronegocios. 22: 570-580.         [ Links ]

Statistical Analysis Systems Institute (SAS Institute). 1999. The SAS system for window. SAS Institute Inc. Cary. NC27513. USA.         [ Links ]

Servicio Nacional de Sanidad, Inocuidad y Calidad Alimentaria (SENASICA). 2007a. Dirección General de Inocuidad Agroalimentaria, Acuícola y Pesquera (DGIAAP). URL: http://www.senasica.sagarpa.gob.mx.         [ Links ]

Servicio Nacional de Sanidad, Inocuidad y Calidad Alimentaria (SENASICA ). 2007b. Avances sanitarios relevantes. URL: http://www.senasica.sagarpa.gob.mx.         [ Links ]

Schwentesius, R. R. y Gómez, C. M. A. 2005. El limón persa: tendencias en el mercado mexicano. Universidad Autónoma Chapingo. PIAI-CIESTAAM. México. 150 p.         [ Links ]

Sistema de Información Agroalimentaria de Consulta (SIACON). 2006. Información de la producción agrícola nacional por entidad federativa de los años 1980 a 2006, con las variables de superficie sembrada, cosechada, producción y valor de la producción de cultivos anuales y perennes, por ciclo y modalidad de riego y temporal. CD-ROM. México.         [ Links ]

Tomek, W. and Robinson, K. L. 1991. Agricultural product prices. Cornell University Press. Ithaca and London. 360 p.         [ Links ]

Vásquez, A. J. y Cabral, M. A. 2001. La inocuidad alimentaria, realidad y reto mundial. URL: http://www.fao.org/docrep/003/y0600m/y0600m00.htm.         [ Links ]

Veall, M. R. y Zimmermann, K. F. 1996. Pseudo-R2 measures for some common limited dependent variable models. Institut for Statistik Sonderforschungsbereich 386. URL: http://epub.ub.uni-muenchen.de/.         [ Links ]