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PUBLlCACION TECNICA N 54 ISSN 0485-8057 Nuvilmb .... 1992

FERTILIZACION NITROGENADA· EN TRIGO

EN LA REGION I-NORTE

Un analisis econdmico bajo condiciones de riesgo

INTA ESTACIOH EXPERIMENTAL AGROPECUARIA RAFAELA

FERTILIZACION NITROGENADA EN TRIGO EN LA REGION I-NORTE.

UN ANA.LISIS ECONOMICO BAJO CONDICIONES DE RIESGO

Autores

Ing. Agr. Alejandro Galetto (*) Ing. Agr. Sebastián . Gambaudo (*). Ing. Agr. Hugo Fontanetto· (*) Ing. Agr. Hugo Vivas (**)

(*) Técnicos de la Estación Experimental Agropecuaria Rafaela del INTA.

(**) Técnico de la Estación Experimental Agropecuaria Reconquista del INTA.

PUBLICACION TECNICA N° 54

INTA . República Argentina

Instituto Nacional de Tecnología Agropecuaria Est~d6n . Experimental Agropecuaria Rafaela

Noviembre, 1992 .

RESUMEN

En este trabajo se presentan los resultados de un análisis de la rentabili

dad de la fertilización nitrogenada en trigo en la región I-norte. La infor

mación bási,ca utilizada surgió de 67 ensayos en campos de productores

ubicados en el área de influencia de la EEA Rafaela del INTA, que se ll~

varan a cabo durante las campañas 1984/85 hasta 1988/89. Las dosis de

fertilizante fueron de O, 25, 50, 100 y 150 kg/ha de nitrógeno, aplicado

bajo la forma de úrea.

Los ensayos fueron agrupados de acuerdo con el nivel de fertilidad del

suelo (medido como porcentaje de nitrógeno total) ya que esta variable

-que además se conoce en el momento de la decisión- fue la más asociada

con el grado de respUesta obtenido. Utilizando los datos medios de cuatro

repeticiones, se calcU1ó el mar gen bruto de cada tra tamien to para los 67

ensayos.

Se utilizó el método de la dominancia estocástica para identificar, dentro

de cada grupo de fertilidad inicial, el tratamiento dominante para deciso­

res caracterizados como aversos al riesgo. Mediante la aplicación del crit~

rio de Hanoch y Levy se seleccionaron los niveles de fertilización dominan

tes para distintas relaciones de precios.

Se encontró que, para las relaciones de precios entre la úrea y el trigo

más comunes en la última década, los tratamientos dominantes fueron de

25 kg/ha para aquellos lotes con menos de 0,13 o entre 0,14 y 0,16% de

nitrógeno total, de 50 kg /ha para los lotes con 0,13 él 0,14% de nitrógeno

total, y O kg/ha en aquellos casos donde la fertilidad del lote superó el

0,16% de nitrógeno total.

Palabras claves: trigo, fertilización nitrogenada, análisis económico, riesgo.

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SUMMARY

An economic ana1ysisof nitrogen (N) use in wheat in the central area of

Santa Fe, Argentina, is presented. Background information came from

five years oí farrp research, from 1984/85 to 1988/89, conducted in the

region around the Rafae1aAgricultural Experiment Station. Fertilization

levels were O, 25, 50, 100 and 150 kg N/ha, applied as urea.

Each farm site was grouped according to soíl fertility (measured as the

content of total N in percentage) because this variable appearedas the

most related to fertilizer response in the exploratory analysis. The gross

. margin for each treatment was calculated for the 67 experiments.

Second degree stochastic dominan ce was applied to identify the most

efficient treatment or fertilizer level, foreach soil fertility group. The

criterion of Hanochand Levy was used to single out the dominant dosis,

for a range of different price relationships.

Fo!- the input-output price. relationships most common in the last decade,

it was found that 25 kg N/ha was themost efficient in thosecases where

total N was below 0,13% or between 0,14 and 0,16%. When total N was in

the range of 0,13 to 0,14% the efficient dosis was 50 kg N/ha. Finally,

when total N was aboye 0,16%, no use of fertilizer became the dominant

alternative.

Keywords: Wheat, nitrogen fertilizer, economic analysis, risk.

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INTRODUCCION

". ".

La fertilización ~i1:rogenada del cu,ltivo· de trigo es una práctica escasamen te difundida en la Argentina,sohre todo sise la compara . con la magnitud alcanzada en otros países. Esta situación contrasta con la información dis­ponible que indica la existencia de buenas respUestas físicas al agregado de nitrógeno. Dentro de las razones que podrían explicar el bajo uso de fertilizantes, el grado de aleatoriedad de la respuesta figura entre las más importantes. Esto pone de manifiesto la necesidlld de contar con evaluacio nes económicas de esta práctica que ponderen adecuadamente el problema del riesgo y su impacto sobre las decisiones del productor. .

Si bien hay algunos antecedentes sobre evaluaciones económicas de la fe!:. tilización en trigo bajo condiciones de riesgo, en general datah· de varios años atrás y son (o fueron) válidos para regiones particulares del área triguera nacional (de Janvry,1972). En este trabajo, el objetivo fue eva luar económicamente la fertilización nitrogehada eri trigo en la región­I-norte, utilizando la información disponible, y considerando específica­mente el impacto del riesgo representado por la variabilidad de la respues ta física. .. -

MA TERIALES y METODOS

l. El marco teórico.

El punto de partida del análisis economlCO es la hipótesis. de la maximiza­ción del beneficio. En una situación de corto plazo y con un sólo insumo variable, el beneficio puede ser represehtado por la siguiente ecuación del

. margen bruto (MB),

MB = PT*Y PN*N CA - OCD (1)

donde PT es el preCio del trigó, Y es el rendimiento, PN es el precio del fertilizante, N es la dosis de fertilizante, CA es el costo de la aplicación y OCD son otros costos directos. La ecUación (1) puede re formularse co­mo,

MB = PY*f (N/H/C)- PN*N - CA - OCD (2) . ..

donde se reconoce explí~itameriteque Y = f (NI HI G), es decir , que el rendimiento de trigo es una función de la cantidad de nitrógeno aplicado (variable de decisión), de un grupo de variables "predeterminadas" (H), como la fertilidad del suelo,. que el productor conoce. en el momento de tomar la decisión, y de Un grupo de variables "aieatorias" (G), como la cantidad de lluvias durante el cUltivo. La otra variable cuyo valor se de~ conoce en el momento de tomar la decisión es el precio del producto.En la mayoría de las evaluaciones, se acepta que el resto de los componentes del margen bruto se conocen con certeza.

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La aleatoriedad del rendimientc y del precio determinan a su vez que el beneficio (margen bruto en este caso) sea una variable aleatoria, y en tal caso la aplicación del principio de maximización se torna más compleja. Del análisis bajo condiciones de certeza se pasa al análisis bajo condiciones de riesgo, también conocido como teoría de la decisión, cuyo elemento central es la maximización de la utilidad esperada (Anderson et al', 1977). Para ello se requiere en primer lugar definir una 11 función deutilidad", U = U(MB), que relaciona un atributo monetario como el margen bruto con el grado de satisfacción o utilidad del decisor. A partir de la existencia de esta función, la teoría postula que el decisor seleccionará aquella alterna­tiva que maximice la utilidad esperada, es decir,

co EU(MB) =]f(MB)*U(MB) (3)

o Sin embargo, la aplicación del teorema de la utilidad esperada presenta problemas prácticos de magnitud, principalmente debido a la necesidad de definir una función de utilidad para cada decisor en particular. Esto ha determinado que se desarrollen dos líneas de acción alternativas para el análisis de decisiones riesgosas: el uso de criterios sustitutivos, como el de media-variancia, y el análisis de decisiones bajo preferencias descono­cidas, también conocido como de dominancia estocástica, que es precisamen te la alterantiva que se propone utilizar en este trabajo. -

Si se acepta el supuesto que la función de utilidad es creciente o que el decisor prefiere más y no menos, es posible definir la dominancia estocás tica de primer grado (DEI) entre dos alternativas F y G, con sendas dis tribuciones de márgenes brutos f(MB) y g(MB). En este caso, se dice qüe F domina a G si

F (MBiJ < G (MBi>, para todo i (4)

donde F ( .) y G ( .) son las distribuciones acumuladas O::' F ( .) ::. l y O G (.) ::: l de las funciones de probabilidad discreta f(.) y g (.), respecti­vamente. Cuando se comparan un conjunto de alternativas es posible en­tonces distinguir dos subconjuntos, el de las alternativas dominantes o eficientes, y el de las alternativas dominadas o ineficientes. El caso don­de la alternativa F domina (probabilísticamente) a la alternativa G se Bus traen la Figura la.

1 lr-----------,---~~--~

o L...-.~_r---L----__ --' ME ($/ha) ME ($/ha)

(a) (b

FIGURA l - Comparación' de las distribuciones acumuladas de los márgenes brutos de dos tecnologías alternativas.

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¡La dominancia estocástica de primer grado tiene escaso poder discriminan te, por 10 que el conjunto de alternativas eficientes suele ser muy amplío, en la mayor parte de las aplicaciones empíricas. En la Figura lb se mues­tra la situación donde ambas alternativas son eficientes en el sentido de la DEL

Si se acepta el supuesto adicional que el de.cisor se comporta como "averso al riesgo", 10 que ha sido ampliamente comprobado empíricamente (Young, 1979), es posible definir la dominancia estocástica de segundo grado (DE2). En tal caso, se dice que F domina a G en el sentido de la DE2 si,

(5) Fl (MB1)

donde F 1 (.) y G1 (.) respectivamente.

son las distribuciones acumuladas de F ( . ). Y G ( . ) ,

La implementación de las reglas de dominancia estocástica requiere compa­rar las distribuciones completas de márgenes brutos de las distintas alter nativas, tomándolas de a pares, lo que puede ser largo y tedioso cuarido las alternativas son numerosas. Hanoch y Levy (citados por da Cruz, 1984) han propuesto sin embargo un método que permite la evaluación de la do­minancia a partir de la media y la variancia de la distribución de márge­nes brutos. Esta regla, que requiere para su validez la simetría de la di~ tribución de los retornos y que la función de utilidad sea cuadrática, es­tablece que la distribución F domina a G si,

donde E es la media, S la desviación estándar y V la variancia de la dis­tribución de márgenes brutos. En el trabajo se propone entonces determi­nar la dominancia (bajo condiciones de riesgo) entre distintas dosis de fer tilizante nitrogenado en trigo, mediante la aplicación de la fórmula (6).

Para disminuir la cantidad de comparaciones a efectuar, se descartarán pri mero los tratamientos que sean "ineficientes" en el sentido del criterio de­media -variancia (Anderson et al, 1977). Esto permitirá seleccionar en pri­mer lugar a un sub grupo de tratamientos eficientes que tienen, al mismo tiempo, mayor media -E(MB)- y menor variancia -V(MB)- que el resto de los tratamientos. La selección utilizando la regla de Hanoch y Levy· se ha rá entonces sobre el subconjunto de dosis eficientes de acuerdo con el c:ri terio de media-variancia.

2. lmplementaciónemprrica.

La iriformación básica que se utiliza en este trabajo surgió de los ensayos en campos de productores ubicados en la zona central de Santa Fe; condu cidos durante las campañas agrícolas 1984/85 a 1988/89.. Algunos resulta-­dos preliminares sobre la rentabilidad de la fertilización nitrogenada han sido presentados por Galetto et al (1985). .

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Los tratamientos a evaluar consistieron en distintas dosis de fertilizante nitrogenado (N). Estas fueron deO, 25,50, 100 Y 150 kg N/ha (urea 46%) que se aplicaron en superficie después de la siembra y hasta el es­tado de dos hojas. Para cada tratamiento se obtuvo un dato de rendimien to, que surgió de promediar las repeticiones (4) de cada ensayo. Se re! lizó un análisis estadístico exploratorio ,de la información que permitió identificar a la fertilidad potencial del suelo como la única variable con un alto grado de asociación a la respuesta al' agregado del fertilizante. Por esta razón se agruparon los ensayos en 6 grupos con un nivel de fertilidad homogéneo (Cuadro 1) y se investigó la dominancia de los dis tintos tratamientos a nivel de cada grupo. .

CUADRO 1 - Rendimientos medios (kg/ha) obtenidos en los ensayos de fertilización en el centro de Santa Fe, según dosis y rango de fertilidad potencial del suelo. . ..

Rango de Número Dosis de nitrógeno aplicada (kglha) fertilidad de

(% N total) ensayos O '25 50 100 150

------------ (kg /ha de trigo) -----------. '.

N < 0,13 12 2.058 2.347 2.479 '2.568 2.610

0,13~ N< 0,14 12 1.990 2.338 2.678 . 2 ~ 821 .2.771

0,14~N< 0,15 14 2.095 2.495 2.657 2.828 2.798

0,15':: N< 0,16 13 2.499 2.827 2.929 2~ 922 2.865

0,16:: N< 0,17 .7 2.869 2 .. 9.23 3.044 2.874 2.749

N ~ 0,17 9 2.984 ·2.955 3.163 ." 3.211 3.188

Completo 67 2.384 2.610 2.790 2.855 2.820

Con los datos del Cuadro 1 se estimó el margen bruto de lqs cinco trata­mientos dentro de· cada grupo, utilizando la siguiente información básica (Schilder, 1992):

- Costo de labores: 71,04 $/ha * - Costo de insumos: 28,06 $/ha - Gastos de comércialización;20% (s/ingreso bruto) - Gastos de cosecha: 10% (s/ingreso bruto) - Precio úrea (46% N): 0,23 $/kg - Precio trigo: 0,11 $/kg - Costo aplicación fertilizante:. 3 $/ha

--~---------------~

* Todos los valores están expresados en pesos de Junio de 1992. -10-

· ..

Considerando que para cierta respuesta esperada, 10 que determina la co~ veniencia ecoh6mica de la fertilización es la relación de precios entre insu mo (ferti1i:iante~ y producto (trigo), se parametriz6 el margen para un raE go de valores similar al que prevaleció en los últimos 8 años. Según Justo (1992), con la excepci6n del año 1989, dicha relaci6n de precios siempre estuvo ubicada entre 1, S: 1 y 3, O: 1 (precio úrea/precio trigo). Se utiliz! ron por lo tanto cuatro situaciones de precio relativo, a saber, 1, S: 1, 2,0;1, 2,5;1 y 3,0;1.

Una vez obtenidos los márgenes brutos se estimaron la media y la desvia­ci6n estándar de cada grupo y tratamiento y se aplic6 la regla de Hanoch y Levy para establecer, dentro de cada grupo, el o los tratamientos efi­cientes, en el sentido de la dominancia estocástica de segundo grado.

RESULTADOS y DISCUSION

En el Cuadro 2 se muestran la media y la desviación estándar del margen bruto de cada tratamiento para el conjunto de los 67 ensayos (utilizando la relaci6n de precios de junio de 1992, 2,1: 1), con el objeto de ilustrar la mecánica de cálculo de la regla de Hanoch y Levy. Los resultados ob­tenidos para los distintos rangos de fertilidad potencial se presentan más adelante, en el Cuadro 3, donde se indica cual es el tratamiento (dosis de nitr6geno) dominante para cada relación de precios y rango de fertili­dad.

CUADRO 2 - Media y desviaci6n estándar de los márgenes brutos ($/ha) del conjunto de ensayos de fertilizaci6n nitrogenada en trigo.

Dosis de nitrógeno (kg /ha) Parámetro

O 25 so 100 150

Media 75,8 80,0 81,2 60,8 32,7

Desvío esto 47,9 40,3 43,7 48,0 50,S

Para identificar el tratamiento dominante con los valores presentados en el Cuadro 2 hay que aplicar la fórmula de Hanoch y Levy, haciendo las comparaciones de a pares. Sin embargo, se pueden descartar "a priori" los tratamientos con O, 100 Y 150 kg /ha de nitrógeno, pues son domina­dos por los dos restantes (25 y 50 kg/ha), que tienen mayor media y me nor desviación estándar.

Resta entonces aplicar la regla de decisión para seleccionar entre las al­ternativas con 25 y SO kg /ha de nitrógeno, que por conveniencia se deno minarán alterniHivas l' Y 2, respectivamente. La regla de Hanoch y Levy­establece que 1 domina a 2 si,

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(7)

entonces, reemplazando en (7) por los correspondientes valores del Cua­dro 2 se tiene que,

2 * (80,0 - 81,2) *40,3 + (80,0 - 81,2)2 - (40,3 2 - 43,72)

- - 96,72 + 1,44 + 285,6 >- O

por lo que el tratamiento dominante, para la muestra completa, es el que corresponde a los 25 kg/ha de nitrógeno.

El mismo procedimiento se aplicó a las medias calculadas para los distintos tratamientos, divididos según grupo de fertilidad y relación de precios i~ sumo: producto, obteniéndose los resultados que se indican en el Cuadro 3.

CUADRO 3 - Identificación de alternativas dominantes para la fertilización nitrogenada (kg N /ha) en trigo en la región I-norte.

Relación de Nivel de fertilidad del suelo (% N total) precios en-tre la urea <: O, l3 > O, l3 > 0,14 > 0,15 , '> 0,16 > 0,17 ,-

, y el trigo <: 0,14 <: 0,15 <: 0,16 <: 0,17

--------------- dosis óptima1 de N (kg/ha) ---------------1,5:1, 25 50 25 25 50 O

2,0:1 25 50 25 25 O O

2,5: 1 25 50 25 25 O O

3,0:1 25 50 25 25 O O

1 en el sentido de dominancia estocástica de segundo grado.

Los resultados que se presentan en el Cuadro 3 confirman en primer lu­gar la hipótesis de trabajo adoptada en el sentido de considerar sólo el riesgo derivado' de la variabilidad de la respuesta física,ignorando el ries go de precios. Así, para las cuatro relaciones de precios urea: trigo cons!.. deradas, que como se indicó abarcan casi en su totalidad el rango de va­riación de los últimos 8 años (con la excepción de 1989), el ranking de do minancia entre tratamientos prácticamente no se modifica.

En general, puede afirmarse que existe una relación inversa entre el ni­vel de fertilidad potencial del suelo y la dosis óptima de fertilizante nitr~ genado. Sin embargo, en el menor nivel de fertilidad (<: O, l3% de nitró­geno total) la dosis óptima de fertilizante es sólo de 25 kg N/ha, lo que

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•

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podría estar explicado por la presencia de otros factores de suelo -además del contenido de nitrógeno- que limitnn el rendimiento del trigo. Dentro de éstos se destaca la degradación físico-química de los suelos con mucha hi~ toria agrícola con exceso de laboreos, que produce problemas de infiltra­ción de agua (Fontanetto y Gambaudo, 1992). Otro resultado que no coi,!: cide con la tendencia general apuntada más arriba, es la dosis óptima p~ ra el grupo de entre 0,16 y. 0,17% de nitrógeno total a la menor relación de precios, que es de 50 kg N fha. Esto debe ser tomado con cautela pues es el rango de fertilidad que incluyó la menor cantidad de repeticiones (7) y además se trata de una relación de precios de muy baja probabili­dad de ocurrencia.

CONCLUSIONES

El análisis de dominancia probabilística aplicado a los resultados de una serie de ensayos sobre fertilización nitrogenada en trigo, permitió dete~ tar cuáles son las dosis 11 eficientes 11 para distintas combinaciones de fer­tilidad de suelo y relación de precios urea: trigo. Para decisores que en general pueden ser considerados como aversos al riesgo, las dosis ópti­mas (en el sentido de la dominancia probabilística de segundo grado) os-cilaron entre O y 50 kg N fha. .

Teniendo en cuenta la distribución de la fertilidad inicial de los lotes don . de fueron conducidos los ensayos, los resultados· de este trabajo indica­rían que bajo ·las condiciones actuales de precios, la fertilización nitroge­nada sería recomendable en el 75% de los lotes, es decir, todos aquellos donde la fertilidad inicial fuese menor al 0,16% de nitrógeno total.

BIBLIOGRAFIA

ANDERSON, J.; J. DILLON Y J.B. Hardaker. (1977). Agricultural Decision Analysis. Ames: Iowa State University Press. 412 p.

de JANVRY, A. (1972). Optimal levels of fertilization under risk: The potential for corn and wheat fertilization under alternative price· policies in Argentina. American Journal of Agricultura! Economics 54: 1-10.

da CRUZ, E.R. (1984) • Aspectos teóricos sobre incorporacao de risco em modelos de decisao. En: Contini, E., J. Diniz de Araujo,A. de Oliveira y W. Garrido. Planejamento de Propriedade agri cola - modelos de decisao. EMBRAPA-DEP, Documentos, 7.-316 p.

FONTANETTO, H. Y S. GAMBAUDO, (1992). Sistemas de labranza de tri go en el doble cultivo con soja. Influencia sobre algunas pro piedades físicas y químicas del suelo y los rendimientos. INTA. EEA Rafaela.· Información para Extensión N° l39. 7 p.

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GALETTO, A.; S. GAMBAUDO y H. VIVAS. (1985). Evaluación economlca de ensayos de fertiliz.ación nitrogenada en la subregión tri­guera 1. Campaña 1984/85. INTA. EEA Rafaela. Publicación Miscelánea N° 33. 13 p.

JUSTO, A. (1992). Relaciones insumo/producto en trigo. INTA. EEA Pe!:. gamino. Area de Estudios Económicos y Sociales. Información General N° 88. 5 p.

SCHILDER, E. (1992). Costos y márgenes para los cultivos de cosecha fi. na: trigo, lino. y colza. Campaña 1992 / 93. INT A. EEA Rafa~ la. Información para Extensión N° 41.·4 p.

YOUNG, D. (1979). Risk preferences of agricultural producers: Their use in extension and research. American Journal of Agricultural Economics 61:1063-1070.

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Impreso en: INTA - Estación Experimental Agropecuaria Rafaela Casilla de Correo N° 22 - 2300 - RAFAELA (Sta. Fe) 250 ejemplares ------------------ Noviembre 1992

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