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2006/27
El impacto inflacionario de la depreciación cambiaria
de 2002 en Argentina1
Frenkel, Julia2
1 Trabajo realizado para el"Seminario de Integración y Aplicación" de la Licenciatura en
Economía de la Facultad de Ciencias Económicas, Universidad de Buenos Aires. Buenos Aires,
Junio de 2003.
2 Investigadora Asistente del Área de Economía, Centro de Estudios de Estado y Sociedad
(CEDES).
CEDES
Buenos Aires
2006
Sánchez de Bustamante 27
1173 Buenos Aires / Argentina
(54-11) 4861-5204 / Fax: 4862-0805
www.cedes.org
ÍNDICE
Pág.
INTRODUCCIÓN.................................................................................................................... 2
I. DETERMINANTES DEL TRASLADO DE LA DEPRECIACIÓN NOMINAL DEL PESO A
LOS PRECIOS INTERNOS................................................................................................... 3
II. EL CONTEXTO DE LA DEVALUACIÓN DE ENERO DE 2002....................................... 6
III. LA EVOLUCIÓN DE LA INFLACIÓN Y DEL TIPO DE CAMBIO.................................. 8
La evolución del IPC y del tipo de cambio nominal (enero 2002-febrero 2003)................ 9
El pass-through ................................................................................................................. 10
IV. EL MODELO DE PRECIOS.......................................................................................... 13
Marco teórico: precios fix y precios flex............................................................................ 13
El modelo de precios fix .................................................................................................... 14
Los precios fix, los precios flex y el IPC ........................................................................... 15
El modelo del IPCSINPUB ................................................................................................ 18
Resultados de las estimaciones ....................................................................................... 20
Simulación del modelo IPCSINPUB en el período enero 2002-febrero 2003 ................. 22
Una interpretación del pass-through de la devaluación de enero de 2002 con el modelo
del IPCSINPUB ................................................................................................................. 24
V. CONCLUSIONES........................................................................................................... 29
VI. BIBLIOGRAFÍA CONSULTADA.................................................................................. 31
VII. ANEXO.......................................................................................................................... 32
1
INTRODUCCIÓN1
Antes de que se produjera la devaluación de enero de 2002 existía una creencia
generalizada acerca de que ésta traería aparejado un fuerte aumento de la inflación ya
que, se decía, los agentes ajustarían sus precios siguiendo la cotización del dólar para
preservar el valor en dólares de sus productos. Se argumentaba que una devaluación real
resultaba imposible porque los precios internos acompañarían el aumento del dólar. En
contraste con esta idea difundida, la inflación resultó mucho menor que la depreciación
nominal de la moneda, y el traslado del aumento del tipo de cambio nominal a los precios
minoristas fue más bajo que en experiencias devaluatorias anteriores en la Argentina.
El presente trabajo tiene por objetivo aportar una posible explicación de la evolución de la
inflación minorista para el período comprendido desde la devaluación de enero de 2002
hasta febrero de 2003. La hipótesis es que esta explicación puede darse a través de la
estimación de un modelo por mínimos cuadrados que explique la evolución de los precios
al consumidor en función de la dinámica de tres precios fundamentales en la economía: el
precio de la fuerza de trabajo, el precio de la divisa y los precios de los servicios públicos
privatizados. Si se logra probar que la inflación minorista puede descomponerse en la
evolución de estos tres precios y puede determinarse la incidencia de cada uno de estos
componentes en ella, podrá darse entonces una explicación del impacto que tuvo la
depreciación nominal de la moneda doméstica en los precios minoristas en el período
estudiado.
El trabajo se organiza en cinco secciones. En la primera se presentan los principales
determinantes del traslado de la depreciación nominal de la moneda doméstica a los
precios internos. La segunda presenta una breve caracterización de la economía
argentina al momento de la devaluación de enero de 2002. La tercera sección contiene un
análisis descriptivo de la evolución de los precios minoristas en relación con la trayectoria
del tipo de cambio nominal para el período estudiado. También se exponen los
coeficientes de traslado de la depreciación nominal a los precios del consumidor y se los
compara con experiencias previas en la Argentina. En la cuarta sección se presenta el
modelo de precios a estimar, los resultados de las estimaciones, la simulación del modelo
estimado para el período en estudio y una interpretación del pass-through con este
modelo. Por último, en la quinta sección se presentan las conclusiones del trabajo.
1
Se agradece la colaboración de la Dirección de Precios de Consumo del INDEC, especialmente a su
Directora, Lic. Graciela Bevacqua, y a la Lic. Cecilia Pazo y el Lic. Guido Kampel; de la Dirección de
Estadísticas Secundarias del mismo organismo, especialmente al Lic. José Souto y al Lic. Germán Herrera.
También se agradece la atención del Lic. Carlos Quarrachino y el Lic. José Eyras de la Dirección de
Información y Coyuntura del Ministerio de Economía de la Nación y al Lic. Ricardo Martínez de la CEPAL
quien ha aportado la serie de salarios que permitió el cálculo del pass-through de las experiencias
devaluatorias anteriores. Todos ellos han atendido amablemente mis numerosas consultas.
2
I. DETERMINANTES DEL TRASLADO DE LA DEPRECIACIÓN NOMINAL DEL PESO A
LOS PRECIOS INTERNOS
La teoría económica establece que una depreciación nominal de la moneda trae consigo
un aumento relativo de los precios de los bienes y servicios transables respecto de los no
transables en una economía pequeña en relación con el mercado mundial y relativamente
abierta al comercio exterior. La relación que existe entre la depreciación nominal de la
moneda y el aumento de los precios internos es lo que en la literatura económica se
denomina el pass-through del tipo de cambio. Este se mide como la proporción entre la
inflación acumulada y la tasa de crecimiento del tipo de cambio nominal acumulada a
distintos períodos. Si esta proporción es cercana a 1, el traspaso del tipo de cambio a los
precios es total, lo que implica la imposibilidad de una depreciación real de la moneda. Por
el contrario, una proporción cercana a 0 representa la inelasticidad de los precios de la
economía ante una variación del tipo de cambio nominal y una devaluación real de la
moneda.
Numerosos estudios ponen en evidencia que el grado de pass-through difiere entre países
y no es estático en el tiempo. También señalan la existencia de diversos factores que
inciden en el grado de traspaso de las variaciones del tipo de cambio nominal sobre los
precios internos. Algunos de estos factores son:
1. Tamaño de la economía y grado de apertura al comercio exterior
En una economía pequeña en relación con el mercado mundial (cuyos volúmenes
comerciados con el exterior no inciden en la determinación de los precios internacionales),
los precios internos del sector transable resultan iguales a los precios internacionales
convertidos en moneda doméstica por el tipo de cambio efectivo. En estas economías, un
aumento en el tipo de cambio nominal se traduce en un aumento de los precios del sector
transable. En cambio, los volúmenes comerciados de una economía relativamente grande
determinan fluctuaciones en los precios internacionales, por lo que una variación del tipo
de cambio nominal no debe necesariamente traducirse en un aumento de los precios
internos del sector transable. Por su parte, el grado de apertura comercial conlleva efectos
contrapuestos sobre el pass-through. Por un lado, la mayor apertura incentiva la
competencia de los bienes transables en el mercado interno, lo que dificulta el traslado a
precios ante el encarecimiento de los costos dado por la depreciación nominal. Pero por
otro lado, la apertura puede significar una mayor presencia de productos importados para
consumo final o como insumos intermedios, tanto para el sector transable como el no
transable. En esta situación, la depreciación nominal de la moneda probablemente se
traslade en mayor medida a los precios internos.
2. La estructura productiva de la economía
Como se menciona arriba, las variaciones del tipo de cambio nominal afectan los precios
de los bienes y servicios transables. Por un lado, las variaciones del tipo de cambio
inciden en los precios internos a través del encarecimiento de los productos transables
para consumo final. Por ello, cuanto mayor sea la presencia de productos finales
3
importados o exportables en el mercado interno mayor será el traslado sobre el nivel
general de precios. Otro canal por el que la depreciación nominal se traslada a los precios
es a través del encarecimiento de los costos de producción de los no transables. Este
encarecimiento se produce mediante efectos directos en indirectos. Por efecto directo
entendemos el aumento de los costos causado por el encarecimiento de los insumos
importados o exportables demandados en el proceso productivo. Cuanto mayor sea la
proporción de estos insumos en relación con el valor total de producción de cada bien o
servicio final, mayor será el pass-through. Por su parte, el efecto indirecto está dado por el
encarecimiento de los insumos importados o exportables que participan como insumos de
los insumos nacionales en la cadena productiva. La medición de este efecto implica
considerar a
l proporción de insumos importados o exportables que integran insumos
nacionales, dado que a mayor proporción, mayor encarecimiento de los costos, lo que a
su vez se traduce en mayores precios finales.
De esta manera, el traslado de la depreciación de la moneda a los precios dependerá del
grado de transabilidad en la estructura productiva de la economía, y es mayor cuanto
mayor sea la participación de los componentes transables. A la inversa, cuanto mayor sea
el grado de participación de los componentes no transables en la estructura productiva
(principalmente fuerza de trabajo y servicios como transporte, energía, comunicaciones,
etc.) menor será el traslado de la depreciación nominal a los precios. Evidentemente, el
grado de pass-through también dependerá de la evolución que sigan los precios de los
componentes no transables (principalmente los salarios y los precios de los servicios, que
a priori no necesariamente varían con el tipo de cambio) en respuesta a la depreciación
nominal.
3. La situación coyuntural del shock cambiario dentro del ciclo económico
Los niveles de demanda agregada y desempleo al momento del shock cambiario juegan
un papel muy significativo a la hora de determinar el traslado a precios. En un contexto
recesivo, con niveles de demanda muy deprimidos, existen dificultades para trasladar el
aumento de costos a los precios finales sin perder posición en el mercado. En estas
circunstancias, es probable que los oferentes de no transables reduzcan sus márgenes de
beneficio en lugar de trasladar costos, disminuyendo el pass-through. El nivel de
desempleo también constituye un factor crucial ya que determina la posibilidad de
reacción de los salarios ante el aumento de precios causado por la depreciación de la
moneda. En un contexto de alto desempleo, el poder de negociación de los trabajadores
disminuye, minando la posibilidad de hacer efectivas las presiones salariales. Sin aumento
de salarios, el traslado del impacto cambiario a los precios resulta menor. Por el contrario,
la indexación de los salarios a la inflación pasada, constituye un factor de inercia
inflacionaria que se traduce en un mayor traslado a precios ante un mismo shock
cambiario. También resulta importante la elasticidad precio de la demanda de los
productos encarecidos por el aumento del tipo de cambio, dada por el grado de
sustituibilidad de los productos. Es probable que en un contexto recesivo con alto
desempleo estas elasticidades sean elevadas (siempre y cuando exista la posibilidad de
4
sustituir los productos encarecidos por productos de características similares más
baratos). Cuanto mayor sea la elasticidad precio de estos productos, menor será el
traslado a los precios vía demanda.
4. El contexto inflacionario en el que se produce el shock cambiario
Taylor (2000) encuentra una relación positiva entre los niveles de inflación y el passthrough. Las firmas trasladan en mayor medida los incrementos en sus costos si estos
aumentos son percibidos como permanentes. Entonces, como en los regímenes de alta
inflación tienden a permanecer niveles altos de inflación, se verifica un mayor passthrough. Por el contrario, en contextos de baja inflación, en los que las expectativas de
inflación son bajas los aumentos en los precios pueden generar pérdidas de mercado a
las firmas, por lo que son más cautelosas a la hora de trasladar costos y el pass-through
resulta menor. Por su parte, Frenkel (1989) aporta otro tipo de explicación al vínculo entre
el contexto inflacionario y el pass-through. El autor encuentra que una economía adaptada
a un contexto de alta inflación presenta una alta elasticidad de respuesta ante cualquier
shock macroeconómico. Los regímenes de alta inflación presentan características
distintivas. En las economías adaptadas a la inflación elevada se produce una
generalización de la indexación de los contratos nominales y el acortamiento de los
períodos de reajuste como mecanismos para su propia supervivencia. Así, por períodos,
tienden a establecerse condiciones de normalidad en los que las expectativas y las
decisiones de precio se establecen en función de la tasa de inflación pasada. La
indexación de los contratos nominales y las expectativas inflacionarias basadas en la
inflación pasada dan origen a la existencia de un componente de inflación inercial que
traslada la tasa de inflación pasada a la presente. En este contexto, las perturbaciones
macroeconómicas pueden pensarse como factores de aceleración o desaceleración de la
inflación. Estos shocks junto con el componente inercial determinan la tasa de inflación
presente. El impacto inflacionario permanente de los shocks será mayor cuanto menor
sea la extensión de los contratos y el período de referencia de las expectativas porque la
componente inercial traslada una mayor proporción del shock cuanto menor es la
extensión de los contratos. Entonces, en una economía adaptada a niveles elevados de
inflación, donde la indexación de los contratos nominales constituye una práctica
generalizada, un shock cambiario se trasladará a los precios internos con mayor fuerza
que en una economía con niveles bajos de inflación.
5. Grado de apreciación cambiaria
Si existieron condiciones previas de atraso cambiario y como consecuencia el tipo de
cambio experimenta una suba abrupta para corregirse a un nivel más razonable, puede
ocurrir que los precios de los bienes no reflejen todo el efecto de la devaluación ya que los
productores locales pueden optar por una estrategia competitiva de mantener las subas
de precio dentro de un rango moderado, resignando márgenes de beneficio. En un nuevo
contexto de buenas condiciones de mercado dado por el encarecimiento de la
competencia externa, esta estrategia les permite ganar posiciones frente a sus
competidores internacionales.
5
6. Grado de dolarización en la formación de precios
Cuanto mayor sea el grado de dolarización en la formación de precios internos tanto por
mayor participación de insumos importados o exportables como por la voluntad de los
formadores de precios de preservar el valor en dólares de sus productos, mayor será el
traslado a precios.
7. Política monetaria y expectativas de los agentes
Aunque en el corto plazo la inflación puede aumentar por la depreciación nominal de la
moneda, en el mediano-largo plazo puede retroceder a las metas fijadas por el Banco
Central si las políticas monetarias fijadas por éste resultan creíbles.
II. EL CONTEXTO DE LA DEVALUACIÓN DE ENERO DE 2002
En este apartado se realiza una breve caracterización del contexto de la economía
argentina al momento de la devaluación de enero de 2002 teniendo en cuenta algunos de
los factores determinantes del traslado a precios enunciados en el apartado anterior. El
objetivo es brindar un panorama que permita identificar a priori algunos de los factores
que tendrían incidencia en la evolución de la inflación tras el shock cambiario.
En primer lugar, puede decirse que la economía argentina es pequeña en relación con el
mercado mundial, por lo que es tomadora de precios internacionales. Con la brusca
disminución de las barreras arancelarias y no arancelarias llevada a cabo en el marco de
las reformas estructurales de comienzos de la década del noventa, también puede decirse
que la economía argentina es más abierta al comercio exterior que en las décadas
anteriores. Este hecho se ha puesto en evidencia con el fuerte influjo de importaciones
ocurrido durante la década pasada, producto de la eliminación de las restricciones al
comercio y de la fijación por ley del tipo de cambio nominal en una relación de un peso por
dólar que, dada la evolución de los precios, ha determinado un grado de apreciación real
de la moneda favorable a las importaciones. La apertura al comercio y la apreciación real
del tipo de cambio perjudicó fuertemente la producción de la industrial nacional,
conformada en su mayor parte por PyMes de los sectores textil, confecciones, muebles y
otros, que se han orientado históricamente al consumo interno. En estos sectores,
muchas empresas fueron desplazadas del mercado por el ingreso de los productos
importados, contribuyendo al incremento del desempleo. En este contexto, la devaluación
plantea la posibilidad de que estos sectores sustitutivos de importaciones resurjan y que,
en su intento de ganar mercado a sus competidores extranjeros, no trasladen la totalidad
del incremento de sus costos a los precios finales, contribuyendo así a un menor traslado
al nivel general de precios.
En segundo lugar, aunque no es objetivo de este trabajo realizar una caracterización
detallada de la estructura productiva de la economía argentina, es importante tener
presente algunos datos sobre el grado de participación de los insumos transables en ella,
6
dado que uno de los elementos que alienta un mayor pass-through es el incremento de
los costos de producción. Un estudio realizado por el Centro de Estudios Bonaerense
(CEB) en el mes de marzo de 2002 muestra que ante una depreciación nominal del 100%
se espera que los costos de producción aumenten un 32,7% debido al elevado impacto de
insumos importados en el proceso productivo, tanto de manera directa (10,6%) como
indirecta (22,1%). El estudio revela que entre los sectores industriales con más
incremento de costos de producción se encuentran el sector de producción de vehículos
automotores, de receptores de radio y TV, de máquinas de oficina e informática y los de
fertilizantes y plaguicidas. Entre los sectores con menor impacto se encuentran la
elaboración de pastas alimenticias, la elaboración de productos de panadería (cabe
destacar que en ambos casos el impacto indirecto es mucho mayor que el directo: 3,7%
contra 0,9% para el caso de productos de panadería, y 6,5% contra 1,5% para el de las
pastas, lo que implica la presencia de una alta proporción de insumos nacionales que
utilizan insumos exportables para su producción), la elaboración y conservación de
pescado y la producción vitivinícola. El grado en que estos incrementos en los costos se
traslade a los precios finales dependerá de las estrategias adoptadas por los productores
y comercializadores en relación con el manejo de su mark up.
En tercer lugar, a fines del año 2001, la economía argentina se encontraba en una
profunda recesión. Desde mediados de 1998 el PIB había mantenido una firme tendencia
a la caída. Hacia el último trimestre de 2001, su nivel se encontraba un 15,6% más bajo
que el nivel máximo precedente (alcanzado en el segundo trimestre de 1998), de acuerdo
con información de la Dirección Nacional de Cuentas Nacionales. Según el relevamiento
de la EPH, a octubre de 2001, la tasa de desocupación era del 19% y en mayo de 2002
ascendió al 22%. En este contexto de niveles de demanda sumamente deprimidos y alto
nivel de desempleo resulta probable que el traslado a los precios sea de menor magnitud.
Es probable que muchos oferentes de no transables opten por reducir sus márgenes de
ganancia en lugar de trasladar plenamente el incremento de sus costos de producción. A
su vez, el alto nivel de desempleo hace que los salarios se retrasen frente al aumento de
los precios internos, deteriorando así el salario real y contribuyendo a un menor passthrough.
En cuarto lugar, resulta importante tener en cuenta la evolución que han tenido los precios
durante la década del noventa. El período comprendido desde mediados de esa década
hasta el fin de la convertibilidad estuvo caracterizado por la estabilidad de los precios
tanto minoristas como mayoristas. Además, durante toda la convertibilidad estuvieron
prohibidas las prácticas indexatorias (con excepción del caso de las tarifas de los servicios
públicos privatizados, cuyos precios se fijaban en dólares y se actualizaban con la
inflación de los Estados Unidos). Es probable que la estabilidad de precios, e incluso
deflación en el último semestre previo a la devaluación (desde junio de 2001 hasta
diciembre las tasas de variación mensual tanto del IPC como el IPM fueron negativas), y
la prohibición de la indexación de los contratos hayan contribuido a un menor traslado a
precios ante el aumento del tipo de cambio nominal.
7
Por último, el grado de dolarización en la fijación de precios de los productores no es una
variable observable a priori. Si bien al momento de la devaluación numerosas opiniones
coincidieron en señalar que una devaluación real de la moneda era imposible debido a
que los oferentes tenderían a fijar sus precios siguiendo la cotización del dólar, en el
siguiente apartado se mostrará que el pass-through, lejos de ser pleno, resultó
significativamente menor en relación con experiencias argentinas de la década del
ochenta.
III. LA EVOLUCIÓN DE LA INFLACIÓN Y DEL TIPO DE CAMBIO
Antes de analizar la evolución de la inflación y del tipo de cambio nominal para el período
enero 2002- febrero 2003, se presentan y justifican las variables elegidas.
Para analizar la evolución de la inflación en el período de estudio, se toma como índice
representativo el índice de precios de consumo IPC-GBA base 1999 elaborado en forma
mensual por el INDEC sobre la base de un conjunto de productos representativos del
consumo de los hogares residentes en el Gran Buenos Aires (Ciudad de Buenos Aires y
partidos del Gran Buenos Aires) cuyo objetivo es medir la evolución de estos precios en
relación con los precios vigentes en el año base. Es un índice Laspeyres que se obtiene
como resultado de la suma de los precios de esos productos multiplicados por
ponderadores fijos.2 La elección de este índice como medida de la inflación radica en la
amplitud de la canasta de bienes y servicios que se utiliza para su construcción así como
también en el hecho de que es el índice frecuentemente utilizado para medir los ingresos
reales de la población.
Sin embargo, cabe aclarar que esta decisión m
i plica dejar de lado algunos aspectos
importantes. Si bien el IPC mide la evolución de los precios de una canasta de bienes y
servicios representativa del gasto de consumo de los hogares, quedan excluidos de esta
canasta los gastos correspondientes a los pagos de intereses y amortizaciones de
préstamos y el impuesto inmobiliario. Además, se debe tener en cuenta que la noción de
inflación hace referencia a un concepto más amplio que el reflejado por el IPC, que
comprende la evolución de los precios de los bienes y servicios exportados, de los
utilizados como consumo intermedio de las industrias y de los destinados a la inversión
bruta fija o a la variación de existencias. Por otro lado, la evolución de los precios que
pagan los consumidores no siempre tiene una correspondencia con la de los precios que
reciben los productores, dado que las variaciones en los impuestos y subsidios sobre los
productos modifican las proporciones en las que el Estado y los hogares se hacen cargo
de los pagos por esos bienes y servicios. Resta hacer una observación adicional. Ante
una variación de precios relativos de los bienes o servicios, los consumidores pueden
2
Los ponderadores se obtuvieron de la última Encuesta Nacional de Gasto de los Hogares (ENGH) referidas
al período de febrero de 1996 a enero de 1997 Para más información sobre la metodología del IPC ver “Indice
de Precios al Consumidor Gran Buenos Aires . Base 1999=100” disponible en la página web del INDEC.
8
desplazar sus compras de dos formas. En primer lugar, pueden trasladarlas a los
productos cuyo precio relativo bajó y reducir así su costo de vida. En segundo lugar,
aunque no varíen los precios relativos, el consumidor puede reducir el costo de sus
compras si logra acceder a comercios más baratos o adquirir artículos de consumo de
segundas marcas. Esto es lo que se llama el “efecto sustitución”, que no puede ser
captado en la práctica por no existir métodos oportunos. Entonces, este efecto
necesariamente se subestima en el IPC lo que quiere decir que la suba del IPC puede
sobrestimar parcialmente el verdadero impacto de la inflación sobre el gasto de los
consumidores.
Para medir la evolución del tipo de cambio, se ha optado por la elaboración de una serie
de promedios mensuales sobre la base de la publicación de las cotizaciones diarias del
precio del dólar estadounidense que realiza el B.C.R.A.
La evolución del IPC y del tipo de cambio nominal (enero 2002-febrero 2003)
Desde la devaluación de enero de 2002, los precios minoristas comienzan a crecer luego
de siete años de relativa estabilidad. Como muestra el gráfico 1, los precios al consumidor
han acompañado la depreciación cambiaria aunque a un ritmo mucho menor.
En los primeros días del mes de enero se efectúa una devaluación del 40%, con un tipo
de cambio oficial que se establece en un valor de 1,40 $/US$. A partir del 11 de febrero se
establece un mercado único de cambios, con un tipo de flotación sucia y ciertas
restricciones a la compra de la divisa. Con este régimen el precio del dólar continúa
subiendo y acumula un aumento del orden de 265% hacia junio, mes en el que se registra
el primer pico del tipo de cambio (con un valor promedio del mes de 3,65 $/US$). En julio
y agosto, el tipo de cambio muestra leves caídas para volver a aumentar levemente en
septiembre y octubre. Desde noviembre mantiene una tendencia a la baja acumulando
una caída del 13% hacia febrero de 2003 con respecto al primer pico de junio (con un
valor promedio mensual de 3,17 $/US$). El aumento acumulado de todo el período es del
217%.
Durante los primeros tres meses posteriores a la devaluación, a pesar del importante
aumento del precio del dólar (con una suba de la paridad peso-dólar del 146% hacia
marzo), el IPC muestra un aumento moderado, promediando un aumento mensual del
orden de 3%. En abril de 2002, se produce un fuerte aumento de los precios minoristas,
del 10,4% con respecto al mes anterior. A partir de ese mes, y a pesar de que desde
entonces el tipo de cambio nominal comienza a mostrar una tendencia a apreciarse (con
excepciones de los meses septiembre y octubre para los cuales arroja un leve aumento),
la evolución de los precios minoristas mantiene su tendencia creciente con un aumento
mensual promedio del 3,3% para el período mayo-agosto, disminuyendo a un aumento
mensual promedio menor al 1% para el resto del período.
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Gráfico 1: Evolución del tipo de cambio nominal y el nivel de precios minoristas.
(Números índice base diciembre 2001=100)
IPC (eje izq.)
Tipo de cambio nominal ($/U$S) (eje der.)
150
400
145
135
300
IPC
130
125
250
120
200
115
110
Tipo de Cambio
350
140
150
105
feb-03
ene-03
dic-02
nov-02
oct-02
sep-02
ago-02
jul-02
jun-02
may-02
abr-02
mar-02
feb-02
100
ene-02
100
Fuente: elaboración propia en base a datos del BCRA e INDEC.
El pass-through
Veamos ahora cuál ha sido el traslado de la depreciación cambiaria a la inflación minorista
mes a mes luego de la devaluación de enero de 2002. El gráfico 2 muestra el efecto de la
depreciación de la moneda en la inflación minorista para los primeros catorce meses
luego de la devaluación. En el eje izquierdo se mide el aumento del tipo de cambio
nominal acumulado ($/US$) y el aumento acumulado de los precios al consumidor (en
términos porcentuales). En el eje derecho se mide, con distinta escala, el traslado
porcentual a los precios minoristas que surge de comparar ambos incrementos (inflación
acumulada/ aumento del tipo de cambio nominal acumulado).
En el gráfico se observa que hasta el primer pico del tipo de cambio en junio el aumento
de la paridad peso-dólar asciende a 265% mientras que la inflación acumulada resulta del
orden de 30,5%. Esto significa un traslado porcentual del orden del 12% (o un coeficiente
de traspaso igual a 0,12) en los primeros seis meses y un aumento del tipo de cambio real
en relación con los precios minoristas del orden de 180%. Como se mencionó
anteriormente, a partir de julio el tipo de cambio nominal mantiene una tendencia a la baja
(con excepción de los meses septiembre y octubre en los que muestra un leve aumento)
contribuyendo negativamente al aumento acumulado de la paridad, mientras que la
inflación mantiene su tendencia creciente. Pasados doce meses de la devaluación, el tipo
de cambio nominal acumula un aumento de casi un 250% mientras que la inflación
acumulada es mucho menor (41%). Así, el traslado del aumento del precio del dólar a los
precios minoristas ha sido del 16% pasado un año desde el shock cambiario. Hacia
febrero de 2003, el traslado a los precios es un tanto mayor (20%) producto de la
apreciación nominal del peso y la tasa de inflación que acumula un 44%.
10
Gráfico 2. Efecto de la suba de la paridad peso-dólar sobre la inflación minorista.
Relación porcentual entre la inflación minorista y el aumento acumulado del tipo de
cambio nominal ($/US$)
300
25%
250
200
15%
150
10%
100
Traslado a precios
20%
5%
50
feb-03
ene-03
dic-02
nov-02
oct-02
sep-02
ago-02
jul-02
jun-02
abr-02
feb-02
may-02
0%
mar-02
0
ene-02
Aumento del tipo de cambio-Inflación (var%)
Aumento acumulado del tipo de cambio ($/U$S) (eje izq.)
Inflación acumulada (eje izq.)
Traslado porcentual (eje der.)
Fuente: elaboración propia en base a BCRA e INDEC.
Estos coeficientes de traslado muestran un efecto muy inferior al de las experiencias
devaluatorias argentinas en los meses de marzo de 1981, febrero de 1989 y diciembre de
1989. El cuadro 1 muestra comparadamente las mismas variables que el gráfico anterior
para los primeros doce meses luego de las distintas devaluaciones.
Cuadro 1. Devaluaciones comparadas: marzo-1981, febrero-1989, diciembre-1989,
enero-2002
Mes Deval.
Meses después
de la deval.
Marzo de 1981
(A)
Febrero de 1989
Pass
Through
(B)
(A)
(B)
Diciembre de 1989
Pass
Through
(A)
(B)
Enero de 2002
Pass
Through
(A)
Pass
Through
(B)
1
2
34
38
8
16
23%
42%
61
184
10
28
16%
15%
175
156
40
151
23%
97%
40
82
2
6
6%
7%
3
4
178
208
27
40
15%
19%
340
911
71
205
21%
23%
470
627
306
693
65%
111%
146
188
10
21
7%
11%
5
6
7
214
223
288
51
62
71
24%
28%
25%
1396
3641
3641
555
1842
2577
40%
51%
71%
657
663
704
783
903
1043
119%
136%
148%
232
265
263
26
30
35
11%
12%
13%
8
9
349
347
84
100
24%
29%
3641
3641
2827
2991
78%
82%
713
820
1167
1361
164%
166%
263
265
38
40
14%
15%
10
11
12
325
324
389
123
135
146
38%
42%
38%
3641
-
3193
-
88%
784
752
706
1590
1720
1832
203%
229%
260%
266
254
249
40
41
41
15%
16%
16%
-
Fuente: elaboración propia en base a BCRA, CEI e INDEC.
Referencias: (A)=Aumento acumulado de la paridad peso-dólar (en %), (B)=Inflación minorista acumulada (en
%), Pass-through=(B)/(A)
11
Repasemos primero los contextos de las distintas devaluaciones. En marzo de 1981,
luego de que en febrero el propio Martínez de Hoz pone fin al régimen de devaluaciones
mensuales (que eran del 2%), el ministro de Economía del nuevo gobierno militar de Viola
establece una devaluación del orden del 34%. La segunda devaluación, en febrero de
1989, tiene su origen en una burbuja especulativa en el mercado de cambio libre y una
corrida en el controlado (el comercial) que pone fin al plan de estabilización iniciado en
agosto de 19883 y detona el primer episodio hiperinflacionario de fines de la década del
´80, cuyo comienzo puede ubicarse en el mes de abril de 1989. Unos meses más tarde,
con la asunción del nuevo gobierno se anuncia el mantenimiento del esquema cambiario
establecido en junio por las autoridades anteriores, caracterizado por un tipo de cambio
único y fijado por el BCRA.
El segundo proceso hiperinflacionario tiene su origen en un shock de políticas en el mes
de diciembre de 1989 (Damill, M. y Frenkel, R., 1991). El 10 de diciembre, el entonces
ministro de Economía Rapanelli anuncia el desdoblamiento del mercado cambiario en uno
oficial (en el que la paridad sería 1000 australes por dólar) y un mercado libre. Esta nueva
paridad del tipo de cambio significaba un aumento del cambio comercial del 53%.
Además, se anuncia un aumento de tarifas y precios públicos de magnitud mayor, la
liberalización de un conjunto de precios privados y la reprogramación de parte de la deuda
pública. El día 18 de diciembre, el nuevo ministro de economía Erman González anuncia
la eliminación del control de cambios, la flotación y la supresión de todo control de precios.
Por su parte, la devaluación de enero del año pasado pone fin al decenio del régimen de
convertibilidad, primero con una devaluación que implica un aumento de la paridad del
40% pasando luego a un régimen de flotación sucia.
Las cuatro devaluaciones muestran diferentes impactos en los precios minoristas. Al
primer mes, de las cuatro experiencias, la devaluación reciente arroja el menor traslado
(6%). Le siguen la devaluación de febrero de 1989 (16%), y las devaluaciones de marzo
de 1981 y diciembre de 1989 (ambas con un traslado de 23%). Considerando el traslado
al tercer mes, la devaluación reciente comienza a diferenciarse significativamente del
resto con un traslado levemente mayor al del primer mes (7%) pero mucho más bajo que
el del resto de las experiencias. Al sexto mes de las devaluaciones, en todos los casos
con una trayectoria creciente del tipo de cambio nominal, las devaluaciones pasadas
arrojan coeficientes significativamente mayores que la última devaluación. El mayor
3
El plan fue conocido bajo el nombre de Plan Primavera. Las medidas de política cambiaria consistían en el establecimiento
de un régimen de paridades diferenciales, con un tipo de cambio comercial y uno libre. Las exportaciones de origen agrícola
se liquidarían al tipo de cambio comercial (fijado por el Banco Central) y las industriales lo harían a un dólar intermedio entre
el comercial y el libre, mientras que las importaciones se cursarían al tipo de cambio libre (cuyo valor sería determinado por
la oferta y la demanda). El gobierno también anunció su expectativa de que la diferencia entre el dólar comercial y el libre no
superase el 25%. De esta forma, quedaba determinada una regla cambiaria: el BCRA compraba al tipo de cambio comercial
el total de las exportaciones agrícolas y el 50% de las industriales mientras que por el mercado libre pasaban el restante
50% de las exportaciones industriales, el total de las importaciones y los intereses de la deuda externa de los particulares.
El exceso de demanda de dólares que se preveía en el mercado libre (ya que se consideraba que la mitad de las
exportaciones industriales no cubriría la demanda de dólares de las importaciones más intereses) sería manejado por el
BCRA por medio de ventas diarias de divisas adquiridas en el mercado comercial, a fin de mantener la brecha cambiaria
prevista.
12
traslado se produce en el caso del segundo proceso hiperinflacionario (136%), en el que
los precios crecen a un ritmo significativamente mayor que el precio del dólar.
Por último, veamos los efectos de las devaluaciones a los diez meses. En el caso de la
primer devaluación, la paridad acumula un aumento del 325%, mientras que la inflación
acumulada es de 123%. Esto significa un traslado a los precios del 38%.
Significativamente mayor es el traslado de la devaluación en el primer proceso
hiperinflacionario de 1989 que a los diez meses es casi total (88%), con un aumento
acumulado de la paridad de 3.641% y una inflación acumulada del orden de 3.193%. El
caso de la segunda hiperinflación es excepcional. A los diez meses, la inflación
acumulada más que duplica el aumento acumulado del precio del dólar, y la relación entre
ambas tasas alcanza el 203% (que incorpora la apreciación del peso del último mes).
De haber tenido que estimar el impacto de la última devaluación en los precios sobre la
base de la evidencia empírica aportada por las experiencias pasadas, probablemente el
resultado habría sido mucho menos optimista que lo que ha mostrado la experiencia
reciente. Lejos de haberse repetido la historia, el traslado a los precios minoristas ha sido
significativamente menor en relación con aquellas experiencias.
En la siguiente sección se aborda la estimación de un modelo que permite echar luz sobre
las posibles explicaciones de las distintas experiencias.
IV. EL MODELO DE PRECIOS
Marco teórico: precios fix y precios flex
El modelo que se presenta tiene sus fundamentos teóricos en una visión de los
mecanismos de formación de precios que se origina en Kalecki (1956) y ha sido
reformulada por otros autores, entre ellos Hicks (1965) y Okun (1981). Estos autores,
característicos del pensamiento poskeynesiano, relativizan la relevancia de la noción de
equilibrio y plantean la concepción de que la formación de algunos precios responde a
decisiones de las empresas. El punto de partida de esta visión es que existen mercados
con mecanismos de formación de precios diferentes.
Por un lado, se tiene los mercados de precios flexibles (precios flex). Estos son mercados
transparentes, y relativamente organizados, en los que se transan productos con escasa
posibilidad de diferenciación. Ofertas y demandas están despersonalizadas y atomizadas
y los costos de información y transacción son bajos. En consecuencia, los agentes
pueden ser considerados tomadores de precio (price- takers) y la dinámica de precios
modelada de acuerdo a la ley de mercado.
Por otro lado, se tiene los mercados de precios fijos o precios administrados (precios fix),
en los que se transan productos diferenciados (o percibidos como tales). Estos mercados
son menos transparentes, las transacciones se efectúan bajo relaciones personalizadas
de clientela y existen costos de información y transacción significativos. Los oferentes son
13
tomadores de cantidades y formadores de precio (price-makers), por lo que las
transacciones se realizan sobre la base de sus ofertas de precio. Estas decisiones de
precio están basadas en información incompleta y costosa. Veamos de qué forma se
establecen estos precios.
La existencia de un costo de búsqueda de información para los clientes (lo que se conoce
como costo de shopping y representa el costo de búsqueda de precios, calidad y servicio
de los productos) lleva a que los oferentes en estos mercados no ajusten sus precios
instantáneamente ante variaciones de demanda. Para asegurarse que los compradores
no incurran en el costo de búsqueda (lo que pondría en peligro su relación de clientela),
los vendedores tienden a mantener su oferta de precio confiando en que ésta es la
manera de conservar su clientela. De esta forma, se establece una relación personalizada
de la cual se benefician tanto compradores como vendedores. Existe entre ellos un
contrato implícito de fair play que los incentiva a cumplir ciertas reglas. El estándar típico
de justicia, aceptado por ambas partes en la transacción, es la formación de precios
agregando un mark up sobre los costos primos unitarios basados en un nivel de
producción normal o tendencial.
El modelo de precios fix
De acuerdo a lo explicado en el apartado anterior, los precios fix se forman agregando
una proporción de margen de ganancia (o mark up) al costo primo unitario. Los costos
primos de producción están conformados por los costos laborales, los costos de los
insumos transables que intervienen en el proceso productivo, y el costo asociado a la
utilización de lo que comúnmente se denomina servicios públicos (energía, agua,
combustibles, etc.). En una economía pequeña en relación con el mercado mundial y
relativamente abierta al comercio exterior (como es el caso de la Argentina), los precios
domésticos del sector transable pueden expresarse como los precios internacionales
multiplicados por el tipo de cambio nominal. Así, los precios de los insumos transables
expresados en pesos pueden definirse de esta manera. Toda esta información puede
resumirse en la siguiente ecuación que pone de manifiesto la hipótesis de formación de
precios para el sector de precios fijos:
*


Pfix =  a.W + b.P . E + c.PUB.(1 + M )


(1)
donde Pfix representa el precio del producto que opera en el mercado de precios fijos, a, b
y c representan la participación de la fuerza de trabajo, de los insumos transables y de los
servicios públicos por unidad de producción corriente respectivamente, W representa el
salario, P* representa los precios internacionales de los insumos transables (que se
suponen dados), E el tipo de cambio nominal, PUB el precio de los servicios públicos y M
el mark up.
Suponiendo mark up y coeficientes de participación de mano de obra, insumos y servicios
públicos por unidad de producto constantes, la tasa de variación de los precios fix puede
14
descomponerse en un promedio ponderado de la tasa de variación de los salarios, los
precios de los insumos transables (que varían con el tipo de cambio nominal) y los
servicios públicos:
p fix = A.w + B.e + C. pub
(2)
donde pfix, w, e y pub representan las tasas de variación de los precios fix, de los salarios,
del tipo de cambio nominal y del precio de los servicios públicos respectivamente y se
cumple que A+B+C=1.4
Los precios fix, los precios flex y el IPC
Desde ésta perspectiva teórica que argumenta que existen mercados con mecanismos de
formación de precios diferentes, denominados mercados de precios fix y mercados de
precios flex, se quiere estimar mediante el método de mínimos cuadrados clásicos un
modelo lineal que permita explicar la evolución mensual de la inflación minorista. Antes de
presentar el modelo resulta conveniente realizar una breve caracterización del IPC.
El IPC es un índice que refleja la evolución de los precios de una amplia canasta de
consumo, en la que participan variedades de productos que van desde alimentos,
indumentaria, productos para el hogar y productos medicinales, hasta variedades
relacionadas con los servicios educativos y de salud, alquiler de la vivienda, etc. Dentro de
la canasta también se incluyen los precios de los servicios públicos privatizados (agua,
comunicaciones, electricidad, transporte público, gas). Dada esta diversidad de precios
que conforman el IPC, resulta conveniente reagruparlos en tres índices de precios para
determinar qué hipótesis de formación de precios resulta pertinente en cada caso y, en
consecuencia, qué variables explicarían su evolución.
En un primer índice (BIENES) podemos agrupar todos los precios de los bienes con algún
grado de industrialización. Participan de este grupo los alimentos y bebidas, indumentaria,
adquisición de vehículos, productos para el equipamiento del hogar, productos
medicinales, equipos de audio, televisión y fotografía, entre otros. Todos estos precios
pueden ser considerados precios fix, por lo que su evolución está determinada por la
evolución que sigan los costos que intervienen en sus procesos productivos y en sus
etapas de distribución y comercialización.
En un segundo índice (PRIV) se agrupan todos los precios de los servicios privados que
componen el IPC. Entre ellos figuran el alquiler de la vivienda, los servicios para la salud,
los servicios educativos, alojamiento y excursiones, los servicios domésticos, limpieza de
ropa, entre otros. Estos precios también pueden considerarse precios fix, por lo que su
tasa de variación mensual también puede descomponerse en un promedio ponderado de
la tasa de variación de los costos que intervienen en la provisión de los servicios.
4
La derivación de la ecuación (2) puede consultarse en el Anexo.
15
En el tercer índice se agrupan los precios o tarifas de los servicios públicos privatizados
(de ahora en más servicios públicos) que son la provisión de gas, electricidad, agua,
transporte público, correo y servicio telefónico. La evolución de este grupo de precios no
estará sujeta a explicación ya que depende de decisiones políticas por estar regulados por
el Estado. El índice de precios de los servicios públicos (PUB) será considerado una
variable exógena dentro del modelo y será tomado como variable proxy de costos de
producción, distribución y comercialización del resto de los productos de la canasta. Cabe
aclarar que dentro de este grupo también se incluyen los precios de los combustibles
(principalmente nafta y gasoil). Si bien estos precios no están estrictamente regulados por
el Estado, su inclusión en este índice responde a que son un componente importante de
los costos de distribución y comercialización y a que, a pesar de ser en parte productos
transables, sus precios se comportan como un tipo particular de precios fix, ya que actúan
en un mercado oligopolizado.
Por último, dentro de la canasta del IPC pueden distinguirse ciertos productos cuyos
precios podrían clasificarse como precios flex (carnes, frutas y verduras frescas). Sin
embargo, debe tenerse en cuenta que estos bienes no llegan de forma “pura” al consumo
final, sino a través de cadenas de transporte y comercialización que implican pago de
salarios, insumos y márgenes de beneficio en cada etapa. Además, estos productos
constituyen parte del sector transable de la economía argentina por lo que sus precios
probablemente respondan a las variaciones del tipo de cambio. Por estas razones, estos
precios se incluyen dentro del primer índice (BIENES), en conjunto con los bienes con
algún grado de industrialización.
Si todos los precios componentes del IPC pueden considerarse precios fix o precios del
sector transable, la tasa de variación mensual de éste índice puede descomponerse en un
promedio ponderado de las tasas mensuales de variación de los salarios, del tipo de
cambio nominal y de los precios de los servicios públicos:
ipc = a w .w + a e .e + a pub . pub
(3)
donde ipc es la tasa de variación mensual del IPC y w, e, y pub son las tasas de variación
mensuales de los salarios, del tipo de cambio nominal y del precio de los servicios
públicos.
Sin embargo, cuando se quiere estimar el valor de los coeficientes que acompañan a las
variables explicativas, la ecuación (3) presenta un problema de correlación espúrea, ya
que pub aparece en ambos miembros de la ecuación como variable explicativa y como
componente de la variable a explicar. Además, como se mencionó, no se quiere explicar
la evolución de los precios de los servicios públicos por considerarlos sujetos a decisiones
políticas. Una posible solución para este problema consiste en construir un índice del IPC
excluyendo los precios de los servicios públicos (IPCSINPUB), cuya tasa de variación
constituye la nueva variable a explicar:
ipcsinpub = a w .w + a e .e + a pub . pub
(4)
16
donde las variables explicativas son las mismas que las de la ecuación anterior. Para
explicar la derivación de esta ecuación y analizar el significado de los coeficientes aw , ae, y
apub veamos primero cómo se construye el índice IPCSINPUB.
Como cualquier índice de precios, el IPCSINPUB se forma por un promedio ponderado de
los precios que lo componen. Dijimos que todos los precios componentes del IPC (menos
los de los servicios públicos que consideramos exógenos) pueden ser considerados
precios fix. Supongamos, para simplificar la exposición que sólo existen dos precios
componentes de este índice. El IPCSINPUB puede expresarse como:
IPCSINPUB = z1 .Pfix1 + z 2 .Pfix2
donde z 1 y z2 son las ponderaciones fijas de cada precio en el índice y por definición su
suma es igual a 1 (o 100). Diferenciemos ambos miembros de la ecuación con respecto al
tiempo, dividamos por IPCSINPUB, y multipliquemos y dividamos el segundo miembro por
Pfix 1 y Pfix 2 en cada caso para obtener las tasas de variación:
Pfix1
Pfix 2
 dPfix1 
 dPfix2
dIPCSINPUB 
.
 z2 .
.
=  z1 .
+
IPCSINPUB  IPCSINPUB  Pfix1  IPCSINPUB  Pfix2
Pfix1
Pfix2




. p fix1 +  z 2 .

ipcsinpub =  z1 .

 IPCSINPUB . p fix2
IPCSINPUB




(5)
donde ipcsinpub es la tasa de variación del IPCSINPUB y pfix 1 y pfix 2 son las tasas de
variación de los precios que componen el índice. Llamemos Z1 y Z2 a los paréntesis de la
ecuación (5) respectivamente. La ecuación queda:
ipcsinpub = Z1 . p fix1 + Z 2 . p fix2
(6)
La ecuación (6) indica que la tasa de variación del IPCSINPUB puede descomponerse en
un promedio ponderado de las tasas de variación de los precios que lo componen, donde
Z1 y Z2 son las proporciones con las que se ponderan las tasas de variación de los precios
componentes del índice en la tasa de variación del IPCSINPUB. Estos coeficientes
reflejan, de alguna manera, la evolución promedio de los pesos relativos de cada uno de
los precios componentes del índice.
Según la ecuación (2) del apartado anterior podemos escribir:
p fix1 = A1 .w + B1 .e + C1 . pub
p fix2 = A2 .w + B2 .e + C 2 . pub
donde pfix1 y pfix2 representan las tasas de variación mensual de los distintos precios fix y
donde A, B y C (cada uno con su respectivo subíndice) reflejan la participación del costo
salarial, del costo de los insumos transables y del costo de los servicios públicos en el
proceso de producción, distribución y comercialización de los productos de precios fix que
conforman el IPCSINPUB. Sustituyendo estas ecuaciones en (6) se tiene que:
17
ipcsinpub = Z1 .( A1 .w + B1 .e + C1 . pub ) + Z 2 .( A2 .w + B2 .e + C 2 . pub)
reordenando se tiene que:
ipcsinpub = (Z 1 .A1 + Z 2 . A2 ).w + (Z 1 .B1 + Z 2 .B2 ).e + ( Z1 .C1 + Z 2 .C 2 ). pub
(7)
Por último, llamando aw , ae, y apub a los tres paréntesis de la ecuación (7) llegamos a la
ecuación (4):
ipcsinpub = a w .w + a e .e + a pub . pub
La tasa de variación del IPCSINPUB puede expresarse como un promedio ponderado de
las tasas de variación de los salarios, del tipo de cambio nominal y de los precios de los
servicios públicos. Los tres coeficientes que acompañan las variables explicativas
representan las elasticidades de los precios componentes del índice IPCSINPUB con
respecto a variaciones en los salarios, en el tipo de cambio nominal y en los precios de los
servicios públicos. Como indica la ecuación (6) estas elasticidades tienen que ver con el
grado de participación de cada uno de los componentes de costos en el proceso
productivo de los bienes y servicios componentes del índice y con la ponderación de cada
uno de los productos en el índice. El coeficiente aw refleja la participación de los salarios
en el costo de los productos componentes del índice ponderados por la participación de
cada uno de estos productos en el índice general. El coeficiente ae muestra en cierta
medida el grado de apertura de la economía ya que refleja la participación de los insumos
transables en el costo de los productos ponderados, de nuevo, por la participación de
cada uno de los productos en el índice general. También capta el efecto de la variación de
los precios de los transables componentes del IPCSINPUB. Nótese que este coeficiente
sólo refleja el grado de apertura en un sentido amplio, puesto que los bienes transables,
en una gran mayoría, no son consumidos o utilizados en su forma “pura”, y en la cadena
de manufacturación, distribución y comercialización intervienen pagos de salarios, de
servicios públicos y márgenes de ganancia que pueden reducir el peso relativo de ae. Por
último, el coeficiente apub refleja el peso relativo de los servicios públicos como
componente del costo de los productos que intervienen en la canasta ponderados por el
peso de cada uno de los productos en el índice general.
En resumen, los tres coeficientes reflejan todas las interrelaciones directas e indirectas
por las cuales las variaciones de los salarios, del tipo de cambio nominal y del precio de
los servicios públicos afectan la evolución del nivel general de precios minoristas (en
nuestro caso, la evolución del índice IPCSINPUB).
El modelo del IPCSINPUB
Se quiere estimar un modelo que explique la tasa de variación mensual del índice de
precios minoristas sin los servicios públicos en función de las tasas de variación
mensuales de los costos primos (que varían con los salarios, el tipo de cambio y los
precios de los servicios públicos). El método de estimación es el de mínimos cuadrados
clásicos. Se siguen dos estrategias de estimación diferentes.
18
Estrategia A
La primer estrategia consiste en estimar directamente la ecuación:
ipcsinpub = a w .w + a e .e + a pub . pub + c
(A)
donde, ipcsinpub es la tasa de variación mensual de un índice que contiene todos los
precios componentes del IPC excepto los precios de los servicios públicos, w es la tasa de
variación mensual del salario horario medio de la industria manufacturera (INDEC), e es la
tasa de variación mensual del tipo de cambio nominal (BCRA), pub es la tasa de variación
mensual de un índice que contiene los precios de los servicios públicos del IPC. Además
de los habituales indicadores de ajuste, la estimación de la ecuación (A) debe satisfacer
las siguientes condiciones:
-
Los coeficientes que acompañan las variables explicativas deben ser positivos.
La suma de los coeficientes aw , ae y apub no debe ser significativamente diferente
de 1.
La ordenada al origen no debe ser significativamente diferente de 0.
Estrategia B
La segunda estrategia consiste en separar los precios componentes del índice IPSINPUB
en dos índices, el índice BIENES que contiene los precios de todos los bienes
componentes del IPCSINPUB y el índice PRIV que contiene los precios de todos los
servicios privados componentes del IPCSINPUB. Entonces, se estiman las ecuaciones:
bienes = bw .w + be .e + b pub . pub + c
(B1)
priv = c w .w + c e .e + c oub . pub + c
(B2)
ipcsinpub = z 1 .bienes + z 2 . priv + c
(B3)
Las estimaciones de las ecuaciones B1 y B2 tienen por objetivo encontrar la relación entre
las tasas de variación mensuales de los precios de los bienes y de los servicios privados
componentes del IPCSINPUB en función de las mismas variables exógenas que
explicarían el comportamiento de ipcsinpub. Se espera lo mismo de los coeficientes de
estas dos ecuaciones que de los coeficientes de la ecuación (A). La estimación de la
ecuación (B3) es la estimación de una ecuación que vincula tasas de variación de
variables cuyos niveles están relacionados entre sí por definición. Esta tiene por objetivo
estimar las ponderaciones de las tasas mensuales de variación de los índices BIENES y
PRIV en las tasas mensuales de variación del índice IPCSINPUB.
Los resultados de las ecuaciones (B1) y (B2) se sustituyen en la ecuación (B3) y se llega
a una ecuación de ipcsinpub en función de las variables independientes:
ipcsinpub = a w .w + a e .e + a pub . pub + c
(B)
Se espera que los coeficientes de (A) y (B) no difieran significativamente.
19
Resultados de las estimaciones
Estrategia A
Los resultados de la estimación de la ecuación (A) se presentan en el cuadro 2. Se trabaja
con 154 observaciones mensuales que abarcan el período 05/1990- 02/2003. Como
muestra el cuadro, todos los coeficientes son positivos y significativos al 1% de
significatividad menos la constante que no es significativamente distinta de cero. Tanto el
R2 como el R2 corregido son altos e indican que las variaciones de las variables
independientes explican en un 84% las variaciones de la variable dependiente del modelo.
Cuadro 2: Resultados de la estimación de la ecuación ipcsinpub (A)
Estimación ipcsinpub (A)
Variable
Coeficiente
Estadístico t
Prob
(05/1990- 02/2003)
Indicadores de Ajuste
w
0,444078
4,7239470
0,0000 R cuad
0,845483
e
0,152962
4,0782850
0,0001 R cuad corregido
0,842393
pub
0,424104
5,0037960
0,0000 DW
1,792402
constante
0,000355
0,3455490
0,7302 F
273,5891
Test de Wald
Ho: C(1)+C(2)+C(3)=1
F
Prob
0,36876
0,544599
(A) ipcsinpub = 0,444078.w + 0,152962.e + 0,424104.pub
El estadístico F es alto, lo que indica que las variables independientes son en conjunto
significativas para explicar la tasa de variación mensual del índice IPCSINPUB. El DW es
un estadístico que testea la existencia de autocorrelación de primer orden en los errores.
Convencionalmente, se establece que un valor cercano a 2 indica la no presencia de
autocorrelación, por lo que, dado el valor que se obtiene del DW se rechaza la existencia
de autocorrelación de primer orden.5 Asimismo, en el cuadro se incorporan los resultados
del test de Wald que testea si la suma de los coeficientes es significativamente distinta de
1. Como se observa, el bajo valor del estadístico F indica que no puede rechazarse la
hipótesis de que la suma sea igual a 1. El resultado de este test de coeficientes estaría
indicando que, en promedio, los márgenes de ganancia de los productos componentes del
IPCSINPUB se han mantenido estables durante el período que va desde mayo de 1990
hasta febrero de 2003, ya que la suma de los coeficientes indica que las variaciones de
las variables independientes explican cerca del 100% de las variaciones de los precios
componentes de este índice.
En la última fila del cuadro se presenta la ecuación (A) con los valores de los coeficientes
que se obtuvieron en la estimación. Se elimina la constante por no ser significativamente
distinta de 0. De acuerdo al valor de los coeficientes, la ecuación establece, por ejemplo,
que un aumento del 10% de los salarios, provocará un aumento del 4,44% en los precios
componentes del IPCSINPUB, mientras que aumentos de igual magnitud del tipo de
5
Como el estadístico DW no tiene una distribución conocida y trabaja con intervalos de confianza, existen
zonas de incertidumbre en las que el test no da resultado. En todos los casos se ha realizado también el Test
LM que testea autocorrelación de cualquier orden en los errores. Los resultados de este test rechazan la
existencia de autocorrelación de primer orden en todas las estimaciones.
20
cambio nominal o de los precios de los servicios públicos provocarán aumentos del 1,53%
y del 4,24%, respectivamente, del mismo índice de precios.6
Estrategia B
El cuadro 3 en la página siguiente muestra los resultados de las estimaciones de las
ecuaciones de la segunda estrategia de estimación. De nuevo, se trabaja con 154
observaciones mensuales que abarcan el período 05/1990- 02/2003. En la primer parte
del cuadro se observa que tanto la tasa de variación mensual de los salarios como las
tasas de variación del tipo de cambio nominal y de los precios de los servicios públicos
son significativas para explicar las tasas de variación de los precios de los bienes
incluidos en el índice IPCSINPUB, ya que los coeficientes de estas variables son
altamente significativos. Otra vez, la constante no es significativamente distinta de cero.
Los indicadores de ajuste son satisfactorios y el resultado del test de Wald indica que no
puede rechazarse la hipótesis de que la suma de los coeficientes sea significativamente
distinta de 1. En el caso de la estimación de la ecuación (B2), el coeficiente de la tasa de
variación del tipo de cambio nominal no es significativo para explicar la tasa de variación
del precio de los servicios privados, por lo que se reestima la ecuación sin esta variable
(en el cuadro es la estimación (B2) (2)). Los resultados de esta nueva estimación son
sumamente satisfactorios. Los coeficientes de las variables w y pub son altamente
significativos y según indica el test de Wald, su suma no es significativamente distinta de
1. Nuevamente la constante no es significativamente distinta de 0, y los indicadores de
ajuste son buenos. El resultado de la estimación de la ecuación (B3) arroja los
coeficientes de participación de las tasas de variación de los precios agrupados de los
bienes y de los servicios privados que componen el índice IPCSINPUB. Los coeficientes
indican que ante un aumento del 10% del precio de los bienes, el índice general aumenta
un 6,36% mientras que un aumento del 10% en el precio de los servicios privados provoca
un aumento del 3,74% en el índice general.
En la última parte del cuadro se presentan todas las ecuaciones de la estrategia B con los
valores de los coeficientes que se obtuvieron en las estimaciones. En todos los casos se
eliminaron las constantes por no ser significativamente distintas de 0. La última fila del
cuadro muestra la nueva ecuación de ipcsinpub, que se obtiene reemplazando las
ecuaciones (B1) y (B2) (2) en la ecuación (B3).
Si se comparan los resultados finales de las dos estrategias de estimación (últimas filas
de los cuadros 2 y 3), puede observarse que ambas ecuaciones son muy similares, lo que
sugiere que los valores estimados de los coeficientes son independientes del proceso de
estimación seguido.
6
Se ha realizado la estimación del mismo modelo para el período acotado que va desde octubre de 2000 a
febrero de 2003. El resultado de esta estimación indica que no pueden identificarse los valores de los
coeficientes, debido a que las variables w y pub son colineales durante ese período. Sin embargo, el
coeficiente del tipo de cambio sigue siendo significativo y semejante al de la estimación con el período más
largo.
21
Cuadro 3: Resultados de las estimaciones de las ecuaciones de la estrategia B
Estimación bienes (B1)
Variable
w
e
pub
constante
Variable
w
e
pub
constante
Coeficiente
Estadístico t
(05/1990- 02/2003)
Indicadores de Ajuste
3,0376930
4,3955000
0,0028 R cuad
0,0000 R cuad corregido
0,826418
0,822946
Ho: C(1)+C(2)+C(3)=1
F
Prob
0,463046
-0,000386
5,4793800
-0,3317560
0,0000 DW
0,7405 F
1,866219
238,0483
0,109874
Estimación priv (B2) (1)
Estadístico t
Prob
Indicadores de Ajuste
Coeficiente
6,5637910
-0,1042590
3,7377720
1,3755400
0,0000
0,9171
0,0003
0,1710
R cuad
R cuad corregido
DW
F
Estimación priv (B2) (2)
Estadístico t
Prob
Indicadores de Ajuste
Coeficiente
0,627966
6,4803940
0,0000 R cuad
0,804269
pub
constante
0,437829
0,001644
3,6864990
1,3695100
0,0003 R cuad corregido
0,1729 DW
F
0,801677
1,886748
310,2340
Estimación ipcsinpub (B3)
bienes
priv
constante
Coeficiente
Estadístico t
0,636435
0,373589
-0,000105
Prob
49,039470
21,216230
-0,6610360
(05/1990- 02/2003)
(05/1990- 02/2003)
Test de Wald
Ho: C(1)+C(2)=1
F
Prob
0,413784
0,52103
(05/1990- 02/2003)
Indicadores de Ajuste
0,0000 R cuad
0,0000 R cuad corregido
0,5096 DW
F
0,74075
0,804316
0,800402
1,881840
205,5138
w
Variable
Test de Wald
0,292278
0,230607
0,626739
-0,004660
0,441481
0,001666
Variable
Prob
0,996572
0,996526
1,624433
22.091,47
Test de Wald
Ho: C(1)+C(2)=1
F
Prob
1,278301
0,259996
Ecuación ipcsinpub (B)
(B1)
(B2) (2)
(B3)
bienes = 0,292278.w + 0,230607.e + 0,463046.pub
priv = 0,627966.w + 0,437829.pub
ipcsinpub = 0,636435.bienes + 0,373589.priv
(B) ipcsinpub = 0,420617.w + 0,146766.e + 0,458267.pub
Simulación del modelo IPCSINPUB en el período enero 2002-febrero 2003
Veamos ahora cómo simula el modelo estimado de ipcsinpub el período pos devaluación.
A continuación se muestra un gráfico que presenta las tasas de variación mensual
efectivas del índice IPCSINPUB y las tasas de variación mensual simuladas con la
ecuación (A). La simulación de la ecuación (B) es prácticamente igual a la de la ecuación
(A) ya que los coeficientes de ambas ecuaciones son muy similares, razón por la que se
omite su análisis. Junto al gráfico se presenta una tabla que muestra los valores de las
variables del gráfico y los errores de simulación (diferencias entre la tasa de variación del
IPCSINPUB observada y la simulada por el modelo).
22
Gráfico 3. Variaciones mensuales del IPCSINPUB y variaciones mensuales simuladas
con la ecuación (A)
ipcsinpub
Mes
11,34
ipcsinpub
(en %)
Simul. con
Ec.A
(en %)
Error
ene-02
2,71
4,81
-2,10
10
feb-02
3,66
4,57
-0,91
8
mar-02
abr-02
4,44
11,34
6,33
1,76
-1,89
9,58
may-02
4,17
2,71
1,46
jun-02
jul-02
3,48
3,35
4,00
1,01
-0,52
2,35
ago-02
sep-02
2,42
1,34
1,84
0,64
0,58
0,70
4,81
4
2,71
1,76
feb-03
ene-03
dic-02
nov-02
oct-02
jun-02
may-02
abr-02
mar-02
-2
feb-02
0
sep-02
1,01
ago-02
2
3,35
jul-02
6
ene-02
variación mensual (en %)
12
Simul. ipcsinpub con Ec.A
oct-02
0,18
0,63
-0,45
nov-02
dic-02
0,62
0,29
-0,42
0,63
1,04
-0,34
ene-03
1,31
-0,45
1,76
feb-03
0,54
-0,28
0,82
Fuente: elaboración propia en base a resultados de las estimaciones e INDEC
Como se observa en el gráfico, los errores más importantes (de más de 2 puntos
porcentuales en valor absoluto) se producen en los meses de enero, abril y julio. Para el
resto de los meses, las tasas de variación simuladas por el modelo apenas difieren de las
efectivas. Nótese que desde julio la simulación tiende a subestimar la inflación mensual
observada con excepción de los meses octubre y diciembre en los que la inflación
observada está apenas por debajo de la simulada. Este período de subestimación
coincide con el período de apreciación del tipo de cambio nominal, que acumula una caída
del 13% entre julio de 2002 y febrero de 2003. Si el modelo estimado se asume como
válido para el período pos devaluación (evaluación que no puedo testearse debido a la
colinealidad entre w y pub en este período) la subestimación del modelo podría estar
indicando una cierta inflexibilidad de los precios a la baja ante caídas en el precio del dólar
o, al menos, un posible retraso de éstos con respecto al movimiento a la baja del tipo de
cambio nominal.
En el mes de abril, el IPCSINPUB muestra una tasa de aumento excepcional del orden del
11,34%, no explicada por las variables que intervienen en la ecuación, dado que el
modelo predice una tasa de inflación mucho menor para ese mes (1,76%), arrojando un
error de más de 9 puntos de inflación. Dada su magnitud, resulta conveniente realizar un
test para testear la significación del residuo de este mes. Para ello se vuelve a estimar la
ecuación (A) incorporando una variable dummy como constante (dumabril) de valor 1 en
el mes en cuestión y 0 en el resto del período. Los resultados de esta nueva estimación
se muestran en el siguiente cuadro.
23
Cuadro 4. Resultados de la estimación de la ecuación ipcsinpub (A) con dumabril
Estimación ipcsinpub con dumabril (Adumabril)
Variable
Coeficiente
Estadístico t
Prob
Indicadores de Ajuste
(05/1990- 02/2003)
Test de Wald
w
e
0,503963
0,124007
7,1294240 0,0000 R cuad
6,0547570 0,0000 R cuad corregido
0,901387
0,898740
Ho: C(1)+C(2)+C(3)=1
F
Prob
pub
dumabril
0,397750
0,103324
5,1506330 0,0000 DW
2,4176960 0,0000 F
1,819242
340,4897
0,564282
constante
-0,000351
0,453725
-0,4305770 0,6674
(Adumabril) ipcsinpub = 0,503963.w + 0,124007.e + 0,397750.pub + 0,103324.dumabril
La variable dumabril es altamente significativa, y su coeficiente indica que en abril existe
un 10% de inflación por encima de la que predice el modelo. Es posible que en ese
entonces los precios hayan respondido a variables que el modelo no incorpora, dado que
ha sido un mes de alta incertidumbre política y económica. El ministro de Economía
Remes Lenicov renunciaba a su puesto y existían fuertes expectativas de una disparada
del precio del dólar que pueden haber causado decisiones de precio que anticipaban este
aumento. Claramente, abril ha sido un mes de fuerte aumento en los márgenes de
ganancia.
El resto de los coeficientes siguen siendo altamente significativos (menos la constante que
nuevamente no es significativamente distinta de 0), y el test de Wald indica que no puede
rechazarse la hipótesis de que la suma de los coeficientes de las variables explicativas es
igual a 1. Es importante destacar que este modelo mejora su poder explicativo con
respecto al modelo dado por la ecuación (A) (el valor del R2 corregido es 0,898 contra
0,842 de la ecuación anterior) ya que la dummy como constante actúa “absorbiendo” el
residuo de abril, por lo que los valores de los coeficientes de esta nueva ecuación son
más robustos que los de la estimación anterior (nótese que los estadísticos t de los
coeficientes de esta nueva estimación son más altos que los de la ecuación sin la
dummy).
Una interpretación del pass-through de la devaluación de enero de 2002 con el
modelo del IPCSINPUB
En el apartado anterior estimamos un modelo que describe mes a mes la tasa de inflación
del índice IPCSINPUB en función de las tasas de variación de los salarios, del tipo de
cambio nominal y de los precios de los servicios públicos. Este modelo puede ampliarse
para explicar la tasa de inflación de todos los precios del IPC, como se muestra a
continuación.
La ecuación estimada del modelo de la tasa de variación del IPCSINPUB para el período
05/1990-02/2003 excluyendo el mes de abril de 2002 7 es:
7
Se toman los coeficientes de la ecuación (Adumabril) por ser más significativos que los de la ecuación
estimada sin la dummy para el mes de abril de 2002, ya que la dummy como constante actúa absorbiendo el
error de estimación que se produce ese mes.
24
ipcsinpub = 0,503963.w + 0,124007.e + 0,397750 . pub
(1)
Luego se estima la ecuación:
ipc = a1 .ipcsinpub + a 2 . pub
(2)
donde ipc es la tasa de variación mensual del índice IPC que resulta de un promedio
ponderado de las tasas de variación de los índices IPCSINPUB y PUB. Reemplazando la
ecuación (1) en (2) se obtiene la ecuación de la tasa de variación del índice IPC en
función de las variables que la explican:
ipc = a1 .0,503963.w + a1 .0,124007.e + (a1 .0,397750 + a 2 ). pub
(ipc)
Los resultados de la estimación de la ecuación (2) y la ecuación ipc que resulta de
reemplazar la ecuación (1) en (2) se presentan en el siguiente cuadro.
Cuadro 5. Resultados de la estimación de la ecuación (2) y cálculo de la ecuación (ipc)
Estimación ipc
Variable
ipcsinpub
pub
constante
Coeficiente
Estadístico t
(05/1990- 02/2003)
Prob
Indicadores de Ajuste
0,855999
0,142487
290,27880
55,950420
0,0000 R cuad
0,0000 R cuad corregido
0,999945
0,999944
2.04E-05
1,1526300
0,2509 F
1.366.864
(1)
ipcsinpub = 0,503963.w + 0,124007.e + 0,397750.pub
(2)
ipc = 0,855999.ipcsinpub + 0,142487.pub
(ipc)
ipc = 0,43139182.w + 0,10614987.e + 0,4829606.pub
De acuerdo a la última fila del cuadro, la ecuación que describe la tasa de inflación del
IPC es:
ipc = 0, 43139182.w + 0,10614987.e + 0,4829606. pub
Resulta interesante notar que estos coeficientes estimados son semejantes a los que se
obtuvieron en un estudio de CEDES (1989) para el período 1977-1988 en Argentina.
Sobre todo, llama la atención la semejanza del valor del coeficiente del tipo de cambio
(que resultó de 0,14 para ese período) dado que el proceso de apertura de la economía
en los noventa ha significado una mayor participación de productos extranjeros en la
economía argentina (por lo que a priori se podría haber esperado que este coeficiente
resultara mayor para los noventa). Esta cuestión merece una profundización del análisis
que permita un mejor entendimiento de éste fenómeno.
Si bien esta ecuación describe la tasa de inflación mensual del IPC en función de las
tasas mensuales de variación de los salarios, del tipo de cambio nominal y de los precios
de los servicios públicos, a partir de ella puede aproximarse una ecuación de las tasas de
variación acumuladas a n meses, donde las tasas acumuladas son aproximadamente
iguales a la suma de las tasas mensuales.
ipc acum ≅ 0,43139182.wacum + 0,10614987.e acum + 0,4829606. pub acum
25
Si dividimos ambos miembros por la tasa de variación acumulada del tipo de cambio
nominal, la ecuación queda:
ipc acum
w
pubacum
≅ 0,43139182. acum + 0,10614987 + 0, 4829606.
eacum
e acum
e acum
(P-TH)
Esta ecuación describe el pass-through del tipo de cambio nominal a los precios
minoristas de acuerdo al modelo estimado. Indica que el grado de traspaso de una
depreciación de la moneda doméstica a la inflación minorista depende de la reacción de
los salarios y de los precios de los servicios públicos ante las variaciones del tipo de
cambio nominal (que llamaremos pass-through a salarios y pass-through a los precios de
los servicios públicos, respectivamente) multiplicados por sus respectivos coeficientes, y
del coeficiente del tipo de cambio nominal. Esto resulta bastante intuitivo. Ante un
aumento del tipo de cambio nominal el índice de los precios minoristas aumenta tanto por
el encarecimiento de los insumos transables que se utilizan en los procesos productivos
de los productos componentes del índice como por el encarecimiento de los productos
importados o exportables componentes de la canasta. Este efecto viene captado por el
coeficiente del tipo de cambio. Sin embargo, el efecto neto del aumento del tipo de cambio
sobre los precios minoristas (o el grado de pass-through a precios) dependerá de cuánto
aumenten los salarios y los precios de los servicios públicos ante la suba del tipo de
cambio nominal. Cuanto más aumenten ambos precios en respuesta al encarecimiento
del dólar, mayor será la inflación minorista resultante de una misma tasa de aumento del
tipo de cambio nominal, dado que se encarecen también el resto de los insumos utilizados
en el proceso productivo de los productos componentes del IPC (la fuerza de trabajo y los
servicios públicos). Cabe aclarar que el coeficiente que acompaña al pass-through de
PUB refleja tanto el efecto del encarecimiento de los precios de los servicios públicos
utilizados como insumo en los procesos productivos como también el efecto directo sobre
el IPC por ser precios componentes de este índice.
Esta ecuación permite entonces dar una posible explicación del pass-through a los precios
minoristas que presentamos en la tercer sección de este trabajo. En el cuadro 6 se
presentan las tasas de aumento acumuladas de los precios del IPC, del tipo de cambio
nominal, de los salarios y de los precios de los servicios públicos 8 a los doce meses luego
de la devaluación de enero de 2002. También se presenta el cálculo del pass-through a
precios observado y el simulado por la ecuación (P-TH) de acuerdo con los pass-through
a salarios y a precios de los servicios públicos observados para el mismo período.
8
Las series de las variables son las mismas que las utilizadas en las estimaciones del modelo.
26
Cuadro 6. Pass-through del tipo de cambio nominal al IPC observado y simulado a los
doce meses luego de la devaluación de enero de 2002
(A)
(B)
(A) / (B)
(C )
(D)
Aumento del tipo
Inflación
Pass-through a
Aumento de W
de cambio nom.
Pass-through a
minorista acum.
precios
acum.
acum. ($/U$S)
precios simulado
(en %)
observado
(en %)
(en %)
41
249
16%
15%
7
(E) = (D) / (B)
(F)
(G) = (F) / (B)
Pass-through a Aumento de PUB Pass-through a
salarios
acum (en %)
PUB
3%
16
7%
Referencia: (C) = 0,43139182.(E) + 0,10614987 + 0,4829606.(G)
Fuente: elaboración propia en base a BCRA e INDEC.
Como se observa en el cuadro, el tipo de cambio nominal acumula un aumento del 249%
(columna A) pasados doce meses de la devaluación de enero. La inflación minorista
acumulada en el mismo período resulta mucho menor (41%) (columna B), arrojando un
traslado a precios del orden del 16%. Durante esos doce meses, el salario horario de la
industria manufacturera acumula un aumento de tan solo 7% (columna D), mientras que
los precios de los servicios públicos acumulan un aumento un tanto mayor del orden del
16% (columna F).9 Dado el aumento acumulado del tipo de cambio, estos valores
significan un pass-through a salarios del 3% y un pass-through a PUB del 7%. La columna
C muestra el pass-through que simula el modelo representado por la ecuación (P-TH).
Este valor surge de ponderar los traslados del tipo de cambio nominal a los salarios y a
los precios de los servicios públicos por sus coeficientes respectivos y de adicionar el
coeficiente del tipo de cambio. Como puede observarse, el pass-through que simula el
modelo es menor que el observado en tan sólo un punto porcentual (15% simulado contra
16% observado), hecho que permite considerar al modelo como un posible instrumento de
análisis para evaluar el pass-through de este período.
El modelo representado por la ecuación (P-TH) indica que el pass-through del tipo de
cambio nominal a los precios minoristas depende de la dinámica que adoptan los salarios
y los precios de los servicios públicos en respuesta a la evolución del tipo de cambio y de
ciertos factores estructurales de la economía que vienen representados por los
coeficientes de la ecuación (el término que aparece como constante es el coeficiente del
tipo de cambio). Estos coeficientes encierran características de la estructura productiva de
la economía (grado de participación de los distintos costos primos -mano de obra,
insumos transables y servicios públicos- en los procesos productivos de los productos
componentes de la canasta del IPC), del grado de apertura de la economía y de las
ponderaciones de cada uno de los precios en el índice general. Tomando como dados los
valores de estos coeficientes para cualquier período de análisis, el pass-through a precios
de cada período depende de la respuesta de los salarios y los precios de los servicios
públicos ante las variaciones del tipo de cambio nominal.
9
Esta suba está liderada por el aumento de precio de los combustibles (principalmente nafta y gasoil) que en
este período acumulan un aumento del 82%. El índice PUB sin incluir estos precios sólo acumula un aumento
del 5%.
27
En el cuadro 7 se comparan los pass-through a precios minoristas de las distintas
devaluaciones en Argentina presentadas en la sección III de este trabajo en función de la
dinámica que adoptaron los salarios y los precios de los servicios públicos en respuesta a
la disparada del precio del dólar.
Cuadro 7. Pass-through del tipo de cambio nominal al IPC a los doce meses luego de
distintas devaluaciones en Argentina**
Mes de la
devaluación
Marzo-1981*
Febrero-1989*
Diciembre-1989
Enero-2002
(A)
Meses
Inflación
después de la minorista
devaluación acum. (en
%)
12
10
12
12
146
3.193
1.832
41
(B)
(A) / (B)
(C)
Aumento del tipo
Aumento de
de cambio nom. Pass-through
W acum.
acum. ($/U$S)
a precios
(en %)
(en %)
389
3.641
706
249
38%
88%
260%
16%
110
2.895
1.602
7
(C) / (B)
(D)
(D) / (B)
Passthrough a
salarios
Aumento de
PUB acum
(en %)
Pass-through a
PUB
28%
80%
227%
3%
134
2.073
1.968
16
35%
57%
279%
7%
Fuente: elaboración propia en base a CEI, INDEC, BCRA y datos suministrados por Ricardo Martínez
(CEPAL).
* Para estos años PUB no incluye combustibles y lubricantes.
** Para la devaluación de febrero de 1989 se presenta el pass-through a los diez meses para que no se
superponga con la devaluación de diciembre del mismo año.
Como se observa en el cuadro, las tres primeras devaluaciones presentadas arrojan passthrough a precios mucho mayores que la devaluación de enero de 2002. Esto es así
porque los salarios y los precios de los servicios públicos han aumentado mucho más en
aquellas experiencias que en la reciente. Durante los primeros doce meses luego de la
devaluación de marzo de 1981, los salarios privados acumularon un aumento del 110% y
los precios de los servicios públicos aumentaron un 134%.
Estos valores significan pass-through a salarios y a PUB del orden del 28% y 35%,
respectivamente. Mucho mayores fueron los aumentos de salarios y precios de los
servicios públicos durante los primeros diez meses luego de la devaluación de febrero de
1989. Con una excepcional tasa de aumento del tipo de cambio nominal del orden de
3.641%, los salarios aumentaron 2.895% y los precios de los servicios públicos lo hicieron
en una magnitud del orden de 2.073% en los primeros diez meses luego de la
devaluación. El pass-through a salarios y a PUB fue del 80% y 57%, respectivamente y el
pass-through a los precios minoristas resultó de 88%, producto de una inflación
acumulada del 3.193% que incorpora los meses de la primer hiperinflación (abril–agosto
de 1989). Luego de la devaluación de diciembre de 1989, se desata la segunda
hiperinflación de fines de la década del ´80. Los precios minoristas crecen a altísimas
tasas hasta el mes de marzo de 1990 para estabilizarse en una tasa de aumento mensual
promedio del orden del 12% para el resto del período analizado. La inflación minorista
acumulada en los doce meses siguientes a la devaluación fue de 1.832% con los precios
creciendo a un ritmo mayor que el precio del dólar desde el mes de marzo de 1990, lo que
arroja un pass-through de 227%. Los salarios y los precios de los servicios públicos
también crecieron a tasas en promedio más altas que el tipo de cambio nominal durante
28
este período, arrojando pass-through a salarios y PUB del orden de 227% y 279%,
respectivamente.
A diferencia de estas tres experiencias anteriores ocurridas en nuestro país, la
devaluación reciente arroja un coeficiente de traslado a precios minoristas mucho menor
(del orden del 16%) pasados doce meses de la devaluación. Mientras que en las tres
experiencias anteriores existieron mecanismos de traslado a precios signados por los
aumentos de salarios y precios de los servicios públicos, en la última experiencia estos
mecanismos no estuvieron presentes. Sin duda, el elevado nivel de desempleo que
caracteriza a la Argentina actual ha inhibido el aumento de salarios luego de la
devaluación, mientras que los precios minoristas crecieron un 41% provocando un
profundo deterioro del salario real de los trabajadores. Sin embargo, habría que tener en
cuenta que la presencia de algún mecanismo de indexación salarial podría haber
desatado un proceso hiperinflacionario que podría haber deteriorado aún más el poder
adquisitivo de los salarios. Por su parte, la constancia de los precios de los servicios
públicos también ha contribuido al menor traslado a precios y, en este sentido, el nocumplimiento de muchos de los contratos con las empresas de servicios públicos
privatizadas (que establecían tarifas en dólares y su indexación a la inflación de Estados
Unidos) a partir de la sanción de la Ley 25.561 de emergencia pública y reforma del
régimen cambiario en enero de 2002, 10 ha jugado un papel fundamental.
V. CONCLUSIONES
La devaluación de enero de 2002 planteaba la incertidumbre con respecto a la reacción
que tendrían los precios internos. Algunas experiencias devaluatorias de la década del
ochenta (con mayores pass-through), y el mayor grado de apertura de la década del
noventa constituían factores que aportaban a la conformación de una creencia difundida
de que el aumento del precio del dólar sería acompañado por un incremento de los
precios internos de igual magnitud.
Sin embargo, en la determinación del pass-through del tipo de cambio a los precios
internos inciden numerosos factores que, dado el contexto de la devaluación de enero,
tenderían a amortiguar el efecto inflacionario del aumento de la paridad peso-dólar. La
recesión extendida y profunda por la que atravesaba la economía y el elevado nivel de
desempleo -que implica un menor poder de negociación de los trabajadores para hacer
efectivas las presiones salariales- son factores que probablemente han contribuido (con
sus dolorosas consecuencias sobre el nivel de vida de las personas) a que el traslado a la
10
En el artículo 8 de la Ley se establece que, en los contratos celebrados por la Administración Pública,
comprendidos entre ellos los de obras y servicios públicos, quedan sin efecto las cláusulas de ajuste en dólar
o en otras divisas extranjeras y las cláusulas indexatorias basadas en índices de precios de otros países y
cualquier otro mecanismo indexatorio. Los precios y tarifas resultantes de dichas cláusulas, quedan
establecidos en pesos a la relación de cambio un peso ($ 1) = un dólar estadounidense (US$ 1).
29
inflación de la depreciación del peso en el 2002 fuera menor que el de las experiencias
previas.
La hipótesis planteada es que puede darse una explicación de la evolución de la inflación
minorista mensual tras el shock cambiario de enero a través de la estimación de un
modelo que determina la tasa de variación mensual del IPC en función de un promedio
ponderado de las tasas de variación mensuales de los salarios, del tipo de cambio
nominal y de los precios de los servicios públicos. Los resultados de las estimaciones
muestran que el modelo ajusta bien para el período de estimación, con excepción del mes
de abril de 2002, en el que las variaciones de las variables independientes no explican la
tasa de inflación registrada. Estos resultados significan que la tasa de variación mensual
del IPC puede ser explicada en función de la evolución de estos tres precios de la
economía.
A partir del modelo estimado, puede darse también una explicación del pass-through del
tipo de cambio nominal a los precios minoristas. El bajo traslado a los precios de la
depreciación de 2002 fue producto de los bajos pass-through a los salarios y a los precios
de los servicios públicos. A diferencia de las devaluaciones anteriores analizadas, durante
el período pos devaluación de enero de 2002 no estuvieron presentes los mecanismos de
traslado a precios signados por los aumentos de salarios y precios de los servicios
públicos.
En primer lugar, la reacción de la inflación minorista al aumento de la paridad ha sido baja
debido al retraso de los salarios con respecto al aumento del precio del dólar. Pasados
doce meses de la devaluación de enero, con un aumento acumulado de la paridad del
orden del 249%, los salarios han acumulado un modesto aumento del orden del 7%. El
elevado nivel de desempleo y la ausencia de mecanismos de indexación en los contratos
salariales han inhibido los aumentos salariales tras el encarecimiento de la canasta de
consumo producto de la depreciación.
En segundo lugar, la constancia de los precios de los servicios públicos también ha
contribuido al leve crecimiento de la inflación minorista. El aumento acumulado de estos
precios a diciembre de 2002 ha sido tan solo del 16% (liderado por el aumento de precios
de los combustibles). En este sentido, la pesificación de las tarifas y la eliminación de la
cláusula contractual de ajuste por inflación de Estados Unidos establecidos por la Ley de
emergencia pública de enero de 2002 han tenido un papel fundamental en la evolución de
la inflación minorista.
30
VI. BIBLIOGRAFÍA CONSULTADA
Campa, J. M. y Goldberg, L., “Exchange Rate Pass-Through into Import Prices: A Macro
or Micro Phenomenon?”, en NBER, WP 8934, 2002.
CEB, “Impacto de la devaluación en la industria nacional”, en CEB (news), año 2, Nº 15,
La Plata, 2002.
CEDES, Instrumentos de Análisis Macroeconómico, Mimeo, Buenos Aires, 1989.
Damill, M. y Frenkel, R., “Hiperinflación y estabilización: la experiencia reciente”, en
Elecciones y política económica en América Latina, Tesis, Buenos Aires, 1991.
Frenkel, R., “Salarios e inflación en América Latina. Resultados de investigaciones
recientes en la Argentina, Brasil, Colombia, Costa Rica y Chile”, en Desarrollo Económico,
vol. 25, Nº 100, Buenos Aires, 1986.
Frenkel, R., “Decisiones de Precio en Alta Inflación”, en Desarrollo Económico, Nº 75,
Buenos Aires, 1979.
Frenkel, R., "El régimen de alta inflación y el nivel de actividad", en Arellano, J. (comp.),
Inflación rebelde en América Latina, CIEPLAN-Hachette, Santiago de Chile, 1990.
Hicks, J., Capital and growth, Clarendon Press, Oxford, 1965.
Hicks, J., La crisis de la economía keynesiana, Labor, Barcelona, 1976.
INDEC, Índice de Precios al Consumidor Gran Buenos Aires: base 1999=100
(metodologías INDEC, n. 13), Buenos Aires, 2001.
Kalecki, M., Teoría de la dinámica económica, FCE, México, 1956.
Okun, A., “Inflation: Its mechanics and welfare costs”, en Brookings Papers on Economic
Activity , Nº 2, 1975.
Okun, A., Prices and Quantities: A Macroeconomic Analysis, The Brookings Institution,
Washington, 1981.
Sachs, J. y Larrain, F, Macroeconomía en la economía global, Prentice Hall, 1993.
Taylor, John B., “Low Inflation, Pass-Through, and the Pricing Power of Firms”, en
European Economic Review, Vol. 44, 2000.
FUENTES DE INFORMACIÓN
- Las series de tipo de cambio nominal se obtuvieron del Banco Central de la República
Argentina y del Centro de Economía Internacional.
- Las series de precios minoristas se obtuvieron de la Dirección de Precios de Consumo
del INDEC.
- La serie del salario horario de la Industria Manufacturera se obtuvo de la Dirección de
Estadísticas Secundarias del INDEC y de Ricardo Martínez (CEPAL).
- Los datos sobre desempleo y nivel de actividad se obtuvieron de la Encuesta
Permanente de Hogares. Gran Buenos Aires- Mayo de 2002 (INDEC) y de la Dirección
Nacional de Cuentas Nacionales, respectivamente.
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VII. ANEXO
Derivación de la ecuación de la tasa de variación de los precios fix
Los precios fix se forman agregando un mark up sobre los costos de producción:


*
Pfix =  a.W + b. P .E + c.PUB.(1 + M )




(1)
donde Pfix es el precio fix, a, b y c son las participaciones de la fuerza de trabajo, de los insumos transables y
de los servicios públicos por unidad de producción, W es el valor de la fuerza de trabajo (salario), E es el tipo
de cambio nominal, PUB es el precio de los servicios públicos y M es el margen de ganancia o mark up.
Llamemos CU al primer paréntesis de la ecuación, la ecuación (1) se transforma en:
Pfix = CU .(1 + M )
(2)
donde CU representa el costo unitario de producción. Diferenciamos la ecuación (2) con respecto al tiempo:
dPfix = dCU .(1 + M ) + CU .d (1 + M )
(3)
suponiendo mark up constante la ecuación (3) resulta:
dPfix = dCU .(1 + M )
Dividiendo ahora ambos miembros por Pfix, y teniendo en cuenta la ecuación (2) tenemos:
dPfix
Pfix
=
dCU.(1 + M )
CU .(1 + M )
p fix = cu
, por lo que queda:
(4)
donde pfix es la tasa de variación de los precios flexibles y cu es la tasa de variación del costo unitario de
producción. Obtengamos ahora la tasa de variación del costo unitario cu. Dijimos que:
*
CU = a.W + b.P .E + c.PUB .
Diferenciando esta ecuación con respecto al tiempo y suponiendo
coeficientes de participación de mano de obra, insumos y servicios públicos por unidad de producto
constantes se tiene que:
*
dCU = a.dW + b.P .dE + c.dPUB . Dividiendo ambos miembros por CU y multiplicando y dividiendo el
segundo miembro por W, E y PUB:
* dE
dCU
dW W
E
dPUB PUB
= a.
.
+ b.P .
.
+ c.
.
. Reordenando y reemplazando
CU
W CU
E CU
PUB CU
dCU/CU por
cu, dW/W por w, dE/E por e y dPUB/PUB por pub se tiene:
W 
 * E .e +  c. PUB . pub
cu =  a.
.w +  b.P .



CU 
 CU 

 CU 
(5)
donde cu, w, e, y pub representan las tasas de variación de los costos unitarios de producción, de los salarios,
del tipo de cambio nominal y de los precios de los servicios públicos y donde
(
*
)
 W   * E   PUB  a.W + b.P .E + c.PUB CU
=
=1
 a.
 +  b.P .
 +  c.
=
CU   CU 
CU
CU
 CU  
Reemplazando (5) en (4) y definiendo A=(a.W/CU), B=(b.p*.E/CU) y C=(c.PUB/CU) se tiene que:
p fix = A.w + B.e + C. pub , donde se cumple que A+B+C=1.
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