EVALUACIÓN ECONÓMICA DE UN MERCADO DE FUTUROS DE MAÍZ BLANCO EN MÉXICO

Transcripción

1 Comunicaciones en Socioeconomía, Estadística e Informática 2005, Vol. 9 Núm. 2 pp EVALUACIÓN ECONÓMICA DE UN MERCADO DE FUTUROS DE MAÍZ BLANCO EN MÉXICO José Alberto Godínez Placencia, Miguel Ángel Martínez Damián y Noé Aarón Fuentes Flores 1 RESUMEN El objetivo fue evaluar dos condiciones económicas necesarias para operar una mercado de futuros de maíz blanco en México: 1) ausencia de integración entre el precio futuro del maíz amarillo de la Bolsa de Futuros de Chicago y los precio físicos de maíz blanco en México, y 2) integración entre los precios físicos regionales en México. Se aplicó el procedimiento de co-integración multivariada de Johansen (1991 y 1995) para determinar la integración de los precios semanales al mayoreo ( ) y al productor ( ). El Sistema Nacional de Información e Integración de Mercados genera las series de precios físicos para México, y Apoyos y Servicios a la Comercialización Agropecuaria proporciona la serie del precio futuro cercano. Los resultados indican que no existe co-integración entre el precio futuro en los EE.UU. y los precios físicos de México, por lo que no es óptimo utilizar los futuros y opciones de Chicago para cubrir el riesgo del precio físico en México. Sin embargo, existe cointegración parcial entre los precios físicos de los mercados regionales en México. 1 El primer y tercer autor son profesores-investigadores del Departamento de Estudios Económicos de El Colegio de la Frontera Norte. Carretera escénica Tijuana-Ensenada km 18.5, San Antonio del Mar, Tijuana, BC, CP Tel Correos electrónicos: gopa@colef.mx y afuentes@colef.mx. El segundo autor es profesor-investigador de Economía del Instituto de Socioeconomía, Estadística e Informática de Colegio de Posgraduados. Carretera México-Texcoco km. 36.5, Montecillo, Texcoco, Estado de México. CP Tel Correo electrónico: angel01@colpos.mx. 69

2 José Alberto Godínez Placencia, Miguel Angel Martínez Damián y Noé Aarón Fuentes Flores Palabras claves: maíz blanco, cobertura internacional, integración de mercados, precio, riesgo. Key words: white corn, international hedging, market integration, price, risk. INTRODUCCIÓN Dada la pequeña y mediana escala así como la restricción de liquidez de los productores agropecuarios mexicanos, ASERCA ha estado actuando desde 1993 como la institución intermediaria que les ha posibilitado a los participantes (individuos y organizaciones) ingresar en los mercados internacionales de riesgo por precios. Los datos de ASERCA (2004b)indican que en el 2003 se compraron un total de 45,903 contratos de futuros que cubrieron un total de 5.0 millones de toneladas. Los cultivos más importantes fueron el maíz blanco con el 36.8% de los contratos; el trigo, 31.2%; el algodón, 12.7% y, el sorgo, 11.5% representando en conjunto el 92.2% del total. El subsidio de ASERCA para el Subprograma de Coberturas de Precios fue de 498 millones de pesos, de los cuales el maíz participó con 30.5%; el trigo, 34.9%; el algodón, 24.1% y, el sorgo 7.4% absorbiendo conjuntamente 96.9%. Las coberturas del precio del sorgo se realizan con las opciones del maíz, por lo cual el subsidio asignado a este tipo de opciones es 37.9%, que equivale a 189 millones de pesos. En la Figura 1 se muestra el procedimiento de apertura y cierre de las coberturas de precios con intermediación de ASERCA. Los usuarios solicitan en las oficinas regionales de ASERCA incorporarse al Subprograma de Coberturas de Precios. Cuando los fondos son depositados por ambas partes (usuarios y ASERCA) en una cuenta administrada por Nacional Financiera (NAFIN), ASERCA ordena a las corredurías que fijen el precio de ejercicio en la Bolsa de Futuros de Chicago en los EE.UU. Al momento de venta de la cosecha en el mercado físico, los usuarios deben 70

3 Comunicaciones en Socioeconomía, Estadística e Informática 2005, Vol. 9 Núm. 2 pp liquidar inmediatamente la cobertura de precio en la Bolsa de Futuros de Chicago para conjurar el riesgo de permanecer en un solo mercado. Figura 1 Diagrama de apertura y cierre de coberturas de precios en México utilizando las opciones Put Y Call de la Bolsa de Futuros de Chicago de los EE.UU. Productores agropecuarios Compradores agropecuarios Los usuarios depositan su proporción ASERCA deposita su proporción Contrato de compra-venta a término ASERCA: Subprograma para la Adquisición de Coberturas de Precios Agropecuarios Cobertura simple (cs). Subsidio ASERCA 50% Cobertura Agropecuaria (ca). Subsidio ASERCA 50% Cobertura para pignoración (cp). Subsidio ASERCA 100% Coberturas de servicio y financieras. Subsidio ASERCA 0% Nacional Financiera (NAFIN) administra cuentas individuales y fondo de contingencia Fijación de precio de ejercicio Los usuarios solicitan liquidación de coberturas Envio de ordenes a Corredurías Bolsa de Futuros de Chicago ASERCA ordena liquidación de coberturas 1 mes < cs < 12 meses. Opciones "Put" 2 meses < ca < 12 meses. Opciones "Put" y "Call" 1 mes < cp < 9 meses. Opciones "Put" NAFIN Corredurías Bolsa de Futuros Chicago Los usuarios empoderan a ASERCA para comprar, liquidar, administrar contratos de opciones sobre futuro, recibir y administrar fondos y en general para realizar cualquier operación relacionada con los instrumentos que se utilicen para la cobertura Cero Positivos Liquidación de coberturas Recuperaciones y beneficios Fuente: Elaboración propia con base en SAGARPA

4 José Alberto Godínez Placencia, Miguel Angel Martínez Damián y Noé Aarón Fuentes Flores Las coberturas internacionales de los productores y comercializadores mexicanos son apropiadas si el precio futuro del maíz amarillo US # 2 de la Bolsa de Futuros de Chicago predice eficiente e insesgadamente a los precios físicos del maíz blanco en México. Un mercado de futuros eficiente e insesgado es aquel en donde el precio futuro predice al precio físico esperado sin dar lugar a un margen de riesgo; es decir, se conserva una proporcionalidad (paridad) de precios resultando en una base (diferencia entre el precio futuro y el precio físico) constante a través del tiempo (Mackenzie, et al., 1998). MATERIALES Y MÉTODOS Las interrelaciones espaciales y temporales entre los mercados son cuantificadas a través de las relaciones de precios, aplicando el análisis de cointegración multivariada de Johansen (1991 y 1995). Un sistema de n precios regionales se representa en el siguiente sistema de ecuaciones: (1) Π = π 10 + π 11p1 + π 12 p π 1n pn π 20 + π 21p1 + π 22 p π 2n p... π n0 + π n1 p1 + π n2 p π nn p donde p nn, 1, 2,, n precios (mercados) del sistema. π nn, 0, 1, 2,, n coeficientes de precios. El número mínimo necesario de ecuaciones para representar completamente al sistema indicará el grado de interdependencias linealmente independientes. Expresando (1) en forma matricial, se tiene: n n 72

5 0 (2) Π = Π + Π nn p Comunicaciones en Socioeconomía, Estadística e Informática 2005, Vol. 9 Núm. 2 pp El rango r de la matriz de coeficientes de los precios, Π nn, indica el número de relaciones (vectores) de co-integración del sistema de precios; por lo que n-r sería el número de tendencias estocásticas comunes o dependientes linealmente. Si r = 0, entonces cada precio tiene su propia tendencia estocástica independiente de los demás precios e implica que no existe co-integración entre ellos. Si r = n, entonces los precios están integrados en los niveles I(0) y no en las primeras diferencias I(1). La cointegración perfecta se da cuando r = n 1, lo que implica que existe sólo una tendencia estocástica común en el sistema de precios, por lo que se estaría hablando que todo el sistema de precios constituye un mercado y es factible que un solo precio sea representativo del sistema, cumpliéndose lo que en la teoría económica se conoce como la ley del precio único. Lo esperado es que el rango de relaciones de cointegración esté entre 0 r n. La matriz de coeficientes de co-integración Π nn se puede factorizar en dos submatrices, ' Π nn = α β, en donde ' β contiene los vectores (filas) de co-integración y α contiene los coeficientes de ajuste (desviaciones) de corto plazo. La matriz ' β de tamaño rn es el subconjunto de la matriz Π nn que contiene las r ecuaciones de precios linealmente independientes, y contiene los coeficientes de co-integración que determinan las relaciones de equilibrio de largo plazo del sistema de precios. El procedimiento de estimación requiere obtener coeficientes eficientes y consistentes de la matriz β ', aún en condiciones de simultaneidad y de no estacionariedad. El modelo más apropiado es el vector auto regresivo (VAR) estimado con el método de Johansen (1991 y 1995). El VAR captura mediante una forma reducida los efectos netos de todos los mecanismos estructurales incluidos ya sea en la 73

6 José Alberto Godínez Placencia, Miguel Angel Martínez Damián y Noé Aarón Fuentes Flores producción (tecnología, clima, insumos, trabajo, crédito, etc.), en la demanda (ingreso, gustos y preferencias, etc.), en la infraestructura comercial (transportación, comunicaciones, etc.) y/o en la política de precios, resaltando las interrelaciones de precios sin la necesidad de especificar un modelo estructural explícito. El vector auto regresivo de precios endógenos p t se expresa como: k l ψ jdt j + δ t + i= 1 j= 0 (3) pt = c + Φ i pt k + ε t, t = 1,2,...,T donde p t es un vector de tamaño px1 de precios endógenos, c es un vector de constantes que, en este caso, representan los costos de transacción (que se suponen, aditivos y estacionarios) y las diferencias de calidades, pt k son los precios endógenos rezagados k periodos, precios endógenos, d { q, x, z} Φ i es una matriz de parámetros asociada al rezago k de los = representa los efectos exógenos estacionarios no atribuidos a los precios sino a condiciones de la oferta (q), demanda (x) y costos de transacción del canal comercial (z) que se presentan eventualmente en el tiempo y en el espacio, ψ i es una matriz de parámetros asociada al rezago k de las variables exógenas, δ es un vector de parámetros de tendencia y ε t es un vector de errores con comportamiento de ruido blanco con distribución normal multivariada [ ( 0 ) ε iidn, Σ ]. t La forma reducida del VAR consiste en el hecho de que no se incluyen valores presentes de los precios endógenos en las ecuaciones simultáneas de regresión. Lo importante es conocer si la combinación lineal de variables no estacionarias es reducida hacia la estacionariedad, es decir, si las variables resultan co-integradas. 74

7 Comunicaciones en Socioeconomía, Estadística e Informática 2005, Vol. 9 Núm. 2 pp Si los precios endógenos son integrados individualmente de orden 1, I(1), entonces la expresión (3) puede ser expresada en términos del vector de corrección del error (VCE) que es una mejor forma para representar y hacer explícitas las relaciones de co-integración. k 1 l ψ jdt j + δ t + i= 1 j = 0 (4) pt = c + Γ i pt i + Π nn pt k + ε t donde Γ i es la matriz de coeficientes que cuantifican las relaciones de corto plazo entre los precios en primeras diferencias, la matriz Π nn = k i = 1 Φ i I contiene los coeficientes de co-integración que cuantifican las relaciones de largo plazo entre los precios en niveles e I representa la matriz identidad. La matriz la matriz de los coeficientes de co-integración de la ecuación (2). Π nn es el equivalente a El rango r de la matriz Π de (4) puede ser determinado a través del estadístico de la traza y el máximo eigenvalor del procedimiento de co-integración multivariada de Johansen (1991 y 1995). El estadístico de la traza evalúa la hipótesis nula de que existen como máximo r vectores cointegrados en un conjunto de n precios en contra de la hipótesis alternativa de rango completo H a (n). n (5) tr ( r / n) = T ln( 1 λˆ i ) Donde λ i = 0, 1, 2,..., n-1 i= r + 1 λˆ i es el i-ésimo eigenvalor obtenido de la matriz Π y T es el número de observaciones. El contraste se realiza secuencialmente desde r = 0 hacia r = n-1 hasta que la hipótesis nula deje de rechazarse. A partir del estadístico de la traza se puede calcular el estadístico del máximo eigenvalor, λ max, cuya hipótesis nula es que existen exactamente r vectores 75

8 José Alberto Godínez Placencia, Miguel Angel Martínez Damián y Noé Aarón Fuentes Flores cointegrados en un conjunto de n precios, contra la hipótesis alternativa de que existen r+1 vectores cointegrados. (6) λ r / r 1) = T ln( 1 λˆ ) max ( + r + 1 El estadístico de la traza y del máximo eigenvalor no tienen distribución asintóticamente χ 2, sino que es una función de movimiento browniano que depende del valor de n-r y la especificación de los componentes determinísticos (c, δ ), cuyos valores críticos fueron calculados por Johansen (1991) para tres submodelos de cointegración, y mejorados y ampliados a cinco submodelos por Osterwald-Lenum (1992). Los valores críticos de Osterwald-Lenum también amplían el rango de 5 a 10 variables. Johansen y Juselius (1992) construyeron el estadístico de la razón de verosimilitud para contrastar las hipótesis de paridad y exclusión de precios sobre la matriz ' β. r * (7) L r = T ln{ ( 1 λ ) ( 1 λˆ )} i= 1 i i * * * Donde 1 λ, λ,..., λ 0 son los r eigenvalores con mayor magnitud del > 1 2 r > modelo restringido por las hipótesis (restricciones) y, λ ˆ, λˆ,..., λˆ 0 son los r 1 > 1 1 r > eigenvalores con mayor magnitud del modelo no restringido. El estadístico de la razón de verosimilitud es asintóticamente distribuido como 2 χ con los grados de libertad igual al número de hipótesis impuestas sobre ' β. El Sistema Nacional de Información e Integración de Mercados genera las series de tiempo semanales de los precios al mayoreo de las principales centrales de abasto 2 2 Catorce centrales tienen series completas de precios: Distrito Federal, Ecatepec, Puebla, Oaxaca, Querétaro, Irapuato, León, Guadalajara, Tepic, Culiacán, Hermosillo, Guadalupe, San 76

9 Comunicaciones en Socioeconomía, Estadística e Informática 2005, Vol. 9 Núm. 2 pp ( ), y también las series semanales de los precios al productor pagados en piso de bodega ( ) de las principales regiones productoras de maíz blanco (nacional, Jalisco y Sinaloa). Las series semanales de los precios futuros de maíz amarillo US # 2, son publicadas por Apoyos y Servicios a la Comercialización Agropecuaria en la Revista Claridades Agropecuarias RESULTADOS Y DISCUSIÓN La identificación de las propiedades de las series de tiempo de los precios es un prerrequisito para tratar los problemas de predicción y administración del riesgo, en especial la propiedad de estacionariedad o raíces unitarias (Patterson, 2000). Los resultados de los estadísticos de raíces unitarias: Dickey-Fuller aumentado, Phillips- Perron, Elliot-Rothemberg-Stock, Ng-Perron-MZ α y Ng-PERRON-MZ t, indican que los precios al mayoreo del Distrito Federal, Ecatepec, Puebla, Guadalajara, Tepic, Culiacán, Hermosillo, Guadalupe, San Nicolás y el precio futuro no son estacionarios en sus niveles y tienen un nivel de integración I(1); mientras que cuatro (Oaxaca, Querétaro, Irapuato y León) son estacionarios, I(0). Todas las series de precios al productor resultaron integradas I(1). Con excepción del criterio de la razón de verosimilitud que indica un rezago óptimo de dos, los otros cuatro criterios (Predicción Final del Error, Criterio de Información de Akaike, Criterio de Información de Schwarz, y el Criterio de Información de Hanann-Quinn) indican que el número de rezagos óptimo para el VAR de precios al mayoreo es uno, VAR(1), al 5% de significancia. Para los precios al productor, el número de rezagos adecuados para cada uno de los VAR es de dos para el sistema de precios a nivel Nacional, uno para el de Jalisco y uno para el de Sinaloa. Nicolás de los Garza y Tampico. 77

10 José Alberto Godínez Placencia, Miguel Angel Martínez Damián y Noé Aarón Fuentes Flores Se consideraron sólo aquellas series de precios al mayoreo que son I(1) y, además, son importantes mercados regionales por el lado de la demanda o por el lado de la oferta. Con estos criterios las diez series de precios seleccionadas son: Distrito Federal, Ecatepec, Puebla, Guadalajara, Tepic, Culiacán, Hermosillo, Guadalupe, San Nicolás y el precio futuro del contrato más cercano de maíz amarillo US # 2 de la Bolsa de Chicago. De los 5 submodelos de co-integración, el número 4 representa mejor las propiedades de las series estacionarias de precios al mayoreo, el cual indica que el número de relaciones de co-integración son 6 (Cuadro 1). Cuadro 1 Determinación del número de relaciones de co-integración de los precios al mayoreo de maíz blanco de las principales centrales de basto de México, y el precio futuro de los EE.UU., 1998: :52 Submodelo de co-integración Estadístico de la traza* Estadístico del Máximo eigenvalor* de Johansen α = 0.05 α = 0.01 α = 0.05 α = 0.01 Submodelo Submodelo Submodelo Submodelo Submodelo * Valores críticos de Osterwal-Lenum (1992) Fuentes: Elaboración propia. Cuadro 2 Contraste de la ley del precio único de los precios al mayoreo de maíz blanco en México, con respecto al precio futuro de los EE.UU., 1998: :52 Hipótesis individuales 2 χ Probabilidad Grados de Libertad Sistemas de precios al mayoreo B(1,1)=-1,,0,,B(1,10)= B(2,1)=0,B(2,2)=-1, 0,,B(2,10)= B(3,1)=0,,B(3,3)=-1,,0,,B(3,10)= B(4,1)=0,,B(4,4)=-1,,0,,B(4,10)= B(5,1)=0,,B(5,5)=-1,,0,,B(5,10)= B(6,1)=0,,B(6,6)=-1,,0,,B(6,10)=

11 Comunicaciones en Socioeconomía, Estadística e Informática 2005, Vol. 9 Núm. 2 pp Fuente: Elaboración propia Con el estadístico de la razón de verosimilitud (LR) de Johansen y Juselius (1992) se contrasta la hipótesis ley del precio único. La hipótesis nula es que el precio futuro de la Bolsa de Chicago es el precio único. También se contrasta la ley del precio único para cada una de las 6 ecuaciones de co-integración con respecto al precio futuro de Chicago (Cuadro 2). La conclusión es que el precio futuro no es el precio único de los precios al mayoreo de México ni en forma conjunta ni en forma individual. Cuadro 3 Parámetros de co-integración normalizados de los precios de maíz blanco de las centrales de abasto de México y el precio futuro de los EE.UU., 1998:1-2003:52 (Submodelo # 4 de co-integración) Ecuación de co-integración D F E C A P U E G D L T E P Ecuación Valor de t Ecuación Valor de t Ecuación Valor de t Ecuación Valor de t Ecuación Valor de t Ecuación Valor de t Ecuación Valor de t Ecuación Valor de t Ecuación Valor de t Fuente: Elaboración propia. C U L H I L G P E N I C F U T Ten den cia 79

12 José Alberto Godínez Placencia, Miguel Angel Martínez Damián y Noé Aarón Fuentes Flores El contraste de la ley del precio único, implícitamente contrasta la hipótesis de la eficiencia del mercado de futuros (Yang y Leatham, 1999), por lo que el precio futuro del maíz amarillo US # 2 de la Bolsa de Chicago de los Estados Unidos no es eficiente para predecir los precios al mayoreo de maíz blanco de México. Cuadro 4 Parámetros de co-integración normalizados de los precios de maíz blanco de las centrales de abasto de México y el precio futuro de los EE.UU., 1998:1-2003:52 (Submodelo # 2 de co-integración) E C A P U E G D L T E P C U L H I L G P E N I C F U T Cons tan te Ecuación de co-ntegración D F Ecuación Valor de t Ecuación Valor de t Ecuación Valor de t Ecuación Valor de t Ecuación Valor de t Ecuación Valor de t Ecuación Valor de t Ecuación Valor de t Ecuación Valor de t Fuente: Elaboración propia. Para que el precio futuro sea eficiente en predecir al precio físico es necesario que el coefiente de regresión normalizado sea igual a la unidad. Concentrando la atención en la columna 11 del Cuadro 3, se observa que de los nueve coeficientes de regresión 80

13 Comunicaciones en Socioeconomía, Estadística e Informática 2005, Vol. 9 Núm. 2 pp del precio futuro sólo tres son estadísticamente diferentes de cero a un nivel de significancia del 5%. Además, la relación esperada entre el precio futuro y los precios físicos de México debe ser positiva, pero de los tres coeficientes significativos sólo uno presenta el signo esperado (Ecatepec). Para que el precio futuro pronostique insesgadamente al precio físico, la constante de regresión debe ser igual a cero. Con la excepción de la ecuación de Guadalajara, todas las constantes son diferentes de cero a un nivel de significancia del 5% (Cuadro 4), por lo que la base entre el precio futuro y los precios físicos al mayoreo es sesgada, lo que implica que es riesgosa e inestable. Cuadro 5 Contraste de la hipótesis de exclusión de los precios al mayoreo de maíz blanco en México y el precio futuro de los EE.UU., 1998: :52 P r e c i o s 2 χ (6) Probabilidad Distrito Federal (DF) Ecatepec (ECA) Puebla (PUE) Guadalajara (GDL) Tepic (TEP) Culiacán (CUL) Hermosillo (HIL) Guadalupe (GPE) San Nicolás (NIC) Futuro cercano Fuente: Elaboración propia. En cada uno de los precios al mayoreo se rechaza la hipótesis de exclusión, lo que implica que todos forman parte del equilibrio espacial de largo plazo (Cuadro 5). Con respecto a los precios al productor, el modelo de co-integración más apropiado es el submodelo # 2 que supone la existencia de intercepto y la inexistencia de tendencia lineal tanto en las series de precios como en el espacio de co-integración. A un nivel de significancia del 5% se verifica que a nivel nacional los precios al 81

14 José Alberto Godínez Placencia, Miguel Angel Martínez Damián y Noé Aarón Fuentes Flores productor no están co-integrados, pero los precios de Jalisco y Sinaloa presentan un sólo vector de co-integración (Cuadro 6). A un nivel de significancia del 5% se rechaza la hipótesis de que el precio futuro de la Bolsa de Chicago es el precio único y líder para cada uno de los sistemas de precios al productor (Cuadro 7) y para cada relación de co-integración (Cuadro 8). Por lo que el precio futuro del maíz amarillo US # 2 de la Bolsa de Chicago de los Estados Unidos no es eficiente para predecir los precios al productor (de mercado y administrado) de maíz blanco para los estados de Jalisco y Sinaloa. Cuadro 6 Determinación del número de relaciones de co-integración de los precios al productor de maíz blanco de México y el precio futuro de los EE.UU. Submodelo de co-imtegración de Johansen Estadístico de máximo Estadístico de la traza eigenvalor α = 0.05 α = 0.01 α = 0.05 α = 0.01 Nacional Modelo Modelo Modelo Modelo Modelo Jalisco Modelo Modelo Modelo Modelo Modelo Sinaloa Modelo Modelo Modelo Modelo Modelo Fuentes: Elaboración propia. 82

15 Comunicaciones en Socioeconomía, Estadística e Informática 2005, Vol. 9 Núm. 2 pp Cuadro 7 Contraste de la ley del precio único de los precios al productor de maíz blanco en México con respecto al precio futuro de los EE.UU. Sistema de precios Razón de verosimilitud (LR) Probabilidad Grados de libertad Nacional Sistema de precios no co-integrado Jalisco Sinaloa Fuente: Elaboración propia. El sistema de precios a nivel nacional no está co-integrado por lo que no existe una convergencia hacia un equilibrio de largo plazo. En el sistema de precios para el estado de Jalisco existe una sola ecuación de co-integración cuyos parámetros son estadísticamente diferentes de cero para el coeficiente del precio administrado (ADO) y del precio futuro, pero no para la constante de co-integración. Para el sistema de Sinaloa también existe una sola ecuación de co-integración estadísticamente significativa, donde sólo la constante no es diferente de cero (Cuadro 9). Cuadro 8 Contraste de la ley del precio único de los precios al productor de maíz blanco en México con respecto al precio futuro de los EE.UU. Hipótesis individuales Nacional B(1,1)=-1,B(1,2)=0,B(1,3)=1 Jalisco Razón de verosimilitud (LR) Probabilidad Sistema de precios no co-integrado Grados de libertad B(1,1)=-1,B(1,2)=0,B(1,3)= Sinaloa B(1,1)=-1,B(1,2)=0,B(1,3)= Fuente: Elaboración propia. Dada la proximidad a la unidad de los coeficientes del precio administrado (ADO) con respecto al precio de mercado (MDO), se procede a contrastar la hipótesis 83

16 José Alberto Godínez Placencia, Miguel Angel Martínez Damián y Noé Aarón Fuentes Flores de la eficiencia (ley del precio único) de mercado entre los pares de precios (Cuadro 10). Los resultados para Jalisco y Sinaloa son similares: sólo se cumple la hipótesis de la eficiencia entre el precio administrado y el precio de mercado, pero no entre el precio futuro con respecto al precio de mercado y al precio administrado. La eficiencia del mercado a nivel nacional se cumple entre los tres pares de precios, pero es más marcado entre el precio de mercado y el precio administrado, y menos acentuado entre el precio administrado y el precio futuro; sin embargo, estadísticamente no existe co-integración entre los precios de este sistema de precios. Los sistemas de precios de Jalisco y Sinaloa están co-integrados, por lo que validan el procedimiento de verificación de la hipótesis de la eficiencia. Cuadro 9 Parámetros de co-integración normalizados de los precios al productor de maíz blanco de México, y el precio futuro de los EE.UU. (Submodelo # 2 de co-integración) Ecuación de Variable (precio) exógena co-integración MDO ADO FUT CTE Nacional Ecuación Valor de t Ecuación Valor de t Jalisco Ecuación Valor de t Ecuación Valor de t Sinaloa Ecuación Valor de t Ecuación Valor de t Fuente: Elaboración propia. 84

17 Comunicaciones en Socioeconomía, Estadística e Informática 2005, Vol. 9 Núm. 2 pp Para ambos sistemas la hipótesis de eficiencia se cumple entre el precio administrado y el precio de mercado, pero no entre el precio futuro con respecto al precio de mercado y al precio administrado. Lo anterior es evidencia de que el precio futuro del maíz amarillo US # 2 de la Bolsa de Chicago de los Estados Unidos no predice eficientemente a los precios físicos de maíz blanco al productor de México. Para Jalisco sólo el precio de mercado puede considerarse dentro del espacio de co-integración que determina el equilibrio de largo plazo, mientras que el precio futuro y el precio administrado no forman parte del espacio de cointegración (Cuadro 11). Para Sinaloa tanto el precio administrado como el precio de mercado forman parte del espacio de co-integración, mientras que el precio futuro está fuera. Cuadro 10 Contraste de la ley del precio único de los precios al productor de maíz blanco en México con respecto al precio futuro de los EE.UU. Hipótesis individuales Nacional B(1,1)=-1,B(1,2)=1 B(1,1)=-1,B(1,3)=1 B(1,2)=-1,B(1,3)=1 Jalisco Razón de verosimilitud (LR) Probabilidad Sistema de precios no co-integrado Grados de Libertad B(1,1)=-1,B(1,2)= B(1,1)=-1,B(1,3)= B(1,2)=-1,B(1,3)= Sinaloa B(1,1)=-1,B(1,2)= B(1,1)=-1,B(1,3)= B(1,2)=-1,B(1,3)= Fuente: Elaboración propia. 85

18 José Alberto Godínez Placencia, Miguel Angel Martínez Damián y Noé Aarón Fuentes Flores Cuadro 11 Contraste de la hipótesis de exclusión de los precios al productor de maíz blanco en México y el precio futuro de los EE.UU. Grados de Hipótesis individuales χ 2 (1) Probabilidad Libertad Nacional Mercado (MDO) Administrado (ADO) Futuro cercano (FUT) Jalisco Sistema de precios no co-integrado Mercado (MDO) Administrado (ADO) Futuro cercano (FUT) Sinaloa Mercado (MDO) Administrado (ADO) Futuro cercano (FUT) Fuente: Elaboración propia. CONCLUSIONES El precio futuro del maíz amarillo US # 2 de la Bolsa de Chicago de los EE.UU. no predice en forma eficiente e insesgada a los precios físicos (al mayoreo y al productor) de maíz blanco de México, por lo que la razón de cobertura internacional no es óptima para cubrir el riesgo. El precio al productor administrado determina el comportamiento espacial y temporal del precio al productor de mercado. Esto sugiere que la política de precios, a través de ASERCA, es un elemento importante que no permite una integración eficiente del sistema de mercados internos con el mercado de los EEUU. El subsidio comercial al maíz blanco en regiones exedentarias, así como el programa de apoyos directos al ingreso mínimo garantizado, se traducen en conjunto en la fijación de un precio semifijo que reduce sensiblemente el riesgo al productor. 86

19 Comunicaciones en Socioeconomía, Estadística e Informática 2005, Vol. 9 Núm. 2 pp Aparentemente una de las dos condiciones económicas necesarias, más no suficientes, para crear un mercado de futuros y opciones de maíz blanco en México se cumplen: no co-integración de los precios físicos internos con el precio futuro de maíz amarillo US # 2 de la Bolsa de Chicago de los Estados Unidos. Es aparente porque la política de precios gubernamental es un factor importante que limita tal co-integración. Esta misma política de precios es una restricción para la creación de un mercado de futuros interno. La otra condición económica necesaria es la integración completa de los mercados regionales y segmentados del país. De acuerdo a los resultados esta condición se cumple parcialmente, pero dicha parcialidad está más cercana hacia una co-integración completa que hacia una ausencia total de co-integración. BIBLIOGRAFÍA ASERCA Revista Claridades Agropecuarias No. 104, Febrero del 2003, pp: ASERCA. 2004, Revista Claridades Agropecuarias, (varios números), ASERCA. 2004b. Revista Claridades Agropecuarias No. 128, Abril de 2004, 38 p. Johansen, Soren Estimation and hypothesis testing of co-integration vectors in Gaussian vector autoregressive models. In: Econometrica, Vol. 59(6). Econometric Society. pp: Johansen, Soren Likelihood-based inference in co-integrated vector autoregressive models. Oxfor University Press. Johansen, Soren and Katarina Juselius Testing structural hypothesis in a multivariate co-integration analysis of the PPP in the UIP for the UK. In: Journal of Econometrics, Vol

20 José Alberto Godínez Placencia, Miguel Angel Martínez Damián y Noé Aarón Fuentes Flores Mckenzie, Andrew M. and Holt, Matthew T. 1998, Market Efficiency in Agricultural Futures Markets. In: American Agricultural Economics Association Annual Meeting. Salt Lake City, Utah, USA, August 2-5, Patterson, Kerry An Introduction to Applied Econometrics: A Time Series Approach. MacMillan Press, London, UK. 68 p. SAGARPA Diario Oficial de la Federación, 17/junio/2003, pp: Yang, Jian and Leatham, David J Price Discovery in Wheat Futures Markets. In: Journal of Agricultural and Applied Economics, 31, 2, August Southern Agricultural Economics Association. pp