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Con los resultados estadísticos de los diferentes modelos se pudo identificar y valorar aquellos factores que determinan el comportamiento de la demanda de importaciones para limón persa y mexicano. A pesar de esto, debe señalarse que desafortunadamente no existen estudios previos bajo la misma visión de análisis, tanto para limón persa como mexicano, por lo que el análisis comparativo con otras investigaciones se hace en términos generales, haciendo alusión a otros productos, a diferentes niveles de agregación y desde otros enfoques como el de

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Uno de los determinantes, presentes en los tres modelos señalados con anterioridad, que explica parte del comportamiento de la demanda de importaciones para ambas variedades fue el tipo de cambio real. Contreras (1994) encontró que el tipo de cambio real afectaba positivamente a las exportaciones agropecuarias mexicanas, al aumentar el tipo de cambio real 1% éstas aumentaban un 0.4%, muy inferior a las estimadas para limón mexicano que fueron del 4.82%, 1.07% para el comparativo y 0.84% para persa. En el caso de Mohamed et al (2008) encontraron que la demanda de importaciones de España

por aguacates mexicanos también respondía positivamente al tipo de cambio real con una elasticidad promedio de 11%. Jaramillo y Sarker (2009) compararon el efecto que tenía el tipo de cambio y el NAFTA en el corto plazo, sobre las importaciones de jitomate fresco mexicano por parte de Estados Unidos, siendo mayor para el del tipo de cambio (0.66); e igualmente determinaron que la volatilidad de éste influía en la demanda tanto en el corto como largo plazo. Estas comparaciones, como se señaló anteriormente, son válidas en el sentido de destacar, la relación positiva que se establece entre la variable tipo de cambio real y la demanda de importaciones, de tal forma que una devaluación del tipo de cambio incentiva las exportaciones de un país o bien las importaciones por parte de aquellos países a los que se canaliza nuestros productos, como el caso de limón mexicano y persa en Estados Unidos.

. Por ello, la mayor parte de la comparación, en este apartado, se establece en el sentido de las relaciones entre variables, más que las magnitudes de sus coeficientes o elasticidades.

En relación a la población hispana, aunque la teoría de la demanda plantea la población como un factor determinante de ésta y se clasifica al limón como un producto étnico, son pocos los estudios que consideran este aspecto. Recientemente Prado (2005) estimó la relación entre consumo percápita de limas

76 _{La demanda de importaciones de un país X provenientes de un país Y, puede ser también}

entendida como la demanda de exportaciones del país Y por parte del país X. Dicho de otro modo las importaciones del país X debe ser igual a las exportaciones de un país Y, suponiendo la existencia de sólo dos países y respetando las discrepancias en el registro contable de estos conceptos.

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ácidas y población hispana en los Estados Unidos a través del coeficiente de correlación con un valor de 0.94993, significativo al 99.9%. Con la estimación del modelo se demostró una vez más la estrecha relación positiva de cambio, con coeficientes de elasticidad considerablemente altos de 4.8 y 2.5 para limón mexicano y persa respectivamente.

El precio unitario de importación por su parte mostró una relación negativa con la demanda en todos los modelos, como era de esperarse. Yúnez (1989) estimó la línea de regresión para los principales productos de exportación de México en la década de los ochentas, dentro de ellos frutales como la fresa y sandía, registraron un coeficiente de regresión de -1.213 y -0.5. Cerda (2004) encontró una elasticidad precio relativo de la demanda para la importación de manzanas chilenas en la Unión Europea de -0.368. Mohamed et al (2008) encontraron que

una elasticidad precio CIF de la demanda de aguacate mexicano en Reino Unido de -2.71. De hecho los coeficientes obtenidos en los tres modelos mostraron poca sensibilidad de cambio de la demanda ante los precios, clasificando al limón mexicano como un bien bastante inelástico (-0.19) y un poco menos al persa (-0.66). Prado (2005) en su análisis de correlación encontró que no existía asociación entre el precio unitario de importación de limón mexicano y los precios en los mercados de San Francisco y los Ángeles, pero sí entre estos dos últimos de 0.96739.

Por último en lo que respecta al ingreso, son varios los estudios que indican que las exportaciones agropecuarias mexicanas (importaciones para los otros países) dependen básicamente de dos factores la oferta interna y la demanda externa (cuantificada a través del PIB de los países destino), teniendo poca influencia sus precios. En este sentido Contreras (1994) y, posteriormente, Gutiérrez (1998) concluyeron que el ingreso es uno de los factores más importantes que explican el comportamiento de las exportaciones agropecuarias en México, con un coeficiente de elasticidad de 2.56 y 1.54 respectivamente. Por su parte Yúnez (1989) obtuvo un coeficiente parcial del ingreso de 1.23 y 1.38 respectivamente para fresa y sandía. Mohamed et al (2008) obtuvieron que por cada aumento de un dólar

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percápita en Francia aumenta la demanda por importaciones de aguacate mexicano en 1.16 toneladas y en España 0.53; de igual manera su elasticidad ingreso fueron 2.72 y 13.4, contrario a lo registrado en el caso de Reino Unido (-2.18). Cerda (2004) por su parte en el caso de manzanas chilenas obtuvo una elasticidad ingreso de la demanda inelástica de 0.93. En este caso el ingreso fue altamente sensible con la demanda de importaciones de limón persa al obtener una elasticidad elástica de 3.8, corroborando una vez más los planteamientos teóricos y los estudios de la demanda.