Eficiencia económica en el uso de mano de obra entre pequeños productores de maíz con tecnología tradicional y tecnología mejorada

Vista previa del material en texto

AN ALIZADO 
EFICIENCIA ECONOMICA EN EL USO DE MANO DE OBRA ENTRE 
PEQUEPOS PRODUCTORES DE MAIZ 
CON TECNOLOGIA TRADICIONAL V TECNOLOGIA MEJORADA* 
German Escobar P.. 
I. INTRODUCCION 
Al introducir cambios tecnológicos en explotacio-
nes agrIcolas, se tienen consecuencias de naturaleza 
variada. El efecto de las técnicas que tiendan a 
incrementar la productividad, se puede buscar en sus 
resultados socioeconámicos (niveles de ingreso, 
acumulación de riquezas, cambios en la demanda de 
factores de producción, cambios en la oferta de 
productos o bienestar de la familia), en las relacio-
nes propias de las funciones de producción (raciona-
lidad en el uso de los factores de producción), o en 
la combinación de los aspectos anteriores, ya que 
son complementarios. 
En cumplimiento de sus funciones de investiga. 
cion y transferencia de tecnologia, el ICA ha venido 
trabajando desde 1971 en la region del Oriente de 
Cundinamarca, a travOs del montaje de implementa-
dOn de un proyecto de Desarrollo Rural. Durante el 
transcurso de cinco afios, se han realizado un nOme-
ro considerable de estudios que contemplan aspectos 
tecnico-agronOmicos, las condiciones y estructuras 
socioeconOmicas, los factores limitantes a la adop-
cion de la tecnologIa que ha sido ajustada a las 
condiciones de la regiOn y algunas de las implicacio-
nes generadas por la acciOn del Proyecto. 
La revision de varios de esos estudios y la consi-
derable cantidad de informaciOn disponible, faciita-
ron ci avance en el análisis de algunas relaciones 
propias de la funciOn de producción. Al mismo 
tiempo, fue posible asociar tales relaciones con otros 
fenómenos que se suceden en Ia regiOn. EspecIfica-
mente, este trabajo trata de estudiar el uso razonado 
del factor mano de obra, dentro de las relaciones de 
producción que se generan con la adopción del 
paquete de recomendaciones técnicas. 
Estos resultados fueron comparados con los que 
se generan bajo las condiciones de la tecnologIa 
tradicional. De la misma manera se incorporaron al 
presente análisis los resultados de los agricultores, de 
quienes se supone ocupan un puesto intermedio 
entre los que practican la tecnologIa tradicional y 
los que hacen uso constante de las recomendaciones 
técnicas. Estos campesinos, se caracterizan por ser 
usuarios del Convenio ICA-Caja Agraria. 
2. REVISION DE LITERATURA 
El análisis marginal es la técnica de análisis eco-
nOmico de la producción, que permite mayor preci-
sión (Heady and Dillon, 1952). A la luz de la teorIa 
económica, es posible establecer el punto óptimo de 
utilización de cualquiera de los recursos de produc-
ciOn, siempre que se cuente con la información 
pertinente (Heady and Dillon, 1952; Stigler, 1961). 
Con la aplicaciOn de estos postulados, se ha analiza-
do a niveles técnicos y empIricos, el uso y la partici-
pación de la mano de obra en la producción agrIco-
La y los efectos de la tecnologIa introducida con la 
Ilamada Revolución Verde. 
Otros análisis de los efectos del cambio tecnoló-
gico sobre el empleo a nivel del Sector Rural agrega-
do, sugirieron que la generaciOn de empleo no ha 
mostrado los indices de éxito esperado, por lo 
menos en el corto plazo (Lele and MelLor, 1972). 
Hay quienes sostienen que los efectos de introducir 
una tecnologIa de mayor productividad son contra-
rios para el pequeflo agricultor, no solo por sus 
aspectos económicos, sino porque se genera un 
mayor desempleo rural (Poleman and Freebairn, 
1973). 
Contribución del Programa de Estudios Regionales, Division de Estudios Socioeconómicos del Instituto Colombiano 
Agropecuarlo, ICA. 
Sociólogo, M.S. en Economia AgrIcola. Técnico del Programa de Estudios Regionales. Apartado Aéreo 151123 Eldorado, 
Bogota. El autor agradece la colaboraciOn de Kenneth Swamberg, Ph.D. y Humberto Colmenares, Ph.D. 
Revista ICA - Bogota (Colombia) Vol. XIII. No. 2- pp. 403-409 Junio 1978. CK ISSN-0018-894. 
403 
Respecto a la productividad del recurso mano de 
obra, existen teorIas que sostienen: en areas de 
desarrollo, con sisternas económicos duales, Ia pro-
ductividad de la mano de obra es cern (Fei and 
Ranis, 1964). Posteriores trabajos plantean la hipó-
tesis, segün la cual, en La economIa de subsistencia, 
el anáiisis marginal debe igualarse al producto me-
dio, para conocer la eficiencia del uso del factor 
(Melior and Stevens, 1956). 
Existen de otra parte, teorIas y estudios empiri-
cos que respaidan la conocida idea de que ci peque-
no campesino es "pobre, pero eflciente". A este 
respecto pueden citarse como ejemplo los trabajos 
de Hopper en la India (1965), el de Bernal en el 
Oriente Antioqueno (1973). 
En ambos estudios se desvirtCia la idea de la 
productividad marginal de La mano de obra igual o 
muy cerca de cern, al tiempo que se valida el uso 
del análisis marginal para conocer la eficiencia del 
uso del factor. 
No se ocultan resuitados de investigación que 
utilizando las mismas técnicas de anáiisis, ilegaron a 
concluir que los pequeflos agricultores no cstán tra-
bajando al punto óptimo de eficiencia o cerca a él 
(Norman, 1972 Swanberg, 1975). 
Esta disparidad de resuitados que impide su gene-
ralizaciOn, fue otto motivo para adelantar ci análisis 
que se presenta en este trabajo, a La Iuz de los 
postulados del modelo estatico neoclásico, sobre ci 
papei de la mano de obra en ci PFOCCSO de produc-
dOn y ci desarrollo econórnico (Warton, 1965). 
3. METODOLOGIA 
Por tratarse de un trahajo que recoge experien-
cias de campo a través del tiempo. la expiicación de 
la metodologIa se presenta en dos apartes: fuentes y 
procedimiento de recolecciOn de información y 
técnicas de elaboración de la información. 
3.1. FUENTES DE INFORMACION y PROCEDI-
MIENTOS. 
Para conocer las relaciones insumo-productos de 
los agricultores del Oriente de Cundinamarca bajo 
las condiciones de su tecnoiogIa tradicional, se tomó 
una muestra al azar sobre un universo conformado 
por los productores de maIz-frijol. Estas parcelas se 
encuentran en aituras menores de 2.200 m.s.n.m. El 
tamaflo de la muestra inicial fue de 87 casos, de los 
cuales se tomaron 50, después de eLirninar aquellos 
que no se ajustaron a Ia homogeneidad tecnoiógica 
de la mayorIa de los productores. La muestra fue 
tomada a fines de 1972 y primeras semanas de 
1973, sobre un recordatorio del ciclo de produccion 
inmediatamente anterior. 
La segunda recoiección de información, se practi-
cO en la misma region, pero ci universo se limitó a 
los agricultores que para finales de 1975 habian 
cumplido su ciclo de producción bajo los patrones 
de las recomendaciones técnicas. Para el efecto, se 
interrogaron 33 agricultores de los 39 que trabajan 
dentro del "Plan de Producción de MaIz"*. Como 
en ci caso anterior se practicó un recordatorio de las 
relaciones insumo-producto del ciclo productivo de 
1975, el cual fue verificado con los registros propios 
del plan. 
Dc la información recogida en la misma época, 
existen 51 observaciones tomadas al azar de un 
universo conformado por productores de mafz que 
dentro de la misma area han recibido crédito por el 
convenio ICA-Caja Agraria, en ci cual se estipula la 
supervisiOn de agentes de asistencia técnica. 
Otras fuentes de información estan constituidas 
por las recomendaciones técnicas mismas (Cobos y 
Zandstra, 1973), que son el resultado del ajuste de 
la tecnologIa generada en estaciones experimentales 
a las condiciones de La region de estudio. 
Dc la misma manera, en este trabajo se utiizó la 
información disponible sobre ci uso de mano de 
obra en la region y su denianda estacionaL (Escobar 
y Swanberg, 1976). 
3.2. TECNICAS DE ANALISIS. 
Dc conformidad con los objetivos que se persi-
guieron en este trabajo. Ia técnica central es la 
determinación de funciones de prod ucción. Esta 
técnica se aplica a las relaciones con tecnoiogIa 
tradicional, el paquete de recomendaciones y este 
(iltimo grupo, con los adoptantes del paquete. 
Dos tipos de modelos de regresiOn se escogieron 
para determinarestas funciones: un niodeto expo-
nencial del tipo Cobb-DougLas, y un modelo poli-
nomial cuadrático. Para el grupo de productores con 
tecnologIa tradicionaL se cuenta ünicamente con ci 
modelo exponenciaL (Escobar, 1975), Para los gru-
05 que adoptaron las recomendaciones y el confor-
mado por éstos y los usuarios de crédito supervisa-
do, los modelos utilizados se expresan asi: 
n = 2 
(1) 	y 	ir 	i 
j=1 
dond e: 
Y - producto total 
X1 = factores de producción 
13 = coeficiente de regresión. 
y (2) Y = a+/31 X1 + 2 X1 + /33 X2 + 
I4 X2 + /35 X1 X2 
* Este es un plan expenmental que funciona a través de la Cooperativa de Agricultores del Oriente de Cundinamarca. Está 
diseñado para dar libre acceso a los recursos de crédito v asistencia técnica v para compartir los riesgos de adoptar la nueva 
tecnologia. Sobre el total de la muestra, la adopciôn del paquete tecnolôgico, es ligeramente superior al 
404 
Por consideraciones teóricas y algunos resultados 
de las pruebas de t, el valor del intercepto en 
(2) se forzó a cero, permitiendo asI la posibilidad 
de comparar los resultados. Del modelo (2) se 
eliminá el término de interacción 0 X1 X2 ) dado 
que La correlación entre variables resultó ser muy 
baja. Esta eliminación implicó ci supuesto de cero 
covarianza. 
Como se mencionó antes, la función con tecnolo-
gfa de producción se tomó de un estudio anterior. 
Del análisis estadIstico de esa funcián se concluyó 
que para las necesidades del presente trabajo, la 
agrupación de los factores de producción podrIa ser 
diferente, ya que mano de obra es ci factor de 
interés y su coeficiente de regresión el resultado más 
iinportante. En consecuencia, los factores de pro- 
ducciôn considerados en(l) 	y (2)se definen asI: 
(X11 (X1 ) = Valor de los insunios biológicos, prepa-
ración de Ia tierra y valor de 
uso de la tierra (el valor de uso 
de Ia tierra se emplea cuando la 
función se calcula a nivel finca). 
Cuando se calcula con base a 
una hectárea, este valor se sus-
trae de X11 y X1 para (1) y 
(2) 
X12 (X2) = Uiiidad de mano de obra total (familiar 
y alquilada) medidas en jornales 
de 8 horas/dIa. 
La variable independiente Y se midió en kilogra-
mos de maIz por hectárea y por finca, segñn se 
aplique ci caso. En La función para la tecnologfa 
tradicional, Y se midió en el valor del producto 
total, a precios de mercado de 1972. 
4. RESULTADOS Y DISCUSION 
4.1. EFICIENCIA DEL USO DEL FACTOR 
MANO DE OBRA CON TECNOLOGIA 
TRADICIONAL. 
Los resultados obtenidos de determinar la fun-
ción de producción hajo las condiciones de La tecno-
logfa tradicional se han encontrado tal como apare-
cen en La Tabla 1. 
La cifra correspondiente al factor mano de obra 
es significativa. A pesar de La magnitud del error 
estándar respecto del valor del coeliciente de regre-
sión, el análisis marginal es válido, aunque el poder 
predictivo de la ecuación debe mirarse con reserva. 
Para estimar La eficiencia del uso del recurso es 
necesario, derivar el producto fIsico marginal del 
factor. Se ilega a ese valor de la siguiente manera: 
ay 
P.F.ML = a X L 
Siendo: 
PFML = Producto fIsico marginal de la mano de 
obra. 
XL = Unidad de mano de obra. 
La relación (3) requiere que se establezcan 
precios a fin de ser sujeta de análisis econôrnico. 
Para este trabajo, los estimativos se hasaron en los 
promedios geométricos de los factores y el produc-
to. Los precios se asignaron con el promedio de los 
precios de mercado en 1972 y 1975. A la mano de 
obra familiar se Ic imputaron ci valor pagado a la 
mano de obra contratada, suponiéndose que ése es 
un costo de oportunidad en corto piazo. 
La combinación de (3) con los precios imputa-
dos, permiten estimar la eficiencia del uso del recur-
so, con base en La siguiente reLación: 
P ö XL = 
PXL 
donde: 
Py = precio promedio de mercado para un kilogra-
mo de maiz 
XL = precio promedio de mercado para un jornal. 
Aplicando los promedios geoniétricos y los resul-
tados de la regresión para la tecnologfa tradicional a 
(4) se obtiene Ia siguiente relación: 
Y 
PFML = 3L 	- 	= VPM, dado que Y 
XL 	L 
fue estimado en valores de mercado para 1972. 
Donde: 
VPML = Valor del producto marginal de la mano de 
obra. 
3L = Coeficiente de regresión para la mano de obra. 
Partiendo de (5) , la relación de eficiencia estaré 
dada, entonces por: 
VPML - 
PXL 1 
Para la relación de producción con tecnologfa 
tradicional, Los cálcuios arrojan las siguientes cifras: 
(i) VPML = 12,84 
PXL 	30 
Este resultado indicó que en la combinación de 
factores en las condiciones del productor tradicio-
nal, ci recurso mano de obra está subutilizado con 
405 
TABLA 1. Función de producción tipo Cobb-Douglas estimada para agricultores con tecnologia tradicional. Oriente de Cundina-
marca. 1972. 
Variables Valor Valor Unidades Valor Valor 
fertilizante pesticidas mano de semillas otros 	 R2 	F 
obra gastos 
Coeficientes 
de regresiOn 0,0463' 0,0456 + 0,3580" 0,1370 0,3692' 	1,231' 	0,786 	32,29" 
Error 
esténdar (0,026) (0,044) (0,142) (0,102) (0,068) 
Significativamente diferente de cero o Q = 0,01 
Significativamente diferente de cero o.t = 0,05 
+ Significativamente diferente de cero o U = 0,10. 
Fuente: Escobar, G. Comparative Analisis and Technical Recommendations a mong minifundistas, Production Processes in 
the Rural Development Project of Eastern Cundinamarca. 1975. Tesis M.S. Ithaca, N.Y., Cornell University.1975. 
p. 144, 
relación a su punto optimo de eficiencia, tal corno 
lo expresa (Heardy and Millan, 1952). Esto es, la 
"finca promedio" de Ia zona maicera en esta region 
debe utilizar menos mano de obra, si la meta es 
obtener la mayor eficiencia del factor y continuar 
con Ia tecnologIa tradicional. 
De acuerdo con el modelo polinomial cuadrático, 
las relaciones de eficiencia no pueden calcularse 
segün (6) - Sencillamente tomando la relación 
(4) se aplica ci principio expresado en (6) . Los 
resultados se presentan a continuación: 
4.2. EFICIENCIA DEL USO DEL FACTOR 
CON LA TECNOLOGIA RECOMENDADA. 
Sobre el grupo de agricultores del plan de pro-
ducción de niaIz, se trataron los dos modelos descri-
tos para buscar ci mejor ajuste de la función de 
producción. Para ello se utilize la agregaciOn de 
factores en la forma previamente explicada. Los 
resultados aparecen en la labia 2. 
Las cifras de la Tabla 2 muestran clara diferencia 
entre los modelos de ajuste. Por supuesto es una 
consecuencia de las especificaciones y caracterIsticas 
niatemáticas de los modelos. Los resultados al forzar 
las curvas por el origen del piano se presentan como 
alternativas de análisis. Por ello se tuvo en cuenta 
que los cambios en las pendientes resultaran conse-
cuentes con la especificación de los modelos. 
Para cumpiir con los objetivos de este trabajo, ci 
análisis marginal del factor mano de obra se presen-
ta a continuación, siguiendo las especificaciones de 
(3), (4), (5) y (6). 
Dc acuerdo al modelo Cobb-Douglas, las relacio-
nes de eficiencia son: 
(ii)VPML - 185,66 
= 3,71 
PXL - 50 
VPML 145.31 - con intercepto m: 	= 	 - 2.91 
PXL 	
50 
VPML 158,5 
con intercepto 	
PXL = 50 	
- 3,17 
Los resultados obtenidos de medir Ia eficiencia 
del uso del factor, tienen un conn'in denominador 
en los cuadros modelos a que se ajusta la función de 
producción: Ia mano de obra se encuentra sobreuti-
lizada respecto a su punto óptimo de eficiencia, 
expresado en (6). 
La implicacián inmediata de la introducción del 
cambio tecnologico sobre el uso del factor trabajo 
es evidente: se pasa de sub-utilizar el factor a un 
estado de sobre-utiiización. Esto indica que ci factor 
paso a 5cr escaso con, el uso de nueva tecnologIa, 
mientras que era abundante bajo los patrones de 
producción tradicional. 
406 
TABLA 2. Funciones de producciôn estirnadas para agricultores con la tecnolog(a recomendada. Oriente de Cundinamarca. 
Modelo 	 Cobb-Douglas 	 Polinominal 	 Polinominal 
Variables 	 (con intercepto cX ) 	 (con intercepto0) 
Valorde insurnos 0,077 X1 =1,13" (0,561) X 1 = 1,18" 	(0,559) 
2 
Error estándar (0,039) X1 =0,00012" (0,000006) x 	= 0,0013" (0,00005) 
Manode obra 1,178" X2 =-141,88' (64,28) X2 =129,58' (69,29) 
2 
(Error estândar) (0,481) X1 =2,55' (0,934) X2 =2,74'' (0,993) 
1,24 312,20 0 
R2 0,574 0,69 0,687 
F 20,19" 29,63" 32,26" 
Significativamente diferente de cero a = 0,05. 
Significativamente diferente de cero a =0,01. 
InformaciOn suministrada por Agust(n Cobos I.A. Los datos corresponden a su trabajo de Tesis para optar al titulo de M.Sc 
en la Escuela de Graduados UN-ICA. 
4.3. EFICIENC1A DEL IJSO DEL FACTOR 
ENTRE USUARIOS DIRECTOS DE LA 
ASISTENCIA TECNICA, 
Como se mencionó en el punto 3.1, además de 
los productores participantes en ci plan maiz, Se 
dispuso de la informaciôn registrada por una mues-
tra entre los usuarios del Convenio ICA-Caja Agra-
na. A fin de obtener una idea más completa de la 
eficiencia en ci usa de este factor, en la Tabla 3 se 
presentan los resultados del ajuste de los datos, a los 
modelos escogidos. Con ci objeto de tenet la infor-
rnaci6n de los sujctos de La asistencia técnica, las 
funciones de producciOni Sc ajustan tanto para los 
productores del plan dc maIz como para los usua-
rios de crédito y asistencia técnica. 
SegOn Ia informaciOn de (5) y ci principlo cx-
presado en (6), las relaciones de eficiencia para el 
modelo Cobb-Douglas, son: 
VPML 43,13 
(v) con intercepto ct: 	= 	= 0,863 
PXL 50 
El anáhsis marginal correspondicnte al modelo 
cuadrático se omite, ya que los resultados no pre-
sentaron una adecuada significancia estadIstica y por 
lo tanto su confiabilidad es muy baja. 
Los cilculos del punto de eficiencia son opues-
tos, scgOn ci pnincipio expresado en (6). Esta si-
tuaciOn se presenta por ci camblo en los coeficientes 
parciales de rcgrcsiOn resultante de forzar la lInea de 
regresiOn al onigen del piano. 
Si se comparan los resultados expresados en (i) y 
(v), es evidente que los usuarios de la asistencia 
técnica estatal se aproxirnan al punto de eficiencia. 
Pot otra parte, de la comparacián de (ii) y (v), no 
se pudo Ilegar a ninguna deducción contundente, a 
pesar de quc ci total de usuarios con asistencia 
técnica están más cerca del punto dc eficiencia que 
los participantes en ci plan rnaIz. 
En general, el ajuste de los datos dc todos los 
productores con asistencia técnica, no ofrece clan-
dad sobre las diferencias encontradas on la eficiencia 
del uso del factor cntrc agricultores con tecnologIa 
tradicional y aquellos quc por participar on ci plan 
maiz, han adoptado, casi on su totalidad ci paquete 
de recomendaciones técnicas. 
5. CONSIDERACIONES SOBRE EL FACTOR 
MANO DE OBRA. 
El cambio en ci usa del factor dc on rango de 
abundancia a otro de escasez es razOn suficicnte 
para analizar con mayor detalle la disponibilidad del 
factor. Tomando la informaciOn ciue aparece Cu ci 
trabajo "Uso de la mano de obra en dos Zonas 
Rurales. Pleno Empleo Estacional" (Escobar y 
Swamberg, 1975), se cncuentra que bajo las condi-
ciones de la tecnologIa tradicional, en los meses 
pico de demanda por ci factor, se Ilega a una situa-
ción muy cercana a) pleno empleo. 
407 
TABLA 3. Funciones de producciôn estimadas para agricultores usuarios directos de Asistencia Técnica. Oriente de Cundinamarca, 
1975. 
Modelo 	 Cobb-Douglas 
	
Polinominal 	 Polinominal 
Variables 
	
(con intarcepto c) 	 (con intercepto 	0) 
Valor de insumos 1,04" X1 =0169 (1,46) 
(Error estándar) (0,118) x 	=1'395e 013e -05) 
Mano de obra 0,234" x2 = 13,55 	(7,569) 
Error estándar (0,106) X2 =.0,077+ (0,052) 
-1,13" -252,03 
R2 0,643 0,607 
F 2130,40" 30,55 
Significativamente diferente de cero a = 0,01. 
Significativarnente diferente de cero a =0,05. 
+ Significativamente diferente de cero a 	0,10. 
X 1 =0,084 (0,095) 
x i =2,23e 05 
0'9e 
 -06) 
X2 =1 1,06+ (6,810) 
X2 =-0,06 (0.047) 
0,604 
40,70 
Por otra parte, la recomendaciOn técnica para 
maIz, estima que la cantidad de mano de obra 
requerida para el ciclo biolOgico, medida en jornales, 
es de 111/1-la, en contra de 43/Ha que requiere ci 
patron técnico de la tecnologIa tradicional. Esto 
implica un aumento de 258% en ci uso del factor. 
Bajo tales condiciones, las épocas pico de demanda 
sobrepasarán ci nivel de pleno empleo, trayendo 
como consecuencia Ia escasez del recurso. La infor-
macion disponible de los agricultores, arroja un pro-
medio de utiiización del recurso de 86 jornales/Ha, 
que es una cantidad inferior a la requerida por los 
técnicos, pero bastante superior a la utilizada tradi-
cionalmente. 
Si se tiene en cuenta que ci mercado regional por 
el recurso está sujeto a imperfecciones de conoci-
miento de la oferta y demanda, que una subzona 
puede absorber toda su oferta con relativa facilidad 
y que la movilidad fIsica de quienes están en capaci. 
dad de ofrecer ci recurso es limitada en si misma, es 
bastante probable que la adopciOn de la tecnoiogia 
ocasione escasez temporal. Si tal es el caso, la deci-
sión de sobreutilizar ci recurso es económicamente 
racional. 
6. CONCLUSIONES 
La introducción de cambios tecnoiOgicos entre 
pequefios productores de maiz ha ocasionado cam-
bios importantes en ci uso del factor mano de obra. 
Tales cambios deben med irse con relaciOn a la canti-
dad de factor utilizado y a La eficiencia económica 
de su uso. Desde ci primer punto de vista, se puede 
concluir que la cantidad utilizada se ha incrementa-
do en 23 jornales durante ci ciclo productivo, que 
representa un aumento relativo de 38,1%, respecto 
de la cantidad del factor utilizado bajo las condicio-
nes de la tecnologfa tradicional. 
Desde ci punto de vista de la eficiencia del uso 
del factor, los anáiisis respectivos demuestran que se 
ha pasado de un estado de ineficiencia por subutili-
zaciOn del factor, a un estado semejante que se 
caracteriza por la sobreutilización del mismo. Esta 
situaciOn permite decir que la büsqueda de un pun-
to máximo de producción por medio del cambio 
tecnoiOgico, no guarda relación con la optimizaciOn 
del uso del factor mano de obra. 
Relacionando los resuitados del anáiisis económi-
co con las caracterIsticas de la demanda regional del 
factor, se puede decir que ci recurso mano de obra 
es iimitado en ciertas épocas del año para los reque-
rimieritos de la recomendaciOn técnica. Esto suçede 
por la imperfecciOn del mercado en cuarito al cono-
cimiento universal de la oferta y La demanda del 
mismo, y por las limitaciones inherentes a la movili-
dad fIsica de quienes están en condiciones de ofre-
cer el recurso. Dc aqui se deduce que es indispensa-
ble terser en cuenta dos aspectos al momento de 
generar los paquetes tecnolOgicos: conocer las res-
tricciones de los factores de producciOn, frente a su 
demanda potencial y ajustar las recomendaciones a 
tales restricciones. 
7. RESUMEN 
Se comparO la eficiencia en el uso del factor 
mano de obra entre pequeflos productores de maIz 
que han adoptado las recomendaciones técnicas, y 
aquellos que siguen ci patron de la tecnologIa tradi-
cional. 
408 
Con tat objeto se determinaron funciones de pro-
ducción utilizando dos modelos de regresión expo-
riencial tipo Cobb•Douglas y polinomial cuadrático. 
Una vez establecida Ia relación de eficiencia eco-
nómica, los resultados indicarcin que Ia tecnologia 
tradicional sub-utiliza el recurso mano de obra, 
empleando un mayor ncimero de jornales de los 
necesarios. Dc otra parte, los productores que han 
adoptado las recomendaciones técnicas, han pasado 
a otro punto de ineficiencia, en ci cual utilizan ci 
factor, empleando menos jornales de los necesarios. 
El mismo análisis se practicó para los producto-
res, usuarios. on general del servicio de asistencia 
técnica, pero los resultados no son satisfactorios 
para desvirtuar o con firmar las relaciones encontra-
das entre los grupos adoptantes y los que continãan 
con las formas tradicionales. 
Considerando los resultados de otros estudios 
sobreci uso de Ia mano de obra, se puede deducir 
que La introducción del paquete tecnológico on 
niaiz. implica Un aurnento considerable en el uso del 
recurso por unidad de explotación, ocasionando, 
segCin ci incremento, una escasez temporal en ciertas 
zonas de Ia region, to ciue hace a su vez, que se 
sobreutilice ci factor, on las relaciones de produc-
ción de los agricultores adoptantes. 
8. SUMMARY 
Economic efficiency in labor use small corn with 
traditional and improved techniques. 
This paper analyzed the economic efficiency of 
labor use among small corn growers. Three different 
groups of farmers are contrasted: Producers who 
adopted ICA's recommended technical package, 
farmers receiving technical assistance services, and 
producers cultivating under traditional methods and 
receiving no technical assistance. 
Cobb-Douglas, and quadratic production func-
tions were used to estimate, via marginal analysis, 
labor efficiency points for each of the mentioned 
groups. The analysis of the data yielded the folio. 
wing results: 
- Under traditional technology, farmers overutiize 
labor: They employ more units of labor than 
they should in order to keep their levels of 
proctions. 
- Under the recommended technology, farmers 
tend to underutilize labor resources: They use 
fewer units of labor than they could if they were 
to increase their output. 
- No clear-cut conclusion could be obtained from 
the analyses of the data regarding the third of 
growers. 
Data from another study on labor use within the 
same region suggest that the introduction of new 
technology implies increased use of labor resources. 
However the recommended technology seems to 
bring about seasonal labor shortages in some areas 
within the region. This could be one of the reasons 
to explain labor underutilization among adopters of 
the recommended corn technology. 
9. BIBLIOGRAFIA 
1. BERNAL, F. Agricultural Efficiency and Social Struc-
ture, Tesis M.S. Ithaca, N.Y., Cornell Univer-
sity. Unpublished. 1973. p. 114. 
2, COBOS, A. y ZANDSTRA, H. Recomendaciones para 
el cultivo de Maiz y sus Asociados para 1973. 
CA, P.D.R.O.C. 016. 1973. p. 12 (Mimeogra-
fiado). 
ESCOBAR, G. Comparative Analysis and Technical 
Recommendations Among Minifundistas, Pro-
duction Processes in the Rural Development 
Project of Eastern Cundinamarca, Colombia. 
1975. Tesis M.S. Ithaca, N.Y., Cornell Univer-
sity. 1975. p. 144. 
--------y SWANBERG, K. Uso de Ia Mano de 
Obra en dos zones rurales. Pleno empleo esta-
cional. Division de Estudios SocioeconOmicos 
ICA. 1976. p. 62. 
FEI, J.C.H. and RANIS, G. Development of the labor 
surplus economy: Theory and Policy. Home-
woord. Ill. Irwin. 1974. 
HEADY, E.O. and DILLON, J.L. Agricultural Produc-
tion functions. Ames, Iowa. Iowa State Uni-
versity Press. 1952. p. 663. 
HOPPER. W.D. Allocation efficiency in traditional 
indian agriculture. Journal of farm Economics 
(U.S.). 47: 611-624. 1965. 
B. MELLOR, J.W. and STEVENS. D. The average and 
marginal product of farm labor in underdeve-
loped economies. Journal of Farm Economics 
(U.S.). 38(3):1956. 
NORMAN, D.M. And Economic Survey of Three 
Villages in Zavia Province, Input Output 
Study Zavia. Institute for Agricultural 
Research Samarn. Samarn Miscellaneons paper 
39. Vol. I. Text. 1972. 
LELE. U. and MELLOR, J.W. Jobs, poverty and the 
"Green Revolution" London. Reprinted from 
International Affairs. 1972. p. 32. 
POLEMAN, T.T. and FREEBAIRN, D.K. ed. Food, 
Population and Employment. New York. 
Praeger Publishers. 1973. p. 292. 
STIGLER, G.T. The theory of price. 1961. McMiIlan 
Co. p. 310. 
SWANBERG, K.G. Anàlisis de las funciones de produc-
ciOn para cultivos tradicionales y hort(colas en 
eI Oriente de Cundinamarca. Bogota. Sin pu-
blicar. 1975. p. 35. 
WHARTON, C. ed. Subsistence agriculture and eco-
nomic development. Chicago, Aldin Publishing 
Company. 1965. p. 481. 
409