Transmisión de precios de carne de res en México*

Beef price transmission in Mexico

Miguel Ángel Martínez-Damián^1§ y Adrián González-Estrada²

¹ Posgrado en Economía. Colegio de Postgraduados. Carretera México-Texcoco, km 36.5 C. P. 56230 Montecillo, Estado de México. Tel. 01 595 9520200. Ext. 1835. ^§Autor para correspondencia: angel01@colpos.mx.

*Recibido: junio de 2012
Aceptado: diciembre de 2012

Resumen

El presente trabajo estudia el proceso de transmisión de precios en la cadena comercial de la carne de res en México. Para esto se consideran precios mensuales de la carne de res en canal y de las presentaciones bistec, molida, retazo y cortes, donde la transmisión estudiada es de carne en canal al consumidor. Dado que los datos presentan evidencia de raíz unitaria el análisis de regresión puede ser inapropiado por el problema de regresión espuria. Por tanto, se emplea la prueba de co-integración de Johansen no rechazando la hipótesis de un vector co-integrante para los pares canal-bistec, canal-molida, canal-retazo y canal-cortes, implicando que existe una relación de largo plazo entre los pares de productos considerados. Se estima la elasticidad de transmisión de precios resultando en valores cercanos a uno sin embargo, estadísticamente la elasticidad de transmisión es igual a uno para bistec (0.99), molida (0.92) y cortes (1.00); y mayor a uno en retazo (1.24), dado este último resultado y una elasticidad de (.50) en la demanda de retazo, el consumidor de bajos ingresos, recibe un impacto mayor de precios de carne en canal crecientes.

Palabras clave: elasticidad de transmisión de precios, cointegración, carne en canal, bistec, molida, retazo.

Abstract

Key words: price transmission elasticity, co-integration, carcass meat, steak, ground meat, scrap.

Introducción

En general un producto agrícola pasa por distintas fases desde su producción hasta su destino final, el consumidor. Durante dichas fases, se generan respectivamente distintos precios que representan la incorporación de servicios de comercialización. En el caso de la carne de res dos de estas fases son el precio que se genera por el pago de la carne en canal y el precio de la carne de res en sus diferentes presentaciones tales como bistec, molida, retazo y cortes. Cada nivel de precios puede estar afectado por distintos tipos de disturbios, por ejemplo mejoras tecnológicas, impuestos, aspectos climatológicos, gustos y preferencias. Por otra parte, lo que puede ser un disturbio en una fase puede no necesariamente serlo en otra; por ejemplo a nivel consumidor puede haber una moda por un determinado tipo de carne y por ende mayor precio, sin que necesariamente el precio de la carne en canal sea mayor. Sin embargo, es más común que cuando el precio de un elemento de la cadena cambia, también lo hagan los demás precios. Tal es el caso de un incremento de precios de insumos a nivel producción y que esto impacte directamente los precios de las presentaciones de carne al detalle.

A este mecanismo se le denomina transmisión de precios (Wohlgenant, 2001). La transmisión de precios puede ser vertical (Cruz y Ameneiro, 2007) o espacial (Acosta y Ortega, 2006) la primera se refiere a los distintos precios de una fase a otra, mientras que la segunda hace referencia de un lugar a otro, por ejemplo un evento del mercado internacional al doméstico, como ocurre en el caso del petróleo. Aquí se estudia la transmisión de precios que se da desde el precio en canal de res, hasta sus presentaciones molida, bistec, retazo y cortes. El enfoque es competitivo, es decir, si hay competencia perfecta el cambio de precio de la carne en canal induce un cambio proporcional en los precios del bistec, molida cortes y retazo.

La falta de estudios de este tipo y la necesidad de saber si la transmisión de precios de la carne en canal es competitiva (Čechura y Šobrová, 2008), justifica la presente investigación. El objetivo es investigar la relación entre el precio pagado por la carne en canal y el precio pagado por los compradores de carne bovina, con el objetivo particular de estimar las elasticidades de transmisión de precios que relacionan el bien al nivel del introductor con el bien al nivel del detallista. La hipótesis planteada es que un aumento de 1% en el precio de la carne bovina en canal esta relacionada con un aumento de 1% en el precio del bistec, carne molida, retazo y cortes; implícitamente la hipótesis considera un mercado competitivo en los servicios de comercialización de carne en canal.

Para contrastar la hipótesis sostenida se obtuvo información mensual de precios de la carne de res en canal, así como de los precios de la carne de res en las presentaciones de bistec, molida, retazo y cortes; los datos obtenidos cubren el periodo de enero del 2005 a mayo del 2008 cuya fuente es el Banco de México. En el estudio de la transmisión de precios desde la carne en canal hasta sus derivados, se empleó un modelo lineal:

Donde PD_t = es el precio al detalle al tiempo t, PC_t= precio en canal de res al tiempo t, γ₀ y γ₁ son parámetros a estimar y ε_t es un término aleatorio de error. Para este caso la elasticidad de transmisión está dada por:

Como dicha elasticidad depende de un parámetro desconocido, este debe de estimarse, por ejemplo vía mínimos cuadrados ordinarios. Un problema en la estimación de dicho parámetro puede ser el de regresión espuria (Granger y Newbold, 1974) debido a la presencia de raíz unitaria. Para evitar este problema se examina cada una de las series por la presencia de raíz unitaria. Se procedió entonces a implementar pruebas Dickey Fuller en sus distintas versiones (las versiones de dichas pruebas son tipo rho y tipo tau, además en cada caso se tiene la posibilidad de tener o no ordenada al origen así como un parámetro de tendencia).

Es de mencionar que en el caso de encontrar evidencia de una raíz unitaria, y a pesar del problema de regresión espuria, todavía se puede realizar análisis de regresión si es que existe una relación de co-integración entre las variables analizadas. El hecho que dos variables estén co-integradas implica que estas sean integradas del mismo orden y que una combinación lineal de ellas sea estacionaria (Greene, 2000), es esto último lo que sustenta la posibilidad de hacer análisis de regresión. Con respecto a conocer si es que existe cointegración entre las variables examinadas, el modo de proceder fue bajo el enfoque de la prueba de co-integración de Johansen (Johansen, 1991).

La mencionada prueba se implementó en pares, esto es, carne de res en canal y bistec; carne de res en canal y carne molida; carne de res en canal y retazo; y carne de res en canal y cortes. La prueba mencionada supone que las series provienen de un vector autorregresivo con representación en un modelo vectorial de corrección de error de donde se desprenden dos versiones, una denominada prueba de la traza y otra denominada del máximo eigen-valor. En cualquiera de los casos un primer paso es determinar el orden del vector autorregresivo; para tal propósito, aquí se empleó el criterio de información de Akaike (corregido), que toma como orden de representación aquel rezago que hace mínima la estadística de Akaike. La prueba de traza de Johansen presenta dos versiones dependiendo de si la representación del modelo de corrección de error contiene o no una ordenada al origen. Los resultados de la prueba de Johansen se leen de manera secuencial, por ejemplo, si se rechaza un rango de cero (la estadística de la traza es mayor que el valor critico) pero no se rechaza el rango uno, se concluye que los procesos están co-integrados. Después de contrastar por cointegración, se procedió a calcular el estimador de la elasticidad de transmisión en cada uno de los casos con la hipótesis de que dicha elasticidad de transmisión es uno.

Esto último implica que hay una transmisión completa de los efectos en el precio de la carne en canal a sus partes como bistec, molida, retazo y cortes. Para poder distinguir desviaciones de la elasticidad de transmisión del uno, se construyó un intervalo de confianza al 95% de confiabilidad en el entendido de que si dicho intervalo contiene al uno, no se puede rechazar la hipótesis de que la elasticidad de transmisión sea uno.

El Cuadro 1 presenta los resultados de la prueba de raíz unitaria para las cinco series estudiadas, dicha prueba se presenta en dos versiones y con tres modelos subyacentes. Esto último, considerando la posibilidad de variación del resultado de la prueba debido a la versión o al modelo subyacente, sin embargo, como se aprecia, en todos los casos el resultado de la mencionada prueba es el mismo; es decir no rechazar la hipótesis nula de raíz unitaria.

Esto implica que con respecto a estimar la elasticidad de transmisión, se debe proceder con cautela pues el problema de regresión espuria podría presentarse; se complementa por tanto con una prueba de co-integración. Aquí el camino elegido fue la estrategia de contraste de Johansen que parte de un modelo autorregresivo vectorial en forma de corrección de error. Un punto importante es la elección del rezago en la representación autorregresiva, para tal fin se empleó la estadística de Akaike corregida y se probaron consecutivamente los órdenes de rezago uno, dos y tres; el Cuadro 2 presenta la estadística de Akaike para dichos rezagos cuando los procesos autorregresivos estuvieron conformados por: canal-bistec, canal-molida, canal-retazo y canal-cortes.

Como puede apreciarse de dicho cuadro, el mejor orden de representación se alcanza en dos rezagos donde la estadística mencionada alcanza su valor mínimo. Esta es información relevante para el contraste de la prueba de co-integración pues en la misma se debe especificar un orden de rezago. El Cuadro 3, presenta los resultados de la prueba de co-integración en los pares mencionados, en los cuatro casos, se tiene que se rechaza un orden de integración cero, al tiempo que no se rechaza la existencia de un vector co-integrante en cada par analizado.

La implicación empírica de esto es que se puede proceder a emplear regresión para estimar la elasticidad de transmisión dado que hay evidencia de que hay una relación de largo plazo entre las variables, misma que se puede explotar en la estimación del parámetro en cuestión. Como se puede apreciar para los cuatro pares de series estudiados el valor mínimo del criterio de Akaike se alcanza en el segundo rezago. Por tanto en la implementación de la prueba de co-integración se especifica un orden del vector autorregresivo de dos. Para los pares carne en canal-retazo se rechaza la hipótesis de ordenada al origen en la representación del modelo vectorial de corrección de error, de allí las diferencias en las versiones de la prueba presentadas, sin embargo, en cada caso se rechaza que el orden de integración sea cero, al tiempo que no se rechaza un orden de integración de uno, lo que implica la existencia de un vector co-integrante.

Encontrar que hay una relación de co-integración implica que existe una combinación lineal de ellas que es estacionaria (relación de largo plazo), puede no ser única, pero permite el empleo de regresión y por tanto la estimación de la elasticidad de transmisión. El Cuadro 4, presenta los resultados de una regresión lineal tomando como variable explicativa el precio de la carne en canal y como variable dependiente en cada caso, el precio de la carne en bistec, molida, retazo y cortes; es de resaltar el alto grado de acompañamiento de las series al tiempo. En la estimación de los modelos lineales planteados; dicho Cuadro muestra que el coeficiente de la pendiente es altamente significativo en los cuatro casos, así como también un buen grado de ajuste conforme a la estadística R-cuadrado.

Una vez sustentada la validez de la regresión entre pares de tipos de carne tomando el precio de la carne en canal como variable explicativa, el Cuadro 5 presenta las estimaciones puntuales de la elasticidad de transmisión así como los respectivos límites inferior y superior para un intervalo de confianza al 95% para la elasticidad. De dicho Cuadro 5 se desprende que la transmisión de precios es proporcional o unitaria en los casos de bistec, molida y cortes; pero no así en retazo donde una variación porcentual del precio al canal, se traduce en una variación porcentual más que proporcional. Lo que en este último caso contradice la hipótesis original de elasticidad de transmisión unitaria o servicios de comercialización competitivos en la carne de retazo.

Si el precio de la carne en canal aumenta y como resultado de esto sube el precio de la carne en retazo más que proporcional esto no implica que el comprador sea perjudicado en su gasto pues una acción del comprador puede ser disminuir la cantidad comprada por encima de lo que sube el precio. En otras palabras, para saber el efecto en el comprador de carne en retazo hay que saber la elasticidad precio de su demanda. Como la estimación de dicha elasticidad excede el alcance del presente trabajo, el mencionado efecto de incremento en precio se investiga a través de tres escenarios de elasticidad de la demanda por carne en retazo, a saber: i) menor que uno (0.5), ii) unitaria (1) y iii) mayor que uno (1.5).

El Cuadro 6 muestra el efecto de un incremento del 10% en el precio de la carne en canal y su impacto en la compra y gasto total en retazo, bajo las tres mencionadas elasticidades de la demanda por retazo. Con propósito de ilustración, esto se hace con datos reales del precio de carne en canal, precio del retazo, cantidad comprada de retazo y gasto total en retazo. Como primer punto, un incremento de la carne en canal y debido a la elasticidad de transmisión, el precio del retazo aumenta más que proporcional. Este aumento del precio del retazo impacta la cantidad comprada de diferentes maneras, según la elasticidad de la demanda empleada. Es de apreciarse que cuando la demanda es inelástica (0.5) un aumento en el precio del retazo si bien reduce la demanda con respecto al escenario base, esta cambia menos que proporcional, por ende, el gasto en el la compra de retazo es mayor que en cualquiera otro de los escenarios. Esto es importante, pues es común que los bienes de primera necesidad sean inelásticos.

Por otra parte, esto implica que un incremento en la carne en canal termina afectando desproporcionalmente a los compradores de carne en retazo, que muy probablemente es el estrato de menores ingresos. Es de llamar la atención al porque sucede esto con el retazo, y no con el bistec, cortes, y molida; aquí se adelanta la hipótesis de que gran parte de esta influencia es la importación de las mencionadas presentaciones. Esto es, México no importa retazo; y si hay una estructura no-competitiva en los servicios de comercialización de carne en canal se puede cargar una renta, pero solo donde no hay competencia es decir donde no hay importaciones.

Conclusión

Por otra parte, como el retazo es comprado generalmente en estratos de ingreso bajos, y allí es muy probable que la demanda por dicha carne sea inelástica, el efecto de un incremento en el precio de la carne en canal se distribuye asimétricamente afectando más a aquellos estratos de bajos recursos donde la demanda es inelástica.

Literatura citada

Acosta, A. y Ortega, J. 2006. Transmisión de precios agrícolas en América Latina en el contexto de la apertura comercial. FAO, Chile.         [ Links ]

Banco de México. http://www.banxico.org.mx/politica-monetaria-e-inflacion/estadisticas/inflacion/indices-precios.html junio 2011        [ Links ]

Cruz, F. A. I. y Ameneiro, G. M. 2007. Transmisión vertical de precios en el mercado nacional de los productos pesqueros frescos. Revista de Economía Aplicada, 44(XV):85-107.         [ Links ]

Čechura, L. and Šobrová, L. 2008. The price transmission in pork meat agri-food chain. Agric. Econ. - Czech, 54(2):77-84        [ Links ]

Granger, C. W. J. and Newbold, P. 1974. "Spurious regressions in econometrics". J. Econom. 2:111-120.         [ Links ]

Greene, W. H. 2000. Econometric analysis. Fourth edition, Prentice Hall 1004 pp.         [ Links ]

Johansen, S. 1991. Cointegration and Hypothesis Testing of Cointegration Vectors in Gaussian Vector Autoregressive Models. Econometrica. 59(6):1551-1580.         [ Links ]

Wohlgenant, M. K. 2001. Handbook of agricultural economics. Marketing Margins: Empirical Analysis. Elsevier Science B.V. 934-966 pp.         [ Links ]