Dimensiones Turísticas / Vol. 10, e1026850
/ e-ISSN: 2594-2069
https://doi.org/10.47557/GYPX6850
1
ResumenAbstract
Recibido: 5 de diciembre de 2025
Aceptado: 20 de marzo de 2026
CÓMO CITAR: González, R. F. y Amaya, C. M. (2026). Factores que influyen en la recepción de visitantes internacionales a México: el
caso del turismo en la frontera norte. Dimensiones Turísticas, 10, eid: e1026850. https://doi.org/10.47557/GYPX6850
FACTORES QUE INFLUYEN EN LA RECEPCIÓN DE VISITANTES INTERNACIONALES
A MÉXICO: EL CASO DEL TURISMO EN LA FRONTERA NORTE
FACTORS INFLUENCING THE RECEPTION OF INTERNATIONAL VISITORS TO
MEXICO: THE CASE OF TOURISM ON THE NORTHERN BORDER
RENATO FRANCISCO GONZÁLEZ SÁNCHEZ
https://orcid.org/0000-0003-0737-2838
refrgosa@ucol.mx
Universidad de Colima
CARLOS MARIO AMAYA MOLINAR
https://orcid.org/0000-0001-5120-6349
cmamaya@ucol.mx
Universidad de Colima
El turismo fronterizo en el norte de México juega un papel económico y cultural importante
para las regiones limítrofes con los EE.UU. El objetivo del trabajo es analizar el impacto de
diferentes factores económicos y de la inseguridad en la llegada de turistas internacionales
fronterizos a México. Se estimaron modelos econométricos de series de tiempo, tales como
los cointegrantes para el largo plazo y el SARIMAX – EGARCH para el corto plazo, analizando
datos mensuales de enero de 1998 a agosto de 2025. La inseguridad, medida a través de los
homicidios dolosos en los estados limítrofes del norte de México, no inuye en el ujo de tu-
ristas fronterizos, mientras que aumentos en el ingreso disponible per cápita del consumidor
norteamericano incrementan los ujos de turistas, al tiempo que los aumentos en el precio
de la gasolina en EE.UU los reducen; en cuanto al precio de destino, los datos demuestran que
no desestimula la llegada de turistas.
Palabras clave: Modelos cointegrantes, modelo SARIMAX – EGARCH, demanda turística, turis-
tas fronterizos, inseguridad.
Border tourism in northern Mexico plays a signicant economic and cultural role in the regions
adjacent to the United States. The objective of this study is to analyze the impact of various eco-
nomic factors and insecurity on the inux of international border tourists into Mexico. Time-series
econometric models were estimated—specically, cointegration models for long-run relations-
hips and SARIMAX – EGARCH for short-run dynamics—analyzing monthly data from January
1998 to August 2025. Findings presented here suggest that insecurity, measured by intentional
homicides in Mexico’s border states, does not inuence the ow of border tourists, whereas increa-
ses in the per capita disposable income of US consumers drive a rise in border tourist ows, while
higher US gasoline prices reduce them. Regarding destination pricing, the data demonstrates that
it does not deter the arrival of border tourists.
Keywords: Cointegrating models, SARIMAX – EGARCH model, tourist demand, border tourist,
insecurity.
Factores que inuyen en la recepción de visitantes internacionales a México:
el caso del turismo en la frontera norte
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1. Introducción
L
os ujos de visitantes provenientes de los Estados Unidos de América juegan
un papel central en la economía nacional, por las divisas que inyectan a la eco-
nomía y por la cantidad de empleos e impuestos que generan. Este ujo cons-
tituye la mayor proporción de turistas internacionales a México. En el pasado recien-
te, los ujos de turistas fronterizos tienden a incrementarse (Tabla 1), especialmente
a partir del año 2014, cuando se registró un crecimiento sustancial. La tendencia
permanece hasta el surgimiento de la pandemia del covid-19, misma que produjo
una caída hasta que se recuperó la tendencia incremental en 2023.
En 2025 20.4 millones de turistas fronterizos internacionales visitaron México, gas-
tando un total de 2,306.9 millones de dólares, con un gasto promedio por turista
de 113 USD, lo que representó el 6.6 % del gasto total del turista internacional en
México (INEGI, 2026); del total de turistas fronterizos, la Secretaría de Gobernación
(2024) estima que entre el 96 y el 97 % se concentra en la frontera norte. Los princi-
pales motivos de viaje de estos turistas son la visita familiar, atención médica, pla-
cer, compras y negocios (Observatorio Turístico de Baja California [OTBC], 2025).
Tabla 1. Visitantes fronterizos y su gasto en México
Periodo Turistas fronterizos 1/ Ingresos totales 2/ Gasto por turista 3/
1990-1994 10.2 1310.0 128.3
1995-1999 10.6 1083.7 102.2
2000-2004 9.4 1087.2 116.0
2005-2009 9.2 998.3 108.8
2010-2014 10.6 835.5 79.4
2015-2019 16.9 1298.5 76.9
2020-2025 15.6 1628.5 102.1
Notas: 1/ millones de personas promedio anual. 2/ Promedio anual en millones de dólares reales,
agosto 2025 = 100. 3/ Promedio mensual en dólares reales, agosto 2025 = 100.
Fuente: Elaboración propia con información del Sistema de Información Económica del Banco de México (2025).
A pesar de su relevancia económica, estudios previos sobre el tema no han siste-
matizado las causas que explican el comportamiento de este ujo de turistas. El
presente trabajo busca identicar en qué sentido los factores económicos y de in-
seguridad afectan los ujos de turistas fronterizos estadounidenses en el periodo
1990-2025.
González, R. F. • Amaya, C. M.
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2. Encuadre teórico
El trabajo explora la resiliencia de los flujos de turistas de los Estados Unidos de
América a los destinos turísticos de la frontera norte de México. Las tendencias de
mediano y largo plazo de los flujos de turistas de EE.UU. a la frontera norte de Mé-
xico han mostrado algunas variaciones circunstanciales, pero sobre todo una resi-
liencia a factores contextuales y estructurales más amplios de la relación entre los
dos países. Los trabajos de Laine (2021) y de Mongua y Tobón (2026) destacan la
resiliencia en el largo plazo de las relaciones transfronterizas y de la actividad turís-
tica frente a crisis, conflictos y pandemias.
México y los Estados Unidos de América se encuentran profundamente vinculados
entre sí de muy diferentes maneras, con una relación que va más allá de los inter-
cambios económicos (Barajas-Escamilla, 2016). Actualmente, la población de origen
mexicano es una de las minorías étnicas más numerosas en los Estados Unidos, con
cerca de 39 millones de mexicanos o descendientes de mexicanos, representando
el 57 % de la población hispánica en ese país (Funk y López, 2022); el dato resulta
relevante considerando que una proporción considerable de los turistas internacio-
nales que visitan México son parte de ese grupo étnico, interesado en conservar sus
lazos familiares y reencontrarse con sus raíces culturales (Bringas y González, 2003).
La firma de los tratados de libre comercio de América del Norte influye sustancial-
mente en los intercambios económicos entre los países involucrados. El volumen
de los intercambios comerciales con México ocupa el primer lugar en importancia
para Estados Unidos (United States Census Bureau, 2022), con los servicios de viaje
y transporte ocupando un papel central. Atendiendo a la relación entre intercam-
bios económicos y flujos de visitantes internacionales, los trabajos de Barajas-Esca-
milla et al. (2014), Hanafiah y Harun (2010), Tsui y Fung (2016) y Turner y Witt (2001)
ilustran los impactos positivos del comercio bilateral y la apertura comercial en las
corrientes de visitantes, al incrementarse los vínculos interpersonales y las visitas a
familiares y amigos generadas por los lazos comerciales.
En la frontera norte de México se han aplicado políticas gubernamentales de desa-
rrollo y fomento, como el Programa Nacional Fronterizo, orientadas a resolver pro-
blemas de abasto y producción, así como a impulsar las exportaciones (Fuentes y
Fuentes, 2004). En años más recientes, el Programa Especial de Migración de 2014
buscaba flexibilizar la política migratoria para “…mejorar la infraestructura de trans-
porte e incrementar los flujos de comercio, inversión y turismo para elevar y democra-
Factores que inuyen en la recepción de visitantes internacionales a México:
el caso del turismo en la frontera norte
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tizar la productividad” (Instituto Nacional de Migración, 2014, p. 29); el programa
contribuyó a incrementar la oferta de transporte aéreo y la demanda de viajes hacia
México desde Norteamérica. Así, el comercio bilateral, las políticas migratorias y los
acuerdos de liberalización han influido en el pasado reciente para que México sea
el principal destino receptor de visitantes estadounidenses.
El turismo fronterizo ocurre en todas las localidades ubicadas a lo largo de las fron-
teras entre países. La Organización Mundial del Turismo (2010) define a este fenó-
meno turístico atendiendo a las características de los visitantes: como turistas, esto
es, viajeros que pernoctan en una localidad fronteriza nacional, o como excursio-
nistas, viajeros que visitan el destino de frontera sin pasar la noche en él. Una de-
finición más operativa la proporciona Bringas (2004, p. 8), quien define al turismo
fronterizo como:
…el desplazamiento temporal de personas fuera de su lugar de residencia ha-
bitual hacia las ciudades contiguas a la línea divisoria entre dos países, origina-
do por motivos de ocio, diversión, descanso, salud, negocios, visitas a familia-
res y/o amigos, religión, eventos sociales o realización de compras, entre otros,
cuya estancia no exceda un año y que comprometa al menos una pernocta en
el lugar visitado.
Cuadra et al. (2016) mencionan que la investigación académica sobre turismo fron-
terizo es relativamente nueva, resaltando la relevancia de los estudios realizados en
la frontera norte de México. Por su parte, Llugsha (2019) estudia las particularidades
del turismo fronterizo refiriéndose a las asimetrías sociales, económicas y legales
que se presentan complementariamente en las localidades y regiones fronterizas,
potenciadas por componentes físicos y simbólicos derivados de los rasgos cultura-
les característicos de las nacionalidades que confluyen en las fronteras. Este autor
señala que, en términos de vida cotidiana, las personas visitan las localidades fron-
terizas de otros países para adquirir bienes y servicios en condiciones más venta-
josas que las que pueden encontrar en el país propio, así como para experimentar
culturas y componentes físicos y simbólicos distintos. Ejemplos de estas particula-
ridades ocurren en La Jonquera, Cataluña, donde visitantes de regiones aledañas
de Francia acuden a adquirir tabaco, bebidas alcohólicas, abarrotes y combustible,
ocurriendo lo mismo con los turistas españoles y franceses que se desplazan a An-
dorra para adquirir tabaco, bebidas alcohólicas, perfumes, ropa y aparatos electró-
nicos, aprovechando los bajos impuestos del país.
González, R. F. • Amaya, C. M.
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Las regiones fronterizas presentan grandes oportunidades de desarrollo socioeco-
nómico, por su potencial para la realización de actividades comerciales y turísticas
(Guijarro y Duque, 2023), al tiempo que frecuentemente se ven afectadas por si-
tuaciones de inseguridad derivadas de factores como conflictos internacionales y
actividades ilícitas, como contrabando, narcotráfico, inmigración ilegal y tráfico de
personas. Las regiones fronterizas suelen ubicarse en zonas marginadas y geográfi-
camente alejadas de las zonas centrales de los países, impulsándolas a generar sus
propios medios de subsistencia, frecuentemente apoyándose en los recursos del
país vecino.
La ciudad de Tijuana es un caso típico de esta situación: por su lejanía y aislamiento
geográfico, en sus orígenes se encontraba más vinculada con Estados Unidos que
con México; esta ciudad experimentó un auge turístico durante la época de prohi-
bición de bebidas alcohólicas en Estados Unidos entre 1920 y 1933, promoviendo
también otro conjunto de actividades de entretenimiento igualmente prohibidas,
como apuestas y juegos de azar en casinos e hipódromos (Bringas, 1999).
Si bien las localidades contiguas ubicadas en regiones fronterizas presentan dife-
rentes características económicas, legales, culturales y sociales, estas diferencias
pueden complementarse para generar sinergias (Cuadra et al., 2016). Generalmen-
te las fronteras son permeables, las personas establecen relaciones sociales, comer-
ciales y familiares con sus pares del otro lado de la frontera, llegando a compartir
rasgos socioeconómicos y culturales comunes a ambos lados de la línea divisoria.
El trabajo de Bringas y Verduzco (2008) analiza el impacto de la percepción de in-
seguridad frente al mercado turístico potencial para la frontera norte de México,
destacando que la gran mayoría de sus visitantes son mexicanos o descendientes
de mexicanos, con una considerable proporción de habitantes de los estados fron-
terizos del país del norte que nunca han visitado México por la difusión de una ima-
gen negativa relacionada con asuntos como inseguridad, pobreza, migración ilegal,
infraestructura urbana precaria y corrupción de autoridades.
En el campo de la inseguridad, diversos trabajos (Bringas y Verduzco, 2008; Arévalo,
2025; Sánchez y Cruz, 2019; Cerón y Silva, 2017; Lozano-Cortés, 2016) indican su
impacto negativo en el arribo de turistas a México. La inseguridad generada por
el crimen organizado a lo largo del presente siglo ha deteriorado seriamente la
imagen turística de México. No obstante, las alertas y datos sobre criminalidad del
Departamento de Estado de Estados Unidos, los estadounidenses continúan vaca-
Factores que inuyen en la recepción de visitantes internacionales a México:
el caso del turismo en la frontera norte
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cionando en México, lo cual se explica básicamente porque la violencia del crimen
organizado en México no se dirige a los visitantes, sino a la población local (Amaya
y Magaña, 2024). En el presente trabajo se representa a la inseguridad mediante los
datos sobre homicidios dolosos de los estados de la frontera norte de México.
El trabajo de Ramos (2002) sobre la inseguridad pública en la frontera norte iden-
tifica un conjunto de factores que determinan una mayor incidencia delictiva en la
región frente a los datos de otras regiones del país; entre estos factores menciona la
participación del crimen organizado en el tráfico internacional de drogas, asuntos
institucionales como ineficacia y corrupción de las organizaciones policiales, a la
par de aspectos sociales que incluyen la migración, situaciones de pobreza y des-
igualdad, desintegración familiar y hasta circunstancias culturales como la exalta-
ción del narcotráfico a través de narcocorridos.
Así, el encuadre teórico del presente trabajo destaca la resiliencia histórica de los
flujos de turistas hacia la franja fronteriza del norte de México, sostenida por los
profundos vínculos socioculturales y demográficos arraigados en la población de
origen mexicano en el país del norte y por los intercambios económicos apoyados
en políticas públicas y migratorias estratégicas. Las asimetrías que caracterizan la
frontera México – Estados Unidos favorecen la creación de sinergias y oportunida-
des de consumo que atraen a los turistas, pese a los obstáculos que representan la
inseguridad y la imagen negativa generada por el accionar del crimen organizado
en la región.
3. Metodología
Siguiendo los planteamientos de Marín-Leyva et al. (2023), este trabajo estudia el
mercado de servicios turísticos internacionales desde un enfoque de demanda. De
acuerdo con Perloff (2014), una función de demanda tipo Marshalliana depende de
su precio propio, del precio de bienes relacionados, el ingreso y otros elementos
distintivos del mercado; esto es 𝑄𝑑
𝑥
= f(𝑃
𝑥
, 𝑃
𝑦
, I, ...). En este sentido, Bonham et al.,
(2009), y Sánchez y Cruz (2016), proponen que para modelar la demanda de servi-
cios turísticos se debe tomar en cuenta la demanda por país de origen, el ingreso
del país origen, los precios relativos al destino, el tipo de cambio, el costo de trans-
porte y variables dummy que destaquen los eventos especiales o estacionalidad;
algunas de estas variables deben rezagarse por las compras diferidas. Marín-Leyva
González, R. F. • Amaya, C. M.
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et al. (2023), mencionan diversas alternativas para modelar los flujos de turismo,
sugiriendo considerar la estabilidad estructural para evitar predicciones erróneas o
regresiones espurias.
En este sentido, y siguiendo las pautas de trabajos similares (que se detallan en la
Tabla 2), en este trabajo se propone modelar la llegada de turistas de los estados
fronterizos del norte de México, considerando variables como el ingreso disponible
per cápita en EE.UU., tipo de cambio real (o precio de destino) y el costo de trans-
porte, en este caso terrestre, atendiendo al precio de la gasolina. Se consideran mo-
delos de series de tiempo para estimar las elasticidades de demanda en el corto y
largo plazo.
Existe una amplia variedad de trabajos sobre demanda de servicios de viaje en des-
tinos turísticos (Tabla 2). Estos trabajos empíricos se basan en modelos de series
de tiempo multivariado para el análisis en el corto y largo y plazo, así como para
evaluar volatilidad o incertidumbre en el movimiento de turistas internacionales,
mostrando las funciones de demanda de servicios turísticos con variables asocia-
das que influyen en forma diferenciada en los flujos de turistas. Se consideran estos
trabajos para fundamentar y respaldar las aportaciones de este estudio, revisando
los modelos empleados y sus resultados.
Tabla 2. Selección de estudios empíricos sobre demanda turística
Autores Métodos estadísticos y datos Resultados más importantes
Bonham et al.
(2009)
Modelo vectorial de
corrección de errores (VEC).
Datos trimestrales, 1980-2005
para llegada de turistas a
Hawaii, EE.UU.
Identican las relaciones de oferta y demanda
en un sistema cointegrado en modelos
aplicables al turismo internacional adaptándolo
a visitantes de EE.UU. y de Japón a Hawaii.
Sánchez y
Cruz (2016)
Modelo Estructural de
Vectores Autorregresivos
(SVAR). Datos trimestrales de
1995 al 2015 para turismo
internacional a México.
Demuestran que el crecimiento económico
en EE.UU. y la depreciación del peso mexicano
frente al dólar estadounidense estimulan el
ujo de viajeros a territorio mexicano.
Marín-Leyva
et al. (2023)
Modelos de panel para evaluar
la demanda turística en
México de países de la APEC.
Periodo 2017 a 2019.
Los autores demuestran que la experiencia
turística compartida boca a boca, los precios
relativos y la distancia impactan a la demanda
turística de México.
Factores que inuyen en la recepción de visitantes internacionales a México:
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Autores Métodos estadísticos y datos Resultados más importantes
Nguyen, A.
(2020)
Modelo autorregresivo de
rezagos distribuidos (ARDL)
para panel. Datos trimestrales
de 1996 a 2018 para el turista
de 34 países que visita Japón.
Previo al covid-19, la llegada de turistas a
Japón obedeció a la depreciación del yen, al
crecimiento del ingreso en los países emisores
de turistas y a la exibilización de trámites
migratorios. Los desastres naturales afectan la
llegada de turistas en el corto plazo.
Sánchez y
Cruz (2019)
Modelo autorregresivo de
rezagos distribuidos (ARDL).
Datos trimestrales de 1997 a
2017 de turistas a México.
La inseguridad causada por los secuestros en
México disminuye la llegada de turistas por
crucero. La elasticidad es negativa e inelástica,
con impactos en el largo plazo.
Tello-
Contreras
(2017)
Modelo ARDL. Datos
mensuales de 1996 a 2015 de
turistas norteamericanos que
llegan a México por avión.
El incremento en el ingreso disponible de
EE.UU. aumenta los ujos turísticos, mientras
que el tipo de cambio deactado (precios
relativos) lo disminuyen. La inseguridad,
representada por homicidios dolosos y noticias
sobre inseguridad no inuyen.
Ceron y Silva
(2017)
Modelo VAR y funciones de
impulso respuesta. Datos
mensuales de 1985 a 2015,
turistas internacionales que
llegan a México.
Un shock en homicidios produce un efecto
negativo signicativo en la llegada de turistas
internacionales, efectos rezagados que deben
atenderse en la política de fomento.
Lozano-Cortés
(2016)
Modelo de mínimos
cuadrados ordinarios para
datos anuales de 1997 a 2013
en Q. Roo, México
Los delitos del fuero federal afectan la tasa de
ocupación hotelera de Q. Roo, México, con
rezago de un año.
Suciptawati
y Sianipar
(2017)
Modelo VEC y cointegración.
Datos trimestrales de 2003
a 2016 de turistas japoneses
que llegan a Bali.
En el largo plazo, el ingreso de los turistas
japoneses inuye en su llegada a Bali; mientras
que el precio del turismo (tipo de cambio
deactado) tiene un efecto negativo. En el
corto plazo, el ingreso del turista inuye
negativamente en la demanda de servicios
turísticos en Bali.
Salleh et al.
(2007)
Modelo ARDL. Turistas de
Singapur, Japón, Hong Kong y
Australia que llegan a Malasia.
Datos anuales de 1975 a 2004.
En el largo plazo, el precio del turismo, el costo
de transporte y el ingreso en países emisores
determinan la llegada de turistas a Malasia.
Tsui et al.
(2021)
Modelo SARIMAX
– EGARCH.
Datos mensuales de enero de
2008 a octubre de 2018.
El PIB de China, los precios del turismo y los
terremotos afectan al turismo en general y
al turismo de vacaciones a N. Zelanda, con
efectos en el corto plazo.
González, R. F. • Amaya, C. M.
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Autores Métodos estadísticos y datos Resultados más importantes
Balli et al.
(2019)
Modelo SARIMAX
– EGARCH.
Datos mensuales de 1993
a 2013 de turistas de varios
países desarrollados a Nueva
Zelandia
En los mercados de Alemania, Japón, S.
Corea, y Reino Unido, un shock negativo en
la demanda incrementa la volatilidad de las
llegadas de turistas a N. Zelandia. Las variables
macroeconómicas de cada país emisor inuyen
de manera diferenciada en la demanda de
turismo.
Surugiu et al.
(2018)
Modelo de panel y Tobit para
turistas de 23 países europeos
a Rumania. Datos anuales de
1997 a 2008.
La demanda de turismo que visita Rumania es
inuida por el ingreso per cápita (PNB) del país
emisor, el comercio bilateral, la población, y en
menor medida, por la distancia geográca y los
precios del país receptor.
Martins et al.
(2017)
Modelo de panel no
balanceado de demanda de
turismo 218 países. Datos
anuales de 1995 a 2012.
Los resultados indican que un incremento en
el PNB per cápita mundial, la depreciación de
las monedas locales y una reducción en los
precios domésticos impulsan la demanda de
turismo, lo cual se explica de dos formas: por
las llegadas de turistas y por su gasto.
Husein y Kara
(2020)
Modelo ARDL no lineal para
demanda de turismo en
Puerto Rico. Datos trimestrales
de 1970 a 2016
El aumento unitario porcentual del ingreso
per cápita en EE.UU. duplica el gasto total de
turistas, pero su caída quintuplica la caída de
dicho gasto en turistas a Puerto Rico. El costo
del transporte no tiene efecto; el precio local si
tiene un efecto en la variable dependiente.
Reyes Pérez
(2022)
Modelos de Panel y ARDL
para demanda de turismo en
República Dominicana. Datos
trimestrales de 2001 a 2021.
El ingreso per cápita de los principales países
emisores, y el precio de destino son las
variables que explican la demanda de servicios
turísticos.
Fuente: Elaboración propia.
Enseguida se presentan las fuentes de los datos, su procesamiento y los métodos
econométricos empleados. Para analizar el flujo de turistas fronterizos en México se
emplean diversas variables provenientes de diversas fuentes (Tabla 3). La frecuencia
de los datos es mensual para el periodo comprendido entre enero de 1997 y agosto
de 2025. La extensión del período estudiado permite incluir el proceso de integra-
ción económica de México con los EE.UU., algunas crisis económicas o financieras
en ambos países y el impacto de la pandemia por covid-19. Fue necesario transfor-
mar algunas variables a valores reales o deflactados, como se explica en dicha tabla.
Los datos pueden verificarse en las plataformas oficiales en línea consultadas.
Factores que inuyen en la recepción de visitantes internacionales a México:
el caso del turismo en la frontera norte
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Tabla 3. Fuente de datos y denición de variables
Variable Clave Fuente de datos y enlace de internet
Número de turistas fronterizos
que visitan México.
N_TURF
Viajeros o turistas fronterizos miles de personas 3/. Banco de México
/ Sistema de Información Económica / Balanza de pagos. https://
www.banxico.org.mx/SieInternet/consultarDirectorioInternetAction.
do?sector=1&accion=consultarCuadroAnalitico&idCuadro=
CA198&locale=es
Ingreso disponible real per cápita
en EE.UU.
ID_PC
En dólares de 2017, ajustados por temporalidad anual.
Fed. Reserve Bank of St. Louis. https://fred.stlouisfed.org/
Precio de destino 1/ P_DES
Tipo de cambio real en pesos por dólar,
Banco de México: Tipo de cambio para solventar obligaciones
denominadas en dólares de los EE.UU.A.,
pagaderas en la República Mexicana https://www.banxico.org.mx/
tipcamb/main.do?page=tas&idioma=sp#
Consumer Price Index for All Urban Consumers: All Items in U.S. City
Average
Fed. Reserve Bank of St. Louis. https://fred.stlouisfed.org/series/
CPIAUCSL
Precio real de la gasolina en
EE.UU.
P_GAS
Precio de la gasolina regular, dólares reales por galón (agosto 2025
= 100), no ajustado por estacionalidad. Fed. Reserve Bank of St.
Louis. https://fred.stlouisfed.org
Homicidios dolosos en estados
fronterizos con EE.UU. 2/
H_D
Gobierno de México. Datos abiertos de incidencia delictiva.
https://www.gob.mx/sesnsp/acciones-y-programas/datos-abiertos-
de-incidencia-delictiva
Notas: 1/ Se divide IPC Mx entre CPI US y se multiplica por tasa de cambio del dólar en pesos mexicanos. 2/ Se trata de datos de los
estados de Baja California, Sonora, Chihuahua, Nuevo León, Coahuila y Tamaulipas. 3/ El Banco de México dene a esta variable como
viajeros o turistas fronterizos con pernocta.
Fuente: Elaboración propia.
La literatura sobre la parametrización de movimientos de visitantes internacionales
a sitios turísticos en el mundo indica el empleo de diversos modelos econométricos
multivariados (Song y Li, 2008); para este trabajo se emplean los modelos de cointe-
gración y el SARIMAX
– GARCH. La prueba de cointegración de Johansen encuentra
más de una ecuación cointegrante (Inglesi-Lotz y Gupta, 2013) y se aplica a varia-
bles que son estacionarias en primeras diferencias (Brooks, 2014). Si un conjunto
de series temporales cointegra, indica que convergen o mantienen una relación
de equilibro en el largo plazo, y los modelos de regresión de estas variables no son
espurios (Enders, 2014).
La prueba de Johansen presenta una estimación de la ecuación cointegrante y los
coeficientes de ajuste (αβy
t-1
), el cual se asocia al modelo vectorial de corrección
de error (Jiang et al., 2020). Autores como Asemota y Bala (2012) y Suciptawati y
Sianipar (2017) presentan estimaciones de flujo de turistas empleando métodos de
González, R. F. • Amaya, C. M.
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cointegración. En este trabajo se contrastan los resultados de la ecuación cointe-
grante con las estimaciones de modelos cointegrantes como el de mínimos cuadra-
dos completamente modificados (FMOLS, propuesto por Phillips y Hansen, 1990),
la regresión canónica cointegrante (CCR, propuesto por Park, 1992) y mínimos cua-
drados dinámicos (DOLS propuesto por Stock y Watson, 1993).
Los modelos FMOLS y CCR se utilizan para probar vectores de cointegración de or-
den de integración I(1), presentando ventajas en la estimación eficiente con mues-
tras pequeñas o con problemas de endogeneidad, autocorrelación serial, sesgo por
omisión de variables y errores de medición, considerando además la heterogenei-
dad de los parámetros a largo plazo (Adom et al., 2015; Park, 1992). Los trabajos de
Tsui et al. (2021) y de Baldigara y Mamula (2015) muestran que los movimientos
de turistas presentan un patrón de estacionalidad anual, mientras que Chen et al.
(2009) y Kumar y Sharma (2016) proponen al modelo SARIMA para parametrizar
series temporales con fluctuaciones estacionales de frecuencia mensual.
En este trabajo se emplea el modelo autoregresivo, de media móvil, integrado, es-
tacional y con regresores exógenos (SARIMAX, por sus siglas en inglés), basado en
la metodología de Box – Jenkins (Box et al., 2015). Las variables exógenas, deno-
minadas son las mismas que en los modelos cointegrantes de largo plazo (Tabla
2). Los modelos SARIMAX suelen presentar problemas de heterocedasticidad en
sus residuos, que se resuelven empleando diferentes modelos de la familia GARCH
(modelos generalizados autorregresivos de heterocedasticidad condicional). El mo-
delo final, ARIMAX-GARCH, se estima con supuestos alternativos en la distribución
de residuos (normal Gaussiana, t-student y distribución de errores generalizados
-GED), seleccionando el más apropiado con base en los criterios de información de
Akaike, Schwarz y Hannan – Quinn. Autores como Balli et al. (2019), Alsumairi y Tsui
(2017) y Tsui et al. (2021) han empleado metodologías similares para modelar flujos
de turismo internacional en el corto plazo.
Factores que inuyen en la recepción de visitantes internacionales a México:
el caso del turismo en la frontera norte
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4. Resultados
La Tabla 4 presenta las estadísticas básicas de las variables empleadas en este tra-
bajo. Por una parte, se muestran las variables en su escala propia (niveles) y, por
otra, en primeras diferencias de logaritmos. Estos últimos permiten entender el
comportamiento de las variables del modelo SARIMAX. Como se observa, en la pro-
babilidad del estadístico de Jarque-Bera, las variables en niveles y en sus primeras
diferencias no se acercan a una distribución normal Gaussiana. Destaca que en pri-
meras diferencias de logaritmos se presenta una alta curtosis, con colas pesadas
en la distribución, sugiriendo la presencia de heterocedasticidad en los modelos
de regresión. El grupo de figuras 1 presenta el comportamiento de las variables en
niveles analizadas para el periodo de estudio. En 4 de las 5 variables el impacto de
la pandemia por covid-19 dejó su impronta; por lo que se creó una variable dummy
para capturar este efecto para los meses de abril a agosto de 2020.
Tabla 4. Estadística básica de variables de los modelos
En niveles Media Máx. Mín. Dev. Est. Asimetría Curtosis JB Prob.
Homicidios dolosos en estados de
la frontera de México (H_D)
380.9 95 783 210.8 0.208 -1.446 32.5 0.00
Ingreso disponible real per cápita
en EE.UU. (ID_PC)
41900.1 31519 61793 5773.5 0.441 -0.471 14.3 0.00
Número de turistas fronterizos que
visitan México (N_TURF)
1001.8 463 1999.12 329.703 0.975 0.189 55.0 0.00
Precio real de la gasolina en EE.UU.
(P_GAS)
3.44 1.77 5.93 0.93 0.488 -0.598 18.8 0.00
Precio de destino (P_DES) 11.47 3.32 22.96 5.30 0.385 -1.279 32.0 0.00
Primeras diferencias de logaritmos Media Máx. Mín. Dev. Est. Asimetría Curtosis JB Prob.
Homicidios dolosos en estados de
la frontera de México (H_D)
0.002 0.436 -0.445 0.128 -0.325 3.485 9.4 0.01
Ingreso disponible real per cápita
en EE.UU. (ID_PC)
0.002 0.206 -0.164 0.019 2.609 63.383 52498.8 0.00
Número de turistas fronterizos que
visitan México (N_TURF)
0.003 0.627 -0.820 0.169 -0.199 5.479 90.1 0.00
Precio real de la gasolina en EE.UU.
(P_GAS)
0.001 0.172 -0.343 0.061 -0.902 6.660 238.0 0.00
Precio de destino (P_DES) 0.005 0.185 -0.083 0.029 1.587 10.779 1008.8 0.00
Fuente: Elaboración propia con datos de las páginas electrónicas presentadas en la Tabla 3.
González, R. F. • Amaya, C. M.
Dimensiones Turísticas / Vol. 10, e1026850
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Grupo de guras 1. Variables empleadas en los modelos
2000
1800
1600
1400
1200
1000
800
600
400
2000 2005 2010 2015 2020 2025
Número de turistas fronterizos 1/
2000
70000
65000
60000
55000
50000
45000
40000
35000
30000
2005 2010 2015 2020 2025
Ingreso disponible per cápita en EE.UU. 2/
24
22
20
18
16
14
12
10
8
6
4
2
2000 2005 2010 2015 2020 2025
Precio de destino 3/
7
6.5
6
5.5
5
4.5
4
3.5
3
2.5
2
1.5
2000 2005 2010 2015 2020 2025
Precio real de gasolina en EE.UU. 4/
800
700
600
500
400
300
200
100
0
2000 2005 2010 2015 2020 2025
Homicidios dolosos 5/
Notas: 1/ Miles de personas. 2/ En dólares de 2017, ajustados por temporalidad anual. 3/ Tipo de cambio en pesos por dólar deactado
por los índices de precios al consumidor en EE.UU. y México. 4/ En dólares reales por galón, agosto 2025 = 100. 5/ Número de homici-
dios en estados fronterizos de México con los EE.UU.
Fuente: Elaboración propia con datos de las páginas electrónicas presentadas en la tabla 3.
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La Tabla 5 presenta las pruebas de raíz unitaria de Dickey-Fuller Aumentada (ADF)
y de Kwiatkowski–Phillips–Schmidt–Shin (KPSS), consideradas complementarias
(Rossetti et al. 2017; Boffelli y Urga, 2016). La hipótesis nula (H0) para la prueba ADF
es que la variable tiene raíz unitaria o que no es estacionaria (Said y Dickey, 1984).
Como se observa, todas las variables, excepto una, no son estacionarias en logarit-
mos. En cambio, al considerar a las series en primeras diferencias de logaritmos, se
rechaza que las variables transformadas tengan raíz unitaria.
Tabla 5. Pruebas ADF de raíz unitaria
Variables Prueba
Logaritmos Primeras diferencias de logaritmos
Cte CyT Cln Cte CyT Cln
Número de turistas fronterizos
(N_TURF)
ADF -0.875 -2.588 I(1) -6.145*** -6.218*** I(0)
KPSS 1.718*** 0.228*** I(1) 0.024 0.012 I(0)
Ingreso disponible real per
cápita en EE.UU. (ID_PC)
ADF -1.068 -3.779** I(0) -32.851*** -32.808*** I(0)
KPSS 2.156*** 0.235*** I(1) 0.126 0.113 I(0)
Precio de destino (P_DES)
ADF -2.053 -3.226 I(1) -14.137*** -14.213*** I(0)
KPSS 2.180*** 0.116** I(1) 0.222 0.074 I(0)
Precio real de la gasolina en
EE.UU. (P_GAS)
ADF -2.668 -2.660 I(1) -13.003*** -13.000*** I(0)
KPSS 0.627** 0.375*** I(1) 0.086 0.040 I(0)
Homicidios dolosos en estados
de la frontera de México (H_D)
ADF -1.161 -2.126 I(1) -17.853*** -17.826*** I(0)
KPSS 1.727*** 0.156** I(1) 0.117 0.114 I(0)
Notas: Cte.y Tend. = Constante y tendencia, Cte. =constante.
Cln = conclusión. Los asteriscos indican el rechazo de las hipótesis nulas de cada prueba al (**) = 95% y (***) = 99%.
Fuente: Elaboración propia.
La prueba KPSS tiene como hipótesis nula (H0) que la variable es estacionaria (Kwia-
tkowski et al., 1992). Como se observa en la Tabla 5, si se consideran las variables en
logaritmos, se rechaza la hipótesis nula, y en primeras diferencias de logaritmos no
se rechaza la hipótesis nula. Al complementar los resultados, se determina que to-
das las variables son estacionarias al realizar las primeras diferencias. Los resultados
de las pruebas de cointegración se reportan en la Tabla 6. Como se observa, la traza
y el valor propio máximo indican la existencia de dos ecuaciones cointegrantes.
Este resultado permite afirmar que las variables convergen en el largo plazo.
González, R. F. • Amaya, C. M.
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Tabla 6. Pruebas de cointegración de Johansen
H0 Eigen value λ_Traza VC al 5% Prob. 4/ λ_Máx VC al 5% Prob. 4/
r = 0* 0.152 102.71 60.06 0.000 56.12 30.44 0.000
r ≤ 1* 0.090 46.58 40.17 0.010 32.28 24.16 0.003
r ≤ 2 0.021 14.30 24.28 0.512 7.19 17.80 0.792
r ≤ 3 0.018 7.12 12.32 0.314 6.11 11.22 0.338
r ≤ 4 0.003 1.01 4.13 0.366 1.01 4.13 0.366
Notas: supuesto de datos y en ecuación cointegrante: sin constante ni tendencia, con 2 rezagos. Esta tabla prueba la hipótesis
de que el número de ecuaciones co-integrantes r no es mayor que 4, como se indica en la primera columna. */ denota el rechazo
de la hipótesis al nivel de 0.05. El rechazo de estas hipótesis demuestra la presencia de dos vectores cointegrantes;
tanto para la prueba de traza como de máximo autovalor (máx., Eigen) 4/ Valores de probabilidad de MacKinnon-Haug-Michelis.
Fuente: Elaboración propia.
Los resultados de las ecuaciones cointegrantes se presentan en la Tabla 7; los cuales
se contrastan con los modelos de regresión cointegrantes (FMOLS y CCR) para ob-
servar si presentan discrepancias o coincidencias. Al presentar resultados similares
se comprueba la robustez del primer modelo y la coherencia interna en la inter-
pretación de los coeficientes de largo plazo. La Tabla 7 presenta la influencia en la
variable dependiente de la dinámica de cada regresor o variable independiente.
Como se observa, la dinámica de los homicidios dolosos en los estados del norte de
México no impacta en el número de turistas fronterizos que llegan a México.
Si el ingreso disponible real per cápita de los consumidores norteamericanos au-
menta en una unidad porcentual, aumenta el número de turistas fronterizos en Mé-
xico entre 0.56% y 0.57%. Al ser ésta una elasticidad menor a la unidad, indica que
el turismo fronterizo representa a los “bienes normales” en teoría económica.
Si el precio de destino aumenta (esto es el tipo de cambio deflactado se encarece) con-
tinúan llegando turistas fronterizos a México (con una elasticidad de 0.349% a 0.366%).
Este fenómeno puede explicarse por el reducido gasto que realiza cada visitante fron-
terizo en México (102 dólares promedio mensual por persona entre 2020 y 2025)
Si el precio de la gasolina en Estados Unidos aumenta en un 1%, el número de tu-
ristas fronterizos disminuye entre -0.427% y -0.513%. Dado el amplio uso de auto-
móviles entre los consumidores norteamericanos para sus actividades cotidianas
o para cruzar la frontera, el precio del combustible resulta una variable sensible,
aunque inelástica. Finalmente, el equilibrio de largo plazo de la ecuación cointe-
grante se mantiene, al presentarse una corrección del 30.1% cada mes; aspecto que
se observa en el TCE de la última hilera de la Tabla 7.
Factores que inuyen en la recepción de visitantes internacionales a México:
el caso del turismo en la frontera norte
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Tabla 7. Modelos cointegrantes de largo plazo
Variables en
logaritmos
Ec. Cointegrante Coef. de ajuste FMOLS CCR
Coef. EE Coef. EE Coef. EE Coef. EE
Homicidios dolosos
en estados de la
frontera de México
(H_D )
0.087 0.060 -0.011 0.041 0.097 0.060 0.101 0.061
Ingreso disponible
real per cápita en
EE.UU. (ID_PC)
0.567*** 0.021 0.007 0.006 0.574*** 0.022 0.572*** 0.022
Precio de destino
(P_DES)
0.366*** 0.072 0.039*** 0.009 0.349*** 0.073 0.355*** 0.073
Precio real de la
gasolina en EE.UU.
(P_GAS)
-0.427** 0.089 -0.052*** 0.018 -0.502*** 0.089 -0.513*** 0.089
Término corrección
de error (TCE)
-0.301*** 0.049
Notas: Variable dependiente: Número de turistas fronterizos (N_TURF). Los asteriscos indican el rechazo de H0: coeciente igual cero al
(***) = 99%. Valores de la prueba de cointegración para los modelos FMOLS: Engle – Granger P(Z = -99.96) = 0.000. Phillips-Ouliaris:
P(Tau = -10.08) = 0.00, P(Z = -286.58) = 0.00; Hansen P(Lc = 0.51) = 0.2. CCR: Hansen P(Lc = 0.39) = 0.2. Engle – Granger P(Z =
-99.96) = 0.000. Phillips-Ouliaris: P(Tau = -10.082) = 0.00, P(Z = -162.93) = 0.00.
Fuente: Elaboración propia.
La Tabla 8 presenta los componentes del SARIMAX. Existe una influencia negativa
de los rezagos de los turistas que llegaron a México en los meses previos (𝜙
𝑗
, j = 2, 3,
4, 6 o 10) en el arribo en el mes actual entre -0.08% y -0.156%. En cambio, si llegaron
hace 12 meses, aumenta en 0.626% su llegada en el mes actual. Sin embargo, la lle-
gada de turistas fronterizos cae en -0.214% si han estado en México en temporadas
anuales previas.
Al incorporar las variables explicativas al modelo SARIMA, se observa que 2 de 4 va-
riables resultaron significativas en el corto plazo. La dinámica de los homicidios do-
losos y el precio de la gasolina no influye en la llegada de turismos fronterizos. Si el
ingreso disponible real per cápita en los EE.UU., aumenta en una unidad porcentual,
entonces aumenta el número de turistas fronterizos contemporáneos en 0.989%.
Después de probar distintos modelos de varianza condicional, el más adecuado
para solucionar la heterocedasticidad del modelo SARIMAX fue el GARCH(1, 1) ex-
ponencial; el cual es un modelo asimétrico. Este distingue los efectos positivos y
negativos de un shock de demanda o en la llegada de turistas fronterizos a México.
Un shock positivo significa un aumento en la tasa de llegada de turistas; mientras
González, R. F. • Amaya, C. M.
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que un shock negativo, implica la caída en la tasa de arribo de turistas fronterizos.
De acuerdo con este modelo, si se presenta un shock negativo (caída repentina en
la demanda), entonces aumentan considerablemente las caídas mensuales en el
corto plazo (α
1
–(–λ) = 0.537 + 0.202 = 0.739); mientras que un shock positivo o
aumento repentino en la demanda reduce las caídas mensuales en el corto plazo;
algo similar a una reducción en la incertidumbre de arribo de turistas fronterizos
(α
1
–(–λ) = 0.537 - 0.202 = 0.335). La prueba ARCH LM para diferentes rezagos a los
residuos del modelo indica la ausencia de heterocedasticidad (ver Tabla 8).
Tabla 8. Modelo SARIMAX – EGARCH(1,1) de turistas fronterizos que llegan a México
Componente
Variable Coeciente Error Std. Prob.
Modelo media
condicionada,
con variables
independientes en
primeras diferencias
de logaritmo
N_TURF(t-2) ϕ
2
-0.113 0.044 0.010
N_TURF(t-3) ϕ
3
-0.082 0.038 0.030
N_TURF(t-4) ϕ
4
-0.156 0.038 0.000
N_TURF(t-6) ϕ
6
-0.082 0.040 0.040
N_TURF(t-10) ϕ
10
-0.099 0.031 0.002
N_TURF(t-12) ϕ
12
0.626 0.044 0.000
N_TURF en diferencias estacionales (1, 12) -0.214 0.054 0.000
Media móvil (t-1) θ
1
-0.491 0.054 0.000
Media móvil (t-5)θ
5
-0.089 0.040 0.025
Homicidios dolosos en México (H_D) 0.059 0.045 0.194
Ingreso disponible real per cápita en EE.UU. (ID_PC) 0.989 0.394 0.012
Precio de destino (P_DES) -0.391 0.145 0.007
Precio real de la gasolina en EE.UU. (P_GAS) -0.086 0.069 0.214
Dummy asociada a covid -0.013 0.019 0.516
Varianza
condicionada 1/
Constante (α
0
)
-2.024 0.735 0.006
Arch (α
1
)
0.537 0.158 0.001
Umbral o apalancamiento (λ) Residuos
-0.202 0.100 0.043
Garch (β
1
)
0.630 0.153 0.000
Prueba de
heterocedasticidad
ARCH LM
Prueba (rezago) Coef. Prob.
F (1,316) 0.035 0.851
N*R^2 (t-1) 0.036 0.850
F (5,308) 0.295 0.916
N*R^2 (t-1) 1.496 0.914
F (10, 298) 0.264 0.988
N*R^2 (t-10) 2.712 0.987
F (20, 278) 1.074 0.376
N*R^2 (t-20) 21.450 0.371
Criterio de
información
Akaike -1.520
Schwarz (Bayes) -1.284
Hannan-Quinn -1.426
Notas: Los modelos se corrieron con el supuesto de distribución t-student en los errores. Las literales corresponde a los elementos
autorregresivos con j rezagos; son los elementos de medias móviles con i-rezagos. 1/ Modelo EGARCH asimétrico.
Fuente: Elaboración propia con base en los trabajos de los autores citados en el apartado sobre metodología.
Factores que inuyen en la recepción de visitantes internacionales a México:
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5. Discusión
La principal aportación del presente trabajo al estudio de la resiliencia de los flujos
de turistas internacionales en zonas fronterizas es la medición del impacto de un
conjunto de variables que resultan clave en la dinámica de interacción entre EE.UU.
como país emisor y México como país receptor.
El análisis de largo y corto plazo para los arribos de turistas fronterizos a México se
ha realizado previamente empleando metodologías similares, pero para diferentes
economías y periodos de tiempo, como ocurre con los trabajos de Asemota y Bala
(2012) y Suciptawati y Sianipar (2017), quienes emplean métodos de cointegración
y de corrección de error para parametrizar modelos del turismo japonés. Por otra
parte, Köksal (2021), emplea los modelos cointegrantes (FMOLS, DOLS y CCR) y el
modelo de cointegración de Johansen, para analizar el impacto del turismo en el
índice de desarrollo humano de Turquía.
En el presente trabajo se presenta evidencia de que el incremento de homicidios
dolosos en los estados México colindantes con EE.UU. no disminuye la llegada de
turistas fronterizos, ni en el largo ni en el corto plazo. Esto resultado coincide y, a
la vez, contrasta con algunos estudios similares. Para el periodo 1996 - 2015, Te-
llo-Contreras (2017) concluye que los homicidios dolosos no influyen en el flujo
de turistas norteamericanos que llegan por avión a México. En cambio, el núme-
ro de secuestros en México influye negativa y significativamente en la llegada de
turistas por crucero (Sánchez y Cruz, 2019). Asimismo, al emplear estadísticas de
homicidios, Cerón y Silva (2017) observan un efecto negativo en la llegada de tu-
ristas internacionales a México. Por su parte, Lozano-Cortés (2016), señala que la
inseguridad, evaluada por los delitos del fuero federal, impacta negativamente en
la ocupación hotelera en Quintana Roo, México.
El aumento del ingreso per cápita disponible real de los norteamericanos aumenta
el flujo de turistas fronterizos que llegan a México, tanto en el largo como en el cor-
to plazo. Álvarez-Icaza (1996) y Sánchez y Cruz (2016) hallan un patrón similar para
turistas extranjeros que visitan México; aunque más intenso (elasticidad mayor a
la unidad), señalando las implicaciones de este resultado: una pequeña caída en
el ingreso puede provocar una caída mayor en los flujos de turismo. El impacto del
crecimiento del ingreso, del país emisor de turistas en el crecimiento del flujo de
turistas en el país receptor se confirma por numerosos estudios: el de Salleh et al.
(2017) para Malasia, con turistas internacionales de diversas nacionalidades; el de
González, R. F. • Amaya, C. M.
Dimensiones Turísticas / Vol. 10, e1026850
19
Husein y Kara (2020) para turistas de EE.UU. que llegan a Puerto Rico; el de Murshed
(2018) para turistas de India que llegan a Bangladesh; el de Nguyen (2020) para el
turismo internacional que llega a Japón y el de Surugiu et al. (2018) para la llegada
de turistas europeos a Rumania.
En este trabajo se demuestra que al incrementar el tipo de cambio deflactado se
encarece el precio en el mercado de destino en México, aunque sin influir negati-
vamente en la llegada de turistas fronterizos en el largo plazo; aunque en el corto
plazo si tiene un efecto negativo, resultado que se contrapone con los datos pre-
sentados en otros trabajos similares. En diferentes países y periodos, la elasticidad
resulta negativa en el largo plazo para el turismo internacional (Sánchez y Cruz,
2016; Murshed, 2018; Tello-Contreras, 2017; Suciptawati y Sianipar, 2017).
Considerando que el 78% de los turistas fronterizos a México llega en automóvil
(OTBC, 2025), el aumento en el precio de la gasolina en EE.UU. impacta en la dismi-
nución de visitantes de esta categoría en el largo plazo, con el efecto de la dinámica
de precio del combustible en el arribo de turistas siguiendo el mismo patrón. Los
estudios de Bonn et al. (2017) y de Feng et al. (2022) ilustran la forma como los in-
crementos en los precios del combustible, en general, y de la gasolina, en particular
registran impactos negativos en los flujos de visitantes y en la industria turística. En
otros contextos, Alsumaire y Tsui (2017) modelan la llegada por avión de turistas in-
ternacionales a Arabia Saudita, encontrando una elasticidad negativa como efecto
del precio del combustible. Este trabajo muestra que los efectos de shocks negati-
vos en la demanda de corto plazo del turismo norteamericano fronterizo en México
es de doble magnitud que el shock positivo. Un fenómeno similar lo documentan
Balli et al. (2019), para los turistas de Alemania, Japón y Corea del Sur que llegan por
avión a Nueva Zelanda.
6. Conclusiones
La revisión de la literatura académica y el análisis de la información empírica reuni-
dos en el presente estudio sobre el turismo internacional a México en su modalidad
de turismo fronterizo en el lindero norte del territorio nacional permiten extraer
algunas conclusiones básicas. En primer lugar, que el ingreso per cápita en los Esta-
dos Unidos de América es uno de los principales factores que influyen en los flujos
de turistas fronterizos. Si se considera que el transporte es un insumo básico en
Factores que inuyen en la recepción de visitantes internacionales a México:
el caso del turismo en la frontera norte
Dimensiones Turísticas / Vol. 10, e1026850
20
los desplazamientos de los viajeros, constituyendo una proporción importante del
gasto del turista, el precio del combustible resulta otro factor central que influye en
la evolución de los flujos de visitantes. En lo que se refiere al precio de destino o tipo
de cambio real, los resultados del estudio demuestran que su influencia resulta me-
nor, en contra de lo esperado. Es posible que el reducido gasto por turista explique
que sigan llegan llegando turistas fronterizos a México a pesar de los aumentos en
el precio de destino.
La inseguridad, representada en el presente estudio por el número de homicidios
dolosos, no afecta la evolución de los flujos de visitantes fronterizos. De alguna ma-
nera, todo parece indicar que la industria turística mexicana ha aprendido a convivir
y prosperar en un entorno de criminalidad, entre otros motivos, como se ha men-
cionado, debido a que el crimen organizado no ataca a los visitantes y, por otra par-
te, a que la actividad turística tiende a concentrarse en zonas seguras relativamente
libres de inseguridad.
Para las autoridades encargadas de la gestión de los destinos turísticos fronterizos,
la información presentada en este trabajo sugiere la adopción de medidas anticícli-
cas en respuesta a la evolución del ciclo económico estadounidense y de los precios
de los combustibles, adaptando sus estrategias de comercialización y operación a
sus fluctuaciones. Por otra parte, considerando la clientela tradicional de los desti-
nos fronterizos, es recomendable dirigir la comunicación comercial de los destinos
hacia un enorme mercado potencial correspondiente a otros segmentos de mer-
cado que generalmente se abstienen de cruzar la frontera, enfatizando el reducido
riesgo para los visitantes, aunados la mención de aspectos positivos relacionados
con diversión, entretenimiento, cultura y folclore.
En términos metodológicos, puede afirmarse que la aplicación de diversos modelos
econométricos de series de tiempo resultó apropiada para comprender las relacio-
nes entre las variables estudiadas, tanto en el corto como el largo plazo, permitien-
do analizar la evolución temporal de la demanda turística en su relación con diver-
sas variables económicas y una variable sociopolítica como la inseguridad.
Entre las principales limitaciones del estudio puede mencionarse que estudia sólo
una modalidad de turismo internacional, que es el turismo fronterizo proveniente
de los Estados Unidos de América, dejando fuera a otros segmentos de visitantes in-
ternacionales a México, como son el turismo receptivo, el de cruceros y los flujos de
visitantes provenientes de otros países; de la misma manera, las variables analiza-
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das en el estudio pueden aplicarse al turismo doméstico. Por lo anterior, para futu-
ras investigaciones puede proponerse investigar con la misma metodología a otras
modalidades de turismo que resultan de gran relevancia para la industria turística
nacional. En un panorama más amplio, puede proponerse estudiar la actividad tu-
rística de otros países y regiones con las mismas variables y el mismo método.
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