Le marché de fruits et de légumes au Chili a été traditionnellement un secteur très vulnérable dans le secteur agricole chilien. Dans ce contexte, les objectifs de ce travail sont deux: En premier lieu, on analyse les propriétés statistiques des séries des prix en gros et au détail et les marges de commercialisation des vendeurs en gros de Santiago de Chili, en tenant compte d’un groupe sélectionné de fruits et de légumes. En deuxième lieu, on étudie le degré de concentration de ces marchés-ci, en utilisant l’indice de Herfindahl-Hirschman (HHI) et une mesure de stabilité de cette concentration. La série de données correspond aux années 1993 à 2002. L’analyse des prix et des marges de commercialisation montre une structure peu dynamique dans ce marché. Ce résultat peut être aperçu à travers l’indice HHI qui montre une majeure concentration dans le marché de fruits que dans celui des légumes. Le niveau de concentration calculé est relativement stable au cours du temps. D’ailleurs, l’indice HHI n’est pas stationnaire et le rapport entre celui-ci est l’indice d’instabilité est négatif. Ce résultat montre une dynamique peu compétitive de l’industrie.

Mots-clés : séries de temps, stationnarité, indice de Herfindahl-Hirschman, marge de commercialisation.

Recibido: 11-09-2003 Aceptado: 08-03-2004

El sistema de comercialización de los productos de la economía campesina es similar para todos los productores, y constituye el prototipo del sistema prevaleciente de agricultura tradicional chilena. En este sistema se observa no sólo un exceso de participantes en la cadena de comercialización, sino también un alto grado de concentración oligopsónica en la demanda al nivel productor. Además, existe un bajo nivel de organización para la comercialización de pequeños y heterogéneos volúmenes individuales, deficiencias en el manejo tecnológico de los productos en la fase de post cosecha, falta de información de mercados y precios, alto costo del transporte y vías de comunicación en regular estado.

La comercialización de los productos agropecuarios constituye no sólo el proceso por medio del cual los productos se llevan desde el productor hasta el consumidor; involucra alimentos, materias primas, insumos y en general bienes y servicios, para lograr una coordinación entre la producción y el consumo.

El productor busca obtener los máximos precios, el intermediario espera una buena remuneración para sus servicios y el consumidor desea pagar el mínimo precio por la adquisición de sus productos. Según la Oficina de Estudios y Políticas Agrarias (ODEPA, 2003a), el productor estaría dispuesto a recibir un menor valor si se le asegura una compra constante, el intermediario bajaría sus márgenes siempre que sea factible aumentar los volúmenes y reducir sus riesgos de operación y el consumidor estaría dispuesto a pagar un poco más si se le garantiza un pleno abastecimiento, si se le ofrece una calidad que se ajuste a sus gustos y preferencias y si se le da una distribución adecuada en el tiempo y el espacio.

La generación de productos agrícolas tiene grandes implicaciones económicas, pues no sólo se trata de alimentos que incluyen los costos de producción y cosecha, sino también los costos de acondicionamiento, transporte, almacenamiento y distribución. Lo anterior involucra la cadena de comercialización desde el productor hasta el consumidor final, pasando por el mayorista y minorista. Al interior de dicha cadena existe un flujo de bienes y servicios, por un lado, y de información, por el otro. Los bienes y servicios evolucionan desde la producción hacia los mercados respondiendo a las señales que estos transmiten y que se traducen en la circulación de información desde los mercados hacia la producción.

Por lo tanto, para los agricultores son relevantes los costos de producción y los costos de comercialización. Para los comerciantes que se dedican a la venta al por mayor y al por menor también son relevantes, además de los costos de adquisición de los productos, los gastos involucrados en la comercialización con el objeto de obtener beneficios. Desde el punto de vista de las políticas públicas, es importante conocer los costos y márgenes de comercialización de manera de diseñar medidas correctivas que permitan que el productor inicial obtenga un mayor margen de ganancia.

A partir de lo anterior, este trabajo busca determinar el grado de concentración de las ferias mayoristas de Santiago y determinar los márgenes de precios para una canasta de productos hortofrutícolas comercializados en dichos mercados, utilizando datos de series de tiempo para el periodo 1993 a 2002.

Una serie de tiempo es cualquier sucesión de observaciones de un fenómeno que es variable con respecto al tiempo (Mendenhall y Reinmuth, 1981). Según Maddala (1992), una serie de tiempo es una secuencia de datos numéricos, cada uno de los cuales se asocia con un instante específico de tiempo. Desde el punto de vista teórico, una serie de tiempo es un conjunto de observaciones generadas por una misma unidad observacional en distintos (usualmente equidistantes) puntos del tiempo (Greene, 1999); se supone que dicha colección de observaciones proviene de un mismo proceso estocástico. Cualquier serie de tiempo puede ser descompuesta en distintos componentes que obedecen a causas diferentes. En términos matemáticos, lo anterior se puede expresar como:

Por lo general la componente estocástica se considera independiente e idénticamente distribuida, o al menos no correlacionada contemporáneamente, con varianza finita, positiva y constante. Sin embargo, es un hecho sumamente común el que las variables económicas sean conducidas por tendencias que cambian aleatoriamente en el tiempo. Estas variables reciben el nombre de variables integradas de orden uno, I(1) (Engle y Granger, 1987). Una variable aleatoria integrada de orden uno se caracteriza por poseer una media y una varianza que varían en el tiempo. Por lo tanto, la componente de tendencia de una serie de tiempo integrada de orden uno no puede atribuirse a factores puramente deterministas. Una variable aleatoria integrada de orden uno puede caracterizarse por poseer una raíz unitaria en la representación auto regresiva de la misma y poseer una primera diferencia que es estacionaria. Así, el orden de integración de cualquier variable aleatoria puede ser determinado probando si dicha variable posee una raíz unitaria y si su primera diferencia corresponde a una variable aleatoria estacionaria.

La comercialización es el proceso que permite que el consumidor final pueda disponer de los productos en la forma, tiempo y lugar apropiados, además de la realización de todas las transformaciones y servicios asociados con el flujo de un producto desde el punto de producción inicial hasta el consumidor final, sea éste el público o un comprador de materia prima (Branson y Norvell, 1983).

Según Mendoza (1987) la comercialización es una combinación de actividades en virtud de la cual los alimentos de origen agrícola y las materias primas se preparan para el consumo y llegan al consumidor final en forma conveniente en el momento y lugar oportunos. Lo anterior incluye el acopio, el transporte, la selección, la limpieza, la tipificación, el almacenamiento, empaque, elaboración inicial, la búsqueda de abastecedores y de mercados y todas las demás operaciones que implica llevar los artículos del productor al consumidor final. Desde el punto de vista de la agroempresa comercial, de acuerdo con la FAO (2002), la comercialización puede ser definida como todas las actividades necesarias para vender los productos de la firma y agregan que este nivel de la comercialización es un concepto completo de gestión a través del cual la empresa se vende a sí misma tanto como la gama de sus productos.

Por otra parte el canal de comercialización comprende las etapas por las cuales deben pasar los bienes en el proceso de transferencia entre el productor y el consumidor final (Mendoza, 1987). El canal de distribución se define como el camino específico elegido por el fabricante para hacer llegar sus productos al consumidor final y normalmente cuenta con un eslabón mayorista y otro minorista (FAO, 1990).

Según Mannarelli (1968), los márgenes de precios muestran la diferencia existente entre los precios a diferentes niveles del mercado (productor, mayoreo, detalle), para un mismo producto y calidad, los cuales no consideran los procesos de transformación o las pérdidas que se producen en los canales de distribución. Para el autor, los márgenes de precio global reflejan la diferencia entre el precio de la unidad comercial pagado por el consumidor y el precio en la misma unidad, recibido por el productor. Dichos márgenes se pueden presentar en valor monetario o como porcentaje del precio al detalle. Por otra parte, el margen de precio de los intermediarios es la diferencia entre el precio de la unidad comercial de venta y de la compra - el intermediario - para un mismo producto, variedad y calidad. Sólo en aquellos productos que no sufren elaboración o transformación alguna y no tienen pérdidas (rechazos) en la trayectoria que va desde el predio agrícola hasta el último consumidor, los márgenes de comercialización y de precios son coincidentes para un mismo producto y calidad. Sin embargo, aun cuando el margen de precios de algunos productos no equivale al de mercado, las tendencias de dichos márgenes pueden ser indicativas de las tendencias del margen de comercialización.

En general se definen dos tipos de márgenes de comercialización (Díaz, 2000). Los márgenes absolutos se expresan en unidades monetarias y constituyen una importante indicación de la tendencia de los costos de comercialización. El margen absoluto es aquel que, sumado al precio al productor, conduce al precio mayorista. Los márgenes relativos se expresan en términos porcentuales, e indican el costo relativo de la comercialización y de la producción en un momento determinado.

Los costos y márgenes comerciales se rigen, al igual que los precios de productos básicos, por la demanda y oferta de servicios de comercialización. Si existe transparencia, todas las empresas que ofrecen esos servicios se ven forzadas a cargar el precio mínimo necesario para cubrir sus costos. Muchos de los costos comerciales tienden a ser fijos, por lo tanto, los márgenes de comercialización son más estables que los precios. Esta relativa inflexibilidad de los márgenes es causa de que los precios al por menor fluctúan menos que los de los productores agrícolas, efecto que aumenta mientras más importantes sean los elementos fijos del margen en relación con el precio. Esta es la razón de que los márgenes comerciales tienden a representar una proporción mayor del precio pagado por el consumidor cuando los precios son bajos que cuando son altos. Algunos elementos fijos de los márgenes de comercialización son el transporte, los salarios, los impuestos, los intereses y las rentas. El monto del margen comercial de los diferentes productos agropecuarios está influido por el grado de elaboración que estos requieren y por su volumen, el precio por unidad y el grado de perecibilidad.

Para lograr una eficiente utilización de la información de los mercados existentes debe conocerse cómo se conducen los precios del mercado. Se necesita saber cómo los precios fluctúan entre un período y otro, y las razones de esas variaciones. Así podrían encontrarse con fluctuaciones cíclicas, estacionales y cambios en los precios en el tiempo. La longitud del ciclo depende, en gran parte, de la naturaleza del producto. En este sentido, no todos los productos agrícolas tienen variaciones cíclicas en producción y precios. En el caso de las frutas y hortalizas, la producción y los precios de venta pueden variar ampliamente de un mes a otro.

Las fluctuaciones estacionales de precios son formas más o menos regulares de fluctuaciones de precios que ocurren dentro de un periodo. En el caso de las frutas y hortalizas, la fluctuación estacional normalmente es de frecuencia mensual. La perecibilidad de los productos es un aspecto importante de la variación estacional de la producción. Además, es posible pensar que la variación estacional de precios es cada vez menor, debido a factores como el uso de la tecnología, mejores servicios de almacenamiento, y mejores agencias de mercado, entre otros.

Los precios varían en forma diferente a través del tiempo. Según Lobos y Medina (2002), algunas situaciones son los movimientos de precios a largo plazo ampliamente utilizados para medir ciclos y tendencias; las fluctuaciones cíclicas, las cuales son muy pronunciadas en los precios de las frutas y hortalizas debido a la baja elasticidad precio y las variaciones en la demanda; las fluctuaciones a corto plazo que permiten explicar las variaciones a corto plazo en los precios frente a variaciones bruscas de la oferta, tales como plagas, heladas, y temporales; y la relación entre el costo y el precio de venta.

El objetivo de las medidas de concentración es entregar algunas luces sobre el grado de competencia que siguen las empresas de una determinada industria. En general, se espera que aquellas industrias más concentradas presenten comportamientos menos competitivos que aquellas en que la concentración es difusa. No obstante, mayor concentración no implica necesariamente menor grado de competencia (ver mercados perfectamente contestables). Tradicionalmente los estudios sobre análisis industrial miden concentración a través del índice de concentración () o el índice de Herfindahl-Hirschman (HHI). En el primer caso, Ck corresponde a la suma de las participaciones de mercado de las k-ésimas empresas y puede variar entre 0 (concentración mínima) y 1 (concentración máxima), donde la concentración mínima ocurre cuando el porcentaje de mercado de todas las empresas es el mismo. En el segundo caso, HHI corresponde a la suma de los cuadrados de las participaciones de mercado de las firmas que componen la industria. Este índice puede variar entre 1/n, lo que representa una concentración mínima y 1 representa una concentración máxima (Cabral, 1997).

Una importante limitante de las medidas de concentración anteriormente descritas es su carácter estático, pues no reflejan claramente la forma en que evoluciona la posición relativa de las empresas a lo largo del tiempo. Para medir los cambios en la concentración, generalmente se calcula el índice de Inestabilidad (II). Este índice puede variar entre 0, que corresponde a una inestabilidad mínima, y 1, lo que representa inestabilidad máxima (Cabral, 1997).

En este trabajo se utilizaron series de precios mensuales de una canasta de productos hortofrutícolas al nivel mayorista y al nivel del consumidor para el periodo comprendido 1993-2002. Las series de precios y los volúmenes comercializados en las ferias mayoristas de Santiago se obtuvieron de las bases de datos proporcionadas por ODEPA (2003b). Los precios a consumidor fueron deflactados por el Índice de Precios al Consumidor (IPC) y los precios mayoristas por el Índice de Precios al por Mayor (IPM), reportados por el Instituto Nacional de Estadísticas (INE, 2003). Todos los precios fueron expresados en moneda de diciembre del 2002, sin IVA.

La canasta de productos hortofrutícolas fue seleccionada por conveniencia, de acuerdo con la disponibilidad de información. En frutas se incluyeron limones, manzanas, naranjas, paltas, peras y plátanos. En hortalizas se incluyeron arvejas verdes frescas, cebollas, tomates, zanahorias y zapallo de guarda.

El orden de integración de las series de precios y márgenes fue investigado usando el test de GLS-ADF de Elliot et al. (1996) y el test de Ng y Perron (2001). Además, fueron utilizados los test de Vogelsang y Perron (1998) y Zivot y Andrews (1992), los cuales permiten testear la existencia de raíces unitarias cuando las series presentan quiebres estructurales. Si dichos quiebres existen, entonces los test tradicionales de raíces unitarias pierden poder (Vogelsang y Perron, 1998; Zivot y Andrews, 1992). Las series de precios y los márgenes de comercialización fueron desestacionalizados por el método de promedios móviles.

Los márgenes absolutos de precios fueron estimados a través de la expresión (1):

donde Ma es el margen de precios absoluto, Pm es el precio mayorista y Pc es el precio a consumidor.

Para el cálculo de los índices de concentración se tomaron las series de volúmenes transados mensualmente, durante el periodo 1993 a 2002, de frutas y hortalizas en las tres principales ferias mayoristas de Santiago: Lo Valledor, Mapocho y Vega Poniente. Se calculó el índice de HHI (2) y el II (3).

El índice de HHI fue calculado como sigue:

El II fue obtenido de la siguiente manera:

En general, los índices de estacionalidad para las series de precios (mayoristas y al consumidor) revelan un componente estacional más importante para el caso de las frutas que el de las hortalizas analizadas (tabla 1). Sin embargo, el patrón estacional tanto para frutas como para hortalizas es más marcado en el caso de precios mayoristas. Una razón que puede explicar este fenómeno es la posición negociadora relativa del distribuidor mayorista frente a los consumidores y frente a los productores minoristas. En el caso de los consumidores, el distribuidor mayorista enfrenta un menor poder de negociación, toda vez que los consumidores poseen otras fuentes para abastecerse de estos productos (importaciones o bien compra directa a minoristas). Por este motivo, el distribuidor mayorista no puede traspasar totalmente las fluctuaciones en el precio producto de cambios en la oferta o la demanda de estos productos. Por otra parte, el mayorista debe abastecer a sus consumidores, por lo que necesariamente debe listar precios de compra atractivos para los productores minoristas cuando existen aumentos de la demanda y precios menos atractivos en épocas donde la demanda es débil. Por esto, el mayorista traspasará íntegramente fluctuaciones estacionales de los precios a los minoristas, lo que explicaría el patrón estacional marcado en los precios pagados por el mayorista al minorista (precios al por mayor).

Todo lo anterior es consistente con el comportamiento observado de los márgenes de comercialización, los que claramente obedecen a las componentes estacionales de los precios mayoristas y minoristas.

Para el caso de la componente de tendencia, primero se obtuvo la parte determinista de cada serie. Para la mayoría de los productos analizados, se obtuvo coeficientes para la variable tendencia negativos y estadísticamente significativos², salvo las series de precios al consumidor de naranjas y manzanas, cuyos coeficientes arrojaron un componente de tendencia positivo, aunque estadísticamente significativos.

Notas: el cálculo de los índices de estacionalidad en efectuó usando el método de promedios móviles. se usó el software econométrico Eviews 4 .

En lo que respecta al orden de integración de las series bajo estudio, se pudo concluir que un número importante de series de precios (tanto mayoristas como minoristas) poseen raíces unitarias (tabla 2). Dichas raíces fueron estudiadas usando las series originales y aquellas corregidas por ciclicidad³. Para el caso de los márgenes de precios, los resultados aparecen en línea con lo encontrado para las series de precios individuales. Esto es, aquellos márgenes compuestos por series con raíces unitarias son también variables aleatorias con raíces unitarias. Lo anterior es válido tanto para el caso de los márgenes absolutos calculados usando las series de precios originales como aquellos calculados usando las series desestacionalizadas. La presencia de raíces unitarias en los márgenes absolutos sugiere además que el vector (1,-1) no corresponde a un vector de cointegración para los márgenes absolutos de precios⁴. Un hecho destacable es la no estacionariedad de las series de precios y márgenes de frutas y la estacionariedad de las series de precios y márgenes de las hortalizas. Una importante consecuencia del anterior análisis es la imposibilidad de considerar el promedio de los márgenes como representativo de la muestra, pues no estacionariedad implica la no constancia de este momento muestral (media), por lo que no puede concluirse que la media muestral represente la media del proceso estocástico.

El índice de concentración de HHI calculado tanto para frutas como para hortalizas muestra una tendencia determinista positiva. Aun cuando es posible pensar que dicho índice es afectado por variaciones estacionales en las transacciones, éste parece no ser el caso en el presente análisis. Del ajuste estacional efectuado a estos índices se desprende la baja componente cíclica presente en ellos. El análisis de tendencia lineal en los datos indica que el HHI tanto para frutas como hortalizas presenta un componente de tendencia lineal muy cercano a cero. No obstante, una simple inspección visual a los gráficos de dichos índices revela un comportamiento tendencial en los datos. Lo anterior es un claro síntoma de no estacionariedad en los datos. Los test de raíces unitarias confirman esta sospecha (tabla 3).

De acuerdo con el test GLS-ADF de Elliot et al. (1996) y el test de Ng y Perron (2001), ambos índices (para frutas y hortalizas) poseen una raíz unitaria en su representación autorregresiva. Los resultados obtenidos de aplicar los test de Vogelsang y Perron (1998) y Zivot y Andrews (1992) son contradictorios. De acuerdo con el primero, ambos índices poseen una raíz unitaria. Sin embargo, de acuerdo con el segundo, sólo el HHI para frutas posee dicha raíz. Lo anterior se puede explicar por la presencia de quiebres estructurales en los datos, aunque la identificación del tipo de quiebre (aditivo o innovativo) es materia sujeta a discusión. Una forma simple de determinar la existencia de quiebres y el tipo de modelo que describe mejor dicho quiebre es la gráfica de los datos. En el presente caso, la gráfica no permitió discernir si existen quiebres. Además, de existir, es difícil determinar el tipo de quiebre. Incluso, más que un quiebre estructural en la tendencia de los datos, podría corresponder a un quiebre en la matriz de varianza covarianza del proceso (Franses y Lucas, 1998).

Dado lo anterior no es posible inferir respecto a la concentración "media" observada para los mercados mayoristas de frutas y hortalizas; tal como fue explicado en el caso de las series de precios, la media no es un buen indicador del comportamiento promedio de la serie a través del tiempo. Sin embargo, en la tabla 4 se presentan algunas medidas descriptivas para ambos índices. De estos estadísticos es posible aventurar que existen diferencias en los niveles de concentración para ambos mercados. Al parecer, es el mercado de hortalizas el que presenta mayores niveles de concentración.

Los índices de inestabilidad no parecen presentar un comportamiento estacional ni tendencial. Al aislar el componente determinista de tendencia de ambas series se obtuvieron valores de los coeficientes no distintos de cero. La inspección visual de la gráfica de ambos índices confirma lo anterior. Además, la gráfica de los índices de inestabilidad sugiere que estos son estacionarios. Esta sospecha se confirma una vez aplicados los test de raíces unitarias (tabla 3) de GLS-ADF (Elliot et al., 1996) y Ng y Perron (2001), y los test con quiebre en las series de Vogelsang y Perron (1998) y Zivot y Andrews (1992).

De acuerdo con la literatura, debería existir una relación negativa entre el HHI y el II. Debido a la no estacionariedad del HHI, dicha relación no pudo ser testeada usando sólo el índice de correlación. Por lo anterior, se aplicó el proceso en dos etapas de Engle y Granger (1987), en donde se estimó un modelo lineal simple que incluyó a ambos índices (HHI y II) como variables dependientes (tabla 5). Posteriormente, se probó la existencia de raíces unitarias en los residuos de dicho modelo. Los resultados muestran que en ambos casos (es decir, para ambos mercados) se rechaza la hipótesis nula de raíces unitarias en los residuos de dichas ecuaciones. Por lo tanto, es posible concluir que los parámetros obtenidos corresponden a un vector de cointegración entre las variables. Aun cuando el método de Engle y Granger (1987) produce, en general, estimadores que son sesgados, particularmente en muestras finitas, el interés en el presente estudio radica en el signo más que en el parámetro mismo. Para ambos mercados, la relación entre el HHI y el II es negativa, tal como lo sugiere la teoría económica.

1.  Una parte de este trabajo fue presentado en la XXXVIII Asamblea Anual del Consejo Latinoamericano de Escuelas de Administración (CLADEA), realizado en Lima, Perú (21-24 de octubre de 2003).

2. La significancia del coeficiente de tendencia fue fijada al 5%. Como se discutirá más adelante, si la variable es no estacionaria, la significancia del coeficiente obtenido mediante OLS sigue una distribución no estándar Dickey-Fuller. Sin embargo, se optó por comparar los estadísticos t con los valores críticos obtenidos de la distribución normal.

3. En la aplicación de los test de raíces unitarias, no se corrigió por el componente de tendencia, puesto que dichos test hacen uso de esta componente como parte del proceso de prueba de raíces unitarias.

4. En este caso un vector de cointegración indica aquélla combinación lineal de series integradas de orden uno que es estacionaria. Un tratamiento formal de cointegración se puede consultar en Engle y Granger 1987), Johansen (1988, 1991) y Johansen y Juselius (1990).

1. BRANSON, Robert and NORVELL, Douglass. 1983. Introduction to agricultural marketing. New York, USA: McGraw-Hill. 521 p.

2. CABRAL, Luis. 1997. Economía industrial. Madrid, España: McGraw-Hill. 1a ed. 197 p.

3. DÍAZ, Víctor. 2000. Evolución de los precios, insumos y márgenes de comercialización del trigo, de la harina y del pan. Chile: Universidad de Talca, Facultad de Ciencias Agrarias. (Tesis de Ingeniero Agrónomo).        [ Links ]