ECUADOR

bate

CONSEJO EDITORIAL Joseacute Saacutenchez-Parga Alberto Acosta Joseacute Laso Ribadeneira Simoacuten Espinosa Diego Cornejo Menacho Manuel Chiriboga Fredy Rivera Veacutelez Marco Romero

Director Primer Director

Francisco Rhon Daacutevila Director Ejecutivo del CAAP Joseacute Saacutenchez-Parga 1982-1991

Editor Fredy Rivera Veacutelez Asistente General Margarita Guachamiacuten

ECUADOR DEBATE Es una publicacioacuten perioacutedica del Centro Andino de Accioacuten Popular CAAP que aparece tres veces al antildeo La informacioacuten que se publica es canalizada por los miembros del Consejo Editorial Las opiniones y comentarios expresados en nuestras paacuteginas son de exclusiva responsabilidad de quien los suscribe y no necesariamente de ECUADOR DEBATE Se autoriza la reproduccioacuten total y parcial de nuestra informacioacuten siempre y cuando se cite expresamente como fuente a ECUADOR DEBATE

SUSCRIPCIONES Valor anual tres nuacutemeros EXTERIOR US$ 30 ECUADOR US$ 9 EJEMPLAR SUELTO EXTERIOR US$ 12 EJEMPLAR SUELTO ECUADOR US$ 3

ECUADOR DEBATE Apartado Aeacutereo 17-15 -173 B Quito - Ecuador Telf 2522763 bull Fax (593-2) 2568452 E-mail caap1 caaporgec Redaccioacuten Diego Martiacuten de Utreras 733 y Selva Alegre Quito

PORTADA Magenta

DIAGRAMACION Martha Vinueza

IMPRESION Albazul Offset

(Q caap iexcl 1ssN-1 012-1498 1

ECUADOR DEBATE

Quito-Ecuador diciembre del 2004

PRESENTACION 1 3-amp

COYUNTURA

Los callejones oscuros del TLC 7-20 Marco Romero Cevallos Historia de una acusacioacuten (por el momento) abortada actores y motivaciones 1 2 1-38 Fernando Bustamante Conflictividad socio polftica 1 394amp julio-Octubre 2004

TEMA CENTRAL

Ensayo sobre la economiacutea de la emigracioacuten en Ecuador 47-amp2 )eannette Saacutenchez Formacioacuten de los condicionantes econoacutemicos para las migraciones internacionales 1 amp3-88 Saskiacutea Sassen

63

Migrantes ecuatorianas en Madrid Reconstruyendo identidades de geacutenero 1 89- 102 Heike Wagner Ascendiendo en la escala agrfcola movilidad social y motivaciones migratorias 1 1 03-1 20 Diane C Bates y Thomas K Rudel Relaciones de geacutenero entre migrantes ecuatorianos en el nuevo contexto de la Rambla Murcia Un acercamiento desde la Antropologiacutea 1 1 2 1 -1 52 Pilar Loacutepez Rodrlguez -Gironeacutes iquestPueden las remesas comprar el futuro Estudio realizado en el cantoacuten San Joseacute de la labor Municipio de San Sebastiaacuten el Salvador 1 53- 184 Blanca Mima Benaviacutedes Xenia Ortfz Claudia Marina Silva Lilian Vega

DEBATE AGRARIO

la comunidad campesinoindiacutegena como sujeto sodotcrritorial 1 185-206 Hemaacuten barra Formacioacuten y transmisioacuten de precios en la cadena agroalimenticia trigo-harina-pan 1 207-234 George Saacutenchez Quispe y Katia Carrillo San Martiacuten

ANAacuteLISIS

los misioneros salesianos y el movimiento indigbull 1 de Cotopaxi 1970-20041235-268 Carmen Martiacutenez Novo La nacionalizacioacuten y rocolizacioacuten del pasillo ecuatoriano 1 269-282 Ketty Wong

RESENtildeAS

Pablo Ospina 1 283-286 Hernaacuten lbarra 1 287-288 Juan Fernando Regalado 1 289-290

formacioacuten y transmisioacuten de precios en la cadena agroalimenticia trigo-harina-pan George Soacutenchez Quispebull Kotia Corrillo San Martiacutenbullbull En el Peruacute la apertum comercial (liberalizacioacuten de los mercados ha significado una decadenshy

ciacuteJ de logt niveles de segvridad alimentariacutea del pafs ya que permitioacute que los alimentos imporshy

tados wmenten su prSenciiexcliexcl en li estructura de la canasta baacutesica iexclimentaria provocando que en 1 mayoriacuteiexcl de los casos sea el mercado externo quien determina el precio final de los proshyducros nacionales a traveacutes de las cadenas de transmisioacuten

E 1 anaacutelisis tradicional de la ecoshynomiacutea plantea la fijacioacuten yo iacuteorshyrnadoacuten de los precios a traveacutes

de una poliacutetica comuacuten entre los empremiddot sarios que consiste en antildeadir un porshy(middotentaje wbre los costos (mark- up) conshysiderando el comportamiento de la deshymanda (Aiarco Del Hierro y Salas 1990)iexcl sin embargo la economiacutea incorshypora varios tipos de mert a do con difeshyrentes mecanismos de ajustes en su funshycionamiento (precios de los competidoshyres expectativas mercado externo y el comportamiento en general de la ecoshynomiacutea) por lo tanto un anaacutelisis tan geshyneral que no contempla heltmgeneidashyde ltonduciraacute a errores

Se hace necesario por lo tanto comprender aquellos meacutercados sobre todo los maacutes complejos como el extershyno por ejemplo en los que se transan una Seacuterie de insumos y productos y en donde participan dinaacutemicamente variashybles como los precios internacionales y el tipo de cambio que constituye un filshytro a los efectos de las variaciones de las cotizlt1ciones iacutenternaciacuteonltlles al momenshyto de efectuar las transacciones incluso despueacutes porque ese efecto no se queda aacutelliacute Slf)O que causa distorsiones en los mercados domeacutesticos situacioacuten que se analiLd en el presente trabajo

Los gobiernos de los paiacutese en desashyrrollo con la finalidad de proteger sus

Magiter en Economia Economista dt la Oficina de PlaniacutefiacutecaCiacuteoacuten del lnstiacutetulo Nltuonltbulll de Recursos Naturales INRENA Peruuml- Ministerio de Agriacutecullura del lltgtru

bullbull tconomista funcionariacutea del Banco Nar ional del PltbullrJ

208 En IAOOR IJmAH

mercado de Jiexcl compltlencia desleal del mercado externo y algunas fluctuacioshynes han tratado de establecer diversos mecanismos tales como la estabilizashycioacuten del precio del producto tratando wn ello de aislarlo de cambios bruscos en el corto plazo a traveacutes del establecishymiento de precios tnaacuteximos precios miacuteshynimos bandas de precios subsidios o aranceles seguacuten la duracioacuten y origen de la inestabilidad

En el Peruacute la apertura comercial (lishyberalizacioacuten de los mercados) h1 siJiexclni middot

ficado una decadencia de los niveles de seguridad alimentaria del paiacutes ya que permitioacute qult los alimentos importados aumenten su presencia en fa estructura de la canasta baacutesica alimentaria provo cando que en la mayoriacutea de los casos sea el mercado externo quien determina el precio final de los productos nacionashyles a traveacutes de las cadenas de transmishysioacuten como es el caso de la Cadena Agroalimentariacutea Trigo - Harina - Pan como resultado se tiene que la Balanza Comercial Agroalimentaria es deficitashyria

En estas condiciones el agro peruashyno revela una tendencia a un crecimienshyto poco equilibrado donde algunos productos crecen a tasas relativamente altas mientras que otros siguen estancashydos y van perdiendo presencia en los mercados nacionales tal es el caso del trigo que a la vez presenta una baja rentabilidad en el conjunto de la proshyduccioacuten agriacutecola influyendo en los inshygresos de las familias campesinas Esta situacioacuten obliga a depender de las im-

portariones para lt-ubrir la brecha que se genera por ejemplo el trigo que abas IEce la demanda interna es importado baacutesicamente de Canadaacute EEUU y Argenshytina en consecuencia el precio de este

middotinsumo bilsico para la Plaboacuteracioacuten de la harina y el pan forma su prcio y su es tructura de mercado m el exterior al igual que la harina y el pan Ya en 1920 el paiacutes importaba unos 62 mil TM de trimiddot go en grano y huina de trigo sin emshybargo los voluacutemenes de importacioacuten de trigo permanecieron maacutes o menos estashybles entre los antildeos 1 H4-48 A partir dtgt 1 1)49 la importacioacuten muestra una tPnmiddot dencia creciente observaacutendose una coincidenlt ia nm los excesos de pro-shyduccioacuten quP en esa eacutepoca s(bull dan en EEUU

Evolucioacuten de la cadena agroalimentaria trigo-harina-pan

El Trigo

La evolucioacuten del ltomercio mundial de productos agrarios en los uacuteltimos antildeos ha sido influenciada por poliacuteticas de protecciacutem a la agricultura principalshymente en los paiacuteses industrializados

El rendimiento productivo de los productores yo exportadores internashycionales es realmente sustltndal Elwnshydimiento del trigo en el PPruacute se ubica en 13 TMHas hastante rltducido tn e omshyparaciacuteoacuten con otros paiacuteses dtbull la regioacuten entre los que resalta Meacutexko por poseer un rendimiento maacutes Jito (49 TMHa) en tanto Ecuador (on solo 06 TM1 fd

DEBATf AcRARto RtiRAI 209

Cuadro No 1 Indicadores Agro Econoacutemicos del Trigo

Antildeo SUpentildetde Cotechada (Has)

19lt)0 81578

1991 102046

1992 70494

1993 84793 1994 102280

1995 98907

1996 116930

1ltJ(7 110961

1998 12J1M

199ltJ 1JJ6lt)4

2000 14670l

2001 145851

Fuente INEI-MINAG-Peruacute

El Peruacute depende de la importacioacuten de trigo para satisfacer la demanda inshyterna de harina orientado a la producshycioacuten de pan y fideos principalmente representado en promedio maacutes del 48 del valor de las importaciones de productos e insumos alimenticios en la deacutecada 1991 2000 El trigo importado tiene como su principal origen al Canashydaacute con el 45 de participacioacuten en las importaciones seguido por Estados Unidos y Argentina Alicorp es la emshypresa con mayor participacioacuten en las importaciones (388Jio del total) seguishydo por Molinera Inca y Carguill Peruacute participan con 123 y 86 respectishyvamente

la condicioacuten de importaacutedor que cashyracteriza al Peruacute ha generado que por deacutecadas la industria molinera nacional se encuentre sujeta a constante intershyvencioacuten del Estado tanto en el mercado de compra de sus insumos cuotas a la importacioacuten de trigo como en la eacutepoca de existencia de ENCI y ECASA que es-

Produccioacuten RendimiE-nto (lM) (TMHas)

99621 122 127046 125

73061 104

108126 u a 127035 124 125048 L26

146152 125 123724 112

145l()() 118 169940 129

189000 129 181800 125

taban supeditados a la capacidaacuted instashylada de la planta) como el control de precios a sus productos en la deacutecada de los ochenta Posteriormente en el marshyco de politica de libre comercio impulshysado por el gobierno de Fujimori a parshytir de 1990 la industria molinera inicioacute un proceso de reestructuracioacuten para adecuarse al nuevo entorno

Este nuevo contexto de libre comershycio bajo el cual se desenvuelve hoy la industria molinera le crea una alta deshypendencia de lo que suceda en el mershycado externo puesto que el origen del trigo para la molienda y posterior promiddot duccioacuten de harina es 99 importado y soacutelo un 1 es nacional que una vez procesados la industria molinera peruashyna vende anualmente en promedio US$ 300 millones directa e indirectamente

El destino de la produccioacuten de harishyna se distribuye un 70 para panificashycioacuten alrededor de 28 del volumen de produccioacuten de harina se emplea (venta indirecta) a la fabricacioacuten de fideos y

210 ECliAIIOK OtIIATf

galletas dentro de las mismas empresas y el 2 deg para el consumo doacutemeacutestico Cashybe resaltar que la mayor parte de la proshyduccioacuten de harina se orienta a Lima desshytinaacutendose principalmente a la paniiicashycioacuten (Ver graacutefico 1)

Por otro lado el hecho de dar un ni-

vcl de proteccioacuten al trigo nacional imshyplica elevar el costo para las empresas molineras lo que lleva a que el trigo reshypresente el 70h del costo de producshycioacuten de la harina disminuyendo de esta tnltmera los maacutergenes de ganancias y por ende la oportunidad de crecer

Cuadro No 2 Precios de los principales derivados del Trigo (US$)

PRODUCTO Hbullrinbull gt------------

(Saco 50 Kg) Bolivi lbOO Colomnbullbull 1517 Ecuador lbOO Venezuel1 2_300 Meacutexim 1350 Chile 1200 Peru 1800

fueme loliacutelica Comerual EXernbull del Trigo Apoyo C onsulloriacutea

middot-------------- ---iexcliexcl(iexcl-iexcl--------Pan (Kg) (Kg) middotmiddot---middot-middot-------- --middotmiddot---------

0-il 057 142 011 010 lUlO 1 () 07h 100 061 OHil 081 l 04 014

--

----

-

---

-

-

--

---

Graacutefico Ndeg 1 Produccioacuten de Harinas Seguacuten Destino

lanificacioacuten

Tomando en cuentil el proceso pru ductivo de las molineras y la cadtnd va lor de la industria molinera podernfJ afirmar que se encuentra verticalmenlmiddot intPgrada considerando entre sus pro

Consumo domeacutestico

Industriales

cesos no soacutelo la molienda de trigo sino tambien la produccioacuten de derivados y distribucioacuten La oferta es eminentemenshyte locl aunque tambieacuten existen empreshysas extranjeras el nivel de competencia

es elevado sobre todo por el exceso en la capacidad instalada (35) y los maacutershygenes por ende son reducidos

El Pan

La panificaci(m requiere harinas de muy buen contenido proteico que aseshyguren el proceso de fermentacioacuten y leshyvado de la masa Actualmente en el mercado se encuentra el pan tradicional (casero) y el pan industrial (de molde) esllt uacuteltimo es demandado en los paiacuteses industrializados yo grandes ciudades del mundo y consumido por los sectores sodales de ingresos altos y medio alto en tanto el pan tradicionl (de piso) es consumido por sectores medios y de bshyjos ingresos Cabe indicar que el consu mo anual peruano de pan tradicional se estimltJ en 70 kg por habitante mientras que el industrializado promedio un 35 kg por hlbitante

La elaboracioacuten de este producto (pan tradicional) demanda entre et SS y el 90Y de ltonsumo interno de huina de trigo para lo distintos paniiacuteicados El agua puPde llegar a representar entrl el 20)( y 30 del producto final y la mashyteria grasa dt origen animal y vegetal de 01deg a 45

Elt importante tambieuron anotar que en la fase de segunda transformacioacuten (caso del trigo y del maiacutez) las unidades agroindustriales tienden a mostrar un alshyto grado de polarizcioacuten en un extremo por el nuacutemero muy reducido de grandes empresas industriales productores de pan de molde o de caja y olra serie de derivados del trigo (Bimbo Unioacuten PYC y otros) que estariacutean respectivamente en el grupo de baacutesicos modernos y de dile-

DftIJ ACRI1-tl() RIIRIl 211

renciacuteados y en el otro por una multipli shycidad de pequentildeas unidades generalshymente micro industrias --muchas de ellas de tipo familiar qll cumplen con frecuencia tanto la funri(m dP segunda transformacioacuten nmm la dtgt comercialishyzacioacuten minorista eJe los productorps que generan

Otro punto de refPFenda importante para el anaacutelisis yo tbullstutlio dtgt la cadena agroalimentaria trigo-harina-pan es el conocer el coacutemo se ha estado proteshygiendo el mercado interno en el marco del comercio PxtPriacuteor pueto que los aranceles vigentes de trigo y derivados pueden afectar de manera importante a la industria molinera es de esperar que en un contlxlo donde el arancel dP la harina y sus derivados se mantienen m un 25 So nean diferenciacuteas importanshytes entre los precios dP los productos fishynales En ese contexto el gobierno sin pretenderlo habraacute sustituido derivados del trigo hecho en el Peruacute por derivados del trigo hechos fuera producieacutendose un arancel redundante

Transmisioacuten de precios en la cadena agroalimentaria trigo-harina-pan

En los modelos de transmisioacuten de precios por lo general se considera los precios de las distintas etapas de la coshymercializacioacuten 1nalizando las relacio nes dinaacutemicas entre el precio al producshytor y el precio al consumidor a traveacutes de un modelo claacutesico de maacutergenes similar 1 la ecuacioacuten de forma reducida de Borshysen 11985) consirlmando ademaacutes el precio de lm insumos de produccioacuten del producto Estos modtbulllos presentan dos limitaciones en primer lugar son

estaacuteticos 1bull pues no permite malizu los ajustes en el corto plazo a lo largo de la cadena de comerCializacioacuten (Kasavan 1992) En segundo lugar suponen impliacuteshycitamente que el precio de los insumos y el precio del productor causan o deshyterminan el comportamiento del precio al consumidor

La solucioacuten a las restricciones antes descritas se da a traveacutes de especificar un modelo VAR el cual permite un anaacutelisis dinaacutemico y no establece a priori cuaacuteles son las relaciones de causalidad exisshytente entre las variables es decir todas las variables son consideradas como enshydoacutegenas La aplicacioacuten de esta metodoshylogiacutea a la transmisioacuten de precios se pueshyde revisar en los trabajos de Babula y Bessler (1990) Babula y Bailey ( 1 99 1 ) B(gtrsen 11985) En todos estos trabajos los modelos son estimados y contrasta-

Max QtQ sa

Donde

dos coosider mdo qutgt las sene son es tacionarias

Transmisioacuten de precios en la cadena agroalimentaria Trigo-Harina-Pan

Para comprender las relaciones de la formacioacuten transmisioacuten de precios y la dinaacutemica en la cadena agroalirnentashyria de la cadena Trigo - Harina - Pan en la economiacutea del Peruacute tomaremos como referencia el modelo desarrollado por Kevoredo ( 1 994) quien analiza el imshypacto de variaciones en los precios inshyternacionales sobre los consumidores En este modelo de precios se considera la relacioacuten del precio internacional del trigo con los precios domeacutestkos de trishygo de la harina y del pan La maximizashycioacuten para la firma que produce harina viene dado por

(1)

=Cantidad demandada de trigo por la empresa monopsoacutenica

= Cantidad demandada de trigo por el poder comprador

= Precio pagado del trigo en el mercado domeacutestico

= Precio de la Harina

Cantidad Producida de t larina

= Costo de importacioacuten de trigo

= Cantidad importada de trigo

la relaciones de causalidad liderazgo no estaacuten rnuy claras en losmercadm agrarios y deshypenden en la mayor parte de las ocasione de la esrruclUra de mercado en cada eslaboacuten de la cadena de comercializacioacuten

DtiiATf ACKARto RutltAL 13

La condicione de primer orden vienen dadas por

P OQH N[ J E12] 11 -- = Piexcl 1 +-o +-o

IXJr E E2

Donde

(2)

(3)

Eo 2 bull Elasticidad precio de la Oferta de trigo ante cambios en la cantidad

demandada del poder comprador

E() 1 bull

Elasticidad precio de la oferta de trigo ante cambios en la cantidad

demandada de la empresa monopsoacutenica

Elaslicidad de la demanda del poder comprador ante cambios en la

cantidad demandada por la empresa monopsoacutenica (Elasticidad Conshy

jetural)

El signo de la elasticidad conjetural pues es loacutegico esperar que un incremenshyto de fa demanda de la empresa monop soacutenica lleve a que el poder comprador disminuya sus adquisiciones de insumo debido a que ello implicariacutea un alza del

N p M Piexcl = Pr

p = [J___J[ 1 1 aM 1 +--+ E2 Eo Eo 1 2

precio recibido por los productores por tanto podriacutea esperarse un valor para fa elasticidad conjetural negativa Resolshyviendo las condiciones de primer orden se obtiene que el precio pagado a los productores de trigo estariacutea dado por

(4)

214 f( UADOK 0EBAI F

Donde

a1 == Coefkienle teacutemko del trigo nacional

a1 Coeficiente teacutecnico del trigo importado

Como corolario interesantt- de la ecuacioacuten dt-1 predo del trigo nacional se observa que la variabilidad del costo de importaciuacuten se transmite directashymente al predo del productor uc trigo

Por otro lado el precio de la harina estaacute asociado a los precios del trigo nashycional e importado Para ello sumando

La ecuacioacuten del precio del pan pueshyde derivarse de la misma manera en funcioacuten del precio de la harina y de las

aunque en un porcentaje menor suposhyniendo que la elasticidad conjetural es menor a uno en valor absoluto y por tanto el valor de 1 se encuentra Pntre O y1

(5)

ambos lados de las condiciones de prishymer orden y despejando el precio de la harina se obtiene

(6)

elasticidades de oferta de la harina y la demanda de pan

(7)

Donde

Piexcl Precio del pan

1+ E H

1 I+shyE1

DHlAil AGfltAKIO RtJKAI 215

E1 Elastiacutecioacutead precio de la demanda del pan

E 11 Elasticidad precio de la oferta de la harina al

Coeficiente teacutecnico de la harina en la produccioacuten de pan

Tenemos que

Si A en la ecuacioacuten (7) es menor a 1 enlonce los cambios en el preshycio de la harina no se reflejan totalmente en el precio del pan y

Si A es iguiexcliexcll o mayor a 1 entonces lo cambiogt en el precio de la hashyrina repercuten maacute fuertemente sobre el mercado del pan

Lo supuesto a considerar en el mo delo son lt) Lo prltsem ilt en el mercado de trigo de una demanda concentrada asiacute como la presencia de produccioacuten nacional e importadoacuten de trigo es deshycir el trigo en el Peruacute es soacutelo un bien imshyportable 5us costos unitario no permishyten exportarlo lo qut conlleva a que la uacutenica demanda a la que se enfrentan lo- productores de trigo es la de la imJuWIacuteil harinera domeacutestica b) lrl demanda por trigo funciona romo demanda coludiacutedlt por tanto en lugar de tomar tgtl precio como dato va a incorporar en su toma

de decisioacuten la curva inversa de oferta de insumo e) la luncioacuten de produn ioacuten de la huina se va a asumir con el fin de sirnpliacuteiiacutecar la modelizacioacuten que depenshyde solamente de los insumos intermeshydios (trigo domeacutestico e importado) y no de los factores de produccioacuten capital y trahaiacuteo Esto fin emhargo no significa que no intervengan en la funcioacuten de produccioacuten diexcl El mercado del Pan se consiacutedtra qtw ambas parte tanto la oferta corno la demandd de hr1rina lic nen cierto poder de meH lflo

216 EnJMXJR DFR11

Evidencia empiacuterica y anaacutelisis de resultamiddot

dos

En esta seccioacuten ltentraremos nuestra atencioacuten en el estudio de los mecanisshymos de transmisioacuten de precios a lo larshygo de la Cadena Agroalimentaria Trigo Harina - Pan para lo cual se haraacute uso de las teacutecnicas de cointegracioacuten Se va a estudiar las relaciones dinaacutemicas de transmisioacuten existentes a partir de la forshymacioacuten del precio del trigo la harina y finalmente el pan

El modelo consta de tres ecuaciones (una para cada producto de la cadena) en las que intervienen las variables preshysentadas en un modelo teoacuterico2 las ecuaciones son de caraacutecter general en el sentidoacute que no asumen a priori los valores de las elasticidades ni el nuacutemeshyro de retardos implicados por la dinaacutemishyca del sistema3 Las tres ecuaciones planteadas pueden verse a continuashycioacuten4

PT = fl (PIT R S) PH = f2 (PT PIT R S) PP = f3 (PH S)

S Salario ReaL R Tipo de Cambio Real

PT Precio del Trigo Domeacutestico en Nuevos Soles Constantes

PIT Precio del Trigo Importado en Doacutelares constantes

PH Precio de la Harina en Nuevos Soles Constantes

PP Precio del Pan en Nuevos Soles Constantes

Cabe sentildealar que las ecuaciones de precios presentados en el modelo empiacuteshyrico no representan sistemas de oftrtas y demandas aunque eacutestos se encuentren impliacutecitos Son maacutes bien ecuaciones de reaccioacuten que muestran como reperushyten en el precio de un bien los cambios en el predo de sus insumos A pesar de no haber sido considerada la mano de obra en el modelo te6rico si se induyoacute en el modelo empiacuterico por participar activamente en la estructuracioacuten de los costos

El estudio se realiza utilizando datos promedios mensuales desde enero de 1990 hasta agosto de 2 002 expresados en soles de 1994 y transformados en loshygaritmos Se utilizoacute la teacutecnica de cointeshygracioacuten multivariados desarrollados por johansen (1988) y Stock Watson (1988) El propoacutesito de estos test es especificar y estimar el nuacutemero de vectores de coinshytegracioacuten (r) existentes en un conjunto de variables (p) con rltp pudieacutendose

2 Se parte de la idea que la modelizacioacuten completa de toda la informacioacuten proporcionada por un mercado es imposible de realizar y no es esencial para comprender las relaciones de precios

3 En tal sentido el marco teoacuterico presentado debe ser considerado como un marco de refeshyrencia en la medida que no dice nada acerca por tjernplo del manejo de inventarios o de la estacionalidad en la produccioacuten de harina y del pan

4 Todas las variables se encuentran en logaritmos

presentar tres casos a) Si el rango r=p se puede decir que el vector es estacioshynario b) Si el rango rO entonces estashymos ante la presencia de un proceso vectorial autorregresivo irrestriacutecto y e) Finalmente rltp en este caso r indica la cantidad de vectores de cointegracioacuten que existe en el sistema De esta forma el n(Jmero de vectores de coiacutentegracioacuten se corresponde con el nuacutemero de relashyciones funcionales independientes exisshytentes entre las variables

En lo que a estabilidad parameacutetrica se refiere el modelo seraacute evaluado por el test de coeficientes recursivos la estashybilidad estructural de los residuos de las regresiones se verificaraacute mediante la sushyma acumulada de cuadrados de los resishyduos recursivos la prueba de autocorreshylacioacuten del residuo se evaluaraacute con el test del Multiplicador de lagrange baiacuteo la hipoacutetesis nula 11no autocorrelacioacuten la heterocedasticidad middotde la ecuacioacuten de corto plazo se evaluarltiacute con el test de White la normalidad de los errores se evaluaraacute con el test de )arque Bera

Anaacutelisis de estacionariedad de las series

Previo al anaacutelisis de estacionariedad de las series se procedioacute a uniformizar los datos para lo cual todos fueronmiddot de-

DmATF AGRARIO RURAL 217

flactadm con un mismo iacutendice ( 1994) luego se procedioacute a tomar el logmiddotaritmo a las series con el fin de reducir la estaciacuteoshynariedad de la varianza semiddot evaluoacute la presencia de raiacutez unitaria de las series del modelo bajo la hipoacutetesis 1 (1) vs 1(0) para lo cual se recurri6 a los tests Oickey Fuller (Of y ADF ) y Phillips y Perron para niveles de rezago de 1 hasmiddot ta 4 de las variables del modelo obsershyvaacutendose que en valor absoluto son infeshyriores al valor criacutetico pua un nivel de significancia del 5Yo aceptaacutendose la hishypoacutetesis nula de existencia raiacutez unitaria o no estacionariedad de las variables de estudio sin embargo en aacutelguno casos estos resultados soacutelo incluyen constanshyte tendencia y en otros no incluyen constante ni tendencia Tambieacuten se evashyluoacute las series

diferenciadas (DPT OPIT

OPH DPP DR DS) baiacuteo la hipoacutetesis 1 (1) vs 1(2) observaacutendose que en todoacutes los casos se rechaza la hipoacutetesis nula de la existencia de dos ralees unitarias (es decir las series en pri111eras diferenias son estacionarias) concluyeacutendose que las Vdriableo del modelo SOn integradas de orden 1 es decir son 1 (1) y por tanshyto debe contrastarse la posibleacutemiddot presenshycia de relaciones de equilibrio a largo plazo entre las mismas (esto esr si coinshytegran) ver cuadro 3

TEST PT PIT

DF 1 e -297 -236

T 1

-321 -259

N -094 -095 4DF(2) 1 e 1 -233 - 231 T 1 -250 -255 N -081 -092 4Df(3) e -29 4 -231 T -3 04 -245

N -107 -103

ADF(4) e

1 -320 -200

T -333 -222 -1 11 -089 PP(2) e -305 -226 T -318 -233 N 1 -081 -1 09

PP(3) e -306 -229

T -321 -238 N 111 -108 PP(4) e -313 -229

T -329 -238

1 N -1 11 -109

PH pp

-267 -361 -272 -669 -129 -049

-306 -293

-327 -666 -122 -031

-317 -248 -370 -787 -096 -010

-399 -207 -402 -439 -170 -093

-399 -294 -411 -450 -1 74 -074

-405 -290 -424 -4A3 -171 -074

-403 -278 -422 -426 -1 73 -074

IR 1

-283 -316 -079

-315

-304 -132

-406

-395

-157

-453

-417 -190

-345 -372 -110

-351 -382 -111

-347 -380 -110

Cuadro No 3 Prueba de raiacutez unitaria

S DPT DPIT

-077 -1l04 -734

-266 -1100 -732 middotDIO -1107 -735

-076 -710 -669 -267 -710 -669 012 -i 11 -669

-059 middot57i -632 -269 -577 -630 023 -5 77 -632

-084 -619 -554

-300 -621 -551 004 -619 -557

-082 -1211 -898 -249 -1207 -896 013 -1215 -900

-076 -12 13 -894

1 -246 -1208 -892 017 -1217 -896

1 -079 -1211 -886

J -247 -1207 -884

016 -1215 -888

DPH

-8 10 -810 -810

-574

-571 -575

-671 -680 -666

-641 -658 -631

1 -1615 -1619

1 - 1595 1 -1593

1 -1596

- 1596

-15 95

-1597

VC Valor Criro Oif Dfterencias

DPP DR

-903 -1199

-9()3 -1202 -906 middot1200

-979 -769 -988 -778 -983 -767

-827 -6 1 5

-817 -836 -829 -808

-838 -1025 -825 -1096 -832 -1002

-840 -1539

-838 -1534

-844 -15 44

-831 -1535 -828 middot1 5 30 -835 -1539

-822 - 1543 -820 -1538 -826 -1547

C incluye ronstantc T incluye constante y tendencia i No incluye conStante ni tendencia los nuacutemeros entre parentests indiacutecan el nuacutemero de rezagos del contraste de raiz unitaria

os

-899 910

-901

-608 -824 -609

-567 -5 83

-567

-503 -516 -503

-1345

-1355

-1348

1 349

-1 361 -1352

-1346 -1359

- 1349

VC 5 1 VC Soo Nivel Dlf

-288 -288 -344 -344 -194 -194

-288 -288 -344 -344

-194 -194

-268 -288 -344 -344

-194 -194

-288 -288 -344 -344

-194 -gt94

-288 -288 -344 -344

-194 -194

-288 -288 -344 i -344

-194 iexcl -194

1 -288 -288 -344 -344

-194 - 194 1

N -00 m () e gt

Cl m iexcl m

Ecuaciones a largo plazo

Una vez contrastada la posiblEbull preshysencia de relaciones de equilibrio a larshygo plazo y para verificar la hipoacutetesis de cointegracioacuten (especificacioacuten de largo plazo del modelo) se aplicoacute el enfoque de maacutexima verosimilitud propuesto por Johansen pues se trata de deterrninilr si calJa precio responde a sus propios facshytores determinantes o bien si los precios responden a un conjunto de factores coshymuneacutes Cabe anotar que los coeficientes estimados representan las elasticidades de cada una de las variables que particishypan en el modelo

Para realizar este anaacutelisis partimos de las tres ecuaciones del modelo empiacuteshyrico iniciando el estudio con el caso de 1 ECUACION DEL TRIGO En este cashyso el test de Johansen nos indica que a un nivel de significancia del so la hipoacuteshytesis nula de cointegracioacuten (cero vectoshyres de cointegracioacuten) es fuertemente reshychazada pues el valor calculado del log likelihood ratio es mayor que el vashylor criacutetico mientras la hipoacutetesis de uno o maacutes vectores de cointegracioacuten es

DHltiacutefF ACRARO RURAl 219

aceptad en contra la alternante de la estacionalidad de las series (Log likelishyhood ratio lt valor criacutetico) Establecienshydo una representacioacuten de largo plazo asumiendo una tendencia lineal con inshytercepto y no tendenda asumiendo dos rezagos

En el modelo al no existir variables exoacutegenas propiamente dichas la ecuashycioacuten estimada tiene una interpretacioacuten diferente a la de un modelo economeacutetrishyco en ese sentido los paraacutemetros explishycan coacutemo cada variable evoluciona en el tiempo conociendo losvaloresen el pasado La ecuacioacuten de cointegracioacuten de largo plazo obtenida por el procedishymierilo del test de Johansen nos permite afirmar que el mercado del trigo en el Peruacute para el periacuteodo 1990 2002 se encuentra integrado y que los precios se mueven en la misrna direccioacuten es decir que cualquier variacioacuten en uno de los precios se transmite perfectamente en el largo plazo

A continuacioacuten presentamos la ecuacioacuten de largo plazo que explica el comportamiento del precio delmiddot trigo y sus determinantes

PT = 1161148 + 0324815PIT + 01917825 + 1016678R

Siacute bien con el modelo estimado no es posible realizar un anaacutelisis estructural en el sentido de determinar el efecto de un cmbio exoacutegeno en una variable deshypendiente podemos afirmar que una variacioacuten futura del10 en el precio inshyternacional del trigo provoca una variashycioacuten del 33 en el precio nacional del trigo una variacioacuten del 1 0 del salario provocJ una variacioacuten del 1 9 en el

precio nKiacuteonal del trigo y una variashycioacuten del 10 del tipo de cambio provoshyca una variacioacuten del 1 03 en el precio nacional del trigo mostrando una mashyyor elasticidad y por lo tanto una mayor influencia en el precio nacional del trishygo

los resultados nos permiten afirmar que el precio del trigo es altamente senshysible d la fluctuacioacuten del tipo de cambio

llO El UADOR DEHAH

(R) porque en un pars donde se depenshyde de las importaciones es loacutegko que todos los preCios nacionales sean afecshytados al tipo de cambio y al precio inshyternacional del trigo (PIT) sin embargo menos sensible a la variacioacuten del salaacuteshyrio explicado baacutesicamente por los bajos niveles salariales observados en el peshyriodo de estudio y muy probablemente debido a que el salario promedio de la economfa no ridleja de manera muy daacutera la evoluCioacuten del salario sectorial

middotEn el caso de la ECUACION OE LA HARINA el test de Johansen nos sugiere

la presencia de al meacutenos 3 o 4 vectores de cointegradoacuten asumiendo una tenshydencia lineal con interceptomiddot y no tenshydencia asumiendo cinco rezaacutegos La ecuacioacuten de coiacutentegracioacuten de largo plashyzuacute middotobtenida por el procedimiento del test de Johansen nos permitemiddot afirmar que el mercado de harina en el Peruacute pashyra el periodo 1990 2002 se ericuacuteentra integrado y que los precios se mutven en la misma direccioacuten es dedr que cualquier variacioacuten en uno de ellos se transmite perfectamente en el largo plashyzo

PH = 1098373+0613481PT+0937578PIT +0291280S+1892649R

Podemos afirmar que una variadoacuten futura del 1 O en Efl preciacuteonacional del trigo provltgtca una variacioacuten del 61 en el precio de la harina una variacioacuten del 1 OYo del precio internacional del trigo provoca una variacioacuten del 938 en el precio de la harina una variacioacuten del 1 0 en el salario proyoca una variacioacuten del 29 en el precio de la harina y una variacioacuten del 10 del tipo de cambio provoca una variacioacuten del 189 en el precio de la harina

Los resuiIacuteados indican que el precio de la harina es altamente sensible a L fluctuacioacuten del tipo de cambio (R) y al precio internacional del trigo (PIT) debishydo a las riexcliexclzones descritas en el caso del trigo pero menogt sensible a la variacioacuten del precio nacional del trigo por particishypar eacutesle en la industria molinera en un

porcentaje miacutenjmo (1) y tambieacuten al salario

finalmente para el caso de la ECUAmiddot CION OEL PAN el test de johmsen nos indica q11e a un nivel de significancia del 5 la hipoacutetesis nula de cOintegrashycioacuten (cero vectores de uuntegradoacuten) A continuacioacuten presentamos la ecJJacioacuten de largo plazo que explica el comportashymiento del precio del pan y sus determishynantes asumindo una tendencia lineal con intercepto y tendencia asumiendo tres rezagos podemos concluir que el mercado del pan en el Peruacute para el peshyriacuteodomiddot 1990 2002 se encuentra inteshygrado y los precios se mueven en la misshyma direccioacuten es decir que cualquier vashyriacioacuten en uno de los precios se transmishyte perfectamente e el largo plazo

DmATf AGRAIltIltJ RuRAL 221

LPP = 2123831+0373068LPH+0015014LS+ 00019681

Con los resultados riel modelo estishymadaacute podemos afirmar ciexclue una varia doacuten futura del 10 en el precio de la harinlt1 provoca una variacioacuten del 37 en el precio del pan y una variacioacuten del l 0 del salario provoca una variacioacuten del 02V en el precio del pan

lus resultados nos permiten afirmar que el precio del pan es altamente senshysible iexcliexcl la fluctuacioacuten del predo de la harina (ligtH) es loacutegico porque es su principal insumo y poco sensible al sashylario por ser eacutesta una variable que se ha caracleacuterizado por presentar bajosniveshyles dtbido baacutesicamente a la inestabilishydad laboral propios de la liberalizacioacuten de mercado asumida a partir de 1 99 1 y probablemente porque el sa ario promeshydio no refleja claramente la evolucioacuten del salario senorial

Ecuaciones de corto plazo

Una vez verificada la nliacutentegfacioacuten se

ellmoacute el Modtgtlo de Correcooacuten de Errores (Mecanismo de Correccioacuten de

frrores MCfl como una forma de remiddot presentar la transmrsioacuten de precios en el

mercado peruano de la Cadena Agroalishymentaria Trigo t-lariha Pan en el cor-

ro plazo Tal como se desprende del teoshy

rema de Represenldcioacuten de Granger dashy

do rue el mecanismo de transmisioacutenmiddot de

precios cointegra tambieacuten tiene una reshypresentalti()n de correccioacuten de errores

Hay que recordar que el MCES estishyma una relacioacuten en diferencias inclushyyendo como regresores las diferencias rezagadaacutes de las variahles dependie_nmiddot tes los valores rezagados de las variashybles independientes y un teacutermino de coshyrreccioacuten de errores que representa el error de eciexcluilibrio o residuo de la ecuacioacuten de cointegracioacuten (rezagada un periodo) En tste sentido el teacutermino de correccioacuten de errores intuitivamente se interpreta como el atractor hacia el cual converge la dinaacutemica de corto plashyzo pues mide el grado en que la relashycioacuten de largo plazo estaacute fuera de equilishybrio

En ese contexto para el caso del mercado yo ECUACION DEL TRIGO podemos afirmar que alrededor del 225 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plazo en el mercadomiddot peshyruano de la Cadena Agroalimentaria Trishygo - lirina -middot- Pan durante el antildeo (t l ) son corregidos en el siguiente periacuteodo

5 En lo que a estabilidad parameacutetrica se refiere el modelo fue evaluddO por el test de coeshyficientes recursivos la estabilidad estructural de lo residuos de las regresiones se verifishycaraacute mediante la suma acumulada de cmiddotuadrados de los Hsiduos recursivos la prueba de autmurrelaciacuteoacuten del residuo se evaluara con el test del Multiplicador de 1 agrange bajo la hipoacutetesis nula no autocorrelaciacuteoacuten la hereroceddsltciacutedld de la ecuacioacuten de corto plazo se evaluaraacute con el test de White la normalidad de lo errores se evaluaraacute con el test de arque Bera

222 EcuADOR DEBATF

DP1 bull 022425(0324815PITtt-1l+ Ol9118lS(I I)+ 1016678Roaiexcl)+ 0389843DPT(IIl bull 0234271 DPT(tmiddot1l OIOI I85DPITltt-1)0094671 DPITltt-1)00071 71 D8ct-ar0005522DS t-1iexcl+021 2301 DRo arO 1 09086Du)

R ajustado 055

Durbiacuten Watsonc 1 80

Test lM ( 1 ) 00001

]arque y Bera 2 1 4864 log l ikeliacutehood 27424 Schwarz - U5

Ademaacutes ten len do la ecuacioacuten de corto plazo presentado podemos conshycluir que el efecto de las variaciones en el precio internadon a l del trigo (PIT) el 5a laacuterio (S) y el ti po de cambio (1) sobre los cambios del predo naciacuteonal del trishygo (PT) no son persigttentes porque su estructura de rezagos es del oacuterden 2 Asi por ejemplo una variacioacuten del 1 OYo en el PT se explica por una variaacutedoacuten del orden de 389 en un periacuteodo a nte r ior (t- 1 ) y una cafda de su propio pre c io del orden del 2 3 en dos periacuteodos anteriores (t-2) Una variacioacuten del l O en el PIT explica la caiacuteda del PT en 1 0 1 en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden 09 en 0-2) Una variacioacuten del 1 01

DERegresioacuten 004

F Estadfst ico 1 6 1 8 1Pst ARCH (2) 063 Test de White 00001

Akaik1 355 n 1 4

del S expl ica la caiacuteda del PT en 0071 en el periodo (t- 1 ) y 005 en el periacuteoshydo (t-2) Finalmente una variacioacuten del 1 OYo del R explica Ulla variacioacuten de 21 2 en PT en el periacuteodo (t 1 ) y una

middot caiacuteda del 1 09Yltgt en el periacuteodo (t-2) conduyendo que el precio middotnacional del trigo es maacutes sensible a la va riacuteacioacuten de sus propios prec ios y al tipo de cambio

la dinaacutemica de corto plazo para el caso de la ECUACION DE LA HARINA podemos afirmll que a lredPdor del 1 78 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plato NI el middot mercado peshyruano de la cadena Agroalimentcria Trishygo - HaririJ Pan durante el antildeo t- 1 son corregidos en el siguiente

DPiexcl bull - 0017808 (061348lPT(I-tiexcl+0937578PIT1t-1iexcl+0l91l80Siexclt-iexcl + 189264R (l-a+02309l ODPD(I-tr007392DPHiexcl_Jiexcl+024459DPH1aJiexcl- 034051 DPH1gt + Ot55682DPHiexcl5)+ OU330DPT1 ar0234387DPT(I-n- 0075t4DPT1tJ)+000402DPTltt-ltll -004230PT1u1 +008083DPIT (1-1) 003396DPrr1 21+ 003192DPITlttJr000 l 02DPIT H + 006209DPIT1_siexcl-OOIS96D8tt-tr000307DSiexcl_1l +007802DSiexcltJl+0071 t l DS1004498DS (t-)+056287D_oOl469DRo-aiexcl+0375226DaJ)+006ll9Dt-ltll+034534Dt-5)

R ajustado 081 DERegresiacuteoacuten 002 Durbin Watnn 1 66 F Estadiacutestico 2 1 47 Test lM 25) 0064 Test ARCH (3) 036 ]arque y Bera 7856 Test de White 001 3 Log l ikel ihood H880 AkaikP 427 Schwarz 372 n 1 46

Entonces teniendo la ecuacioacuten de cor1o plazo podemos decir que el efecshyto de las variaciones en el precio nacioshynal del trigo (PT) precio internacional del trigo (PIT) el salario (S) y el tipo de cambio (R) sobre los cambios del preshycio de la harina (LPH) son relativamenshyte persistentes porque su estructura de rezagos es del orden 5 En el caso de una variacioacuten del 1 0 en el PH se exshyplica por una variacioacuten de 231 en su propio precio un periacuteodo antes (t- 1 ) y 156 en cinco periacuteodos anteriores (t-5) tras experimentar caiacutedas en el segundo y cuarto periacuteodos anteriores Una variashycioacuten del 1 0 en el PT se explica por una variacioacuten riel orden de 123 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1) y una caiacuteda del orden del 064 en cinco periacuteodos anteriores (t -5) Una variacioacuten del 1 0 en el PIT explica la variacioacuten del precio Je la harina en 081 en el

DfHATE AGRARIO RuRAL 223

middot periacuteodo (t- 1) y del orden 062 en (t-5) Una variacioacuten del 10 del salario explishyca la caiacuteda del precio de la harina en 016 en el periacuteodo t- 1 ) y 045 en el periacuteodo (t-5) y una variacioacuten del 1 0 del tipo de cambio explica una variashycioacuten de 563 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden de 345 en el periacuteodo (t-5) lo que nos hace conshycluir que el precio de la harina es maacutes sensible a las variaciones del tipo de cambio y a la variacioacuten de su propio pmcio

En el caso de la ECUACION DEL PAN podemos afirmar que alrededor del 59 16 de las desviaciones (de la relacioacuten de largo plazo) en el mercado peruano de la Cadeniexcliexcl Agroalimentaria Trigq Harina - Pan en la ecuacioacuten del pan durante el antildeo (t- 1 ) son corregidos en el siguiente

DP=-6591576(0373068PH11tiexcl+OOI50141bull1r0001 968T+022l79DPP111 -00434SDPPiexclziexcl+002807 D PPiexclbull-lr00723DPH11bull11+006 1 01 DPII1_z1-0 1 1 026DPHiexcl1-Jiexcl -004068DSII-ti000948D1-ziexcl + 003 122DS11Jiexcl

K ajustado 08 1 Durbin Watson 1 69 Test LM (25) 0 1 4 ]arque y Hera 1 4825 Log iikelihood 35677 Schwaa - 445

Los resultados de la ecuacioacuten de corto plazo permiten afirmar que el efeCto de las variaciones eu el precio de la harina (PH) y el salario (S sobre los cambios del precio del pan (LPP) no son persistentes porque u estructura de rezagos es del orden 3 por ejemplo una variacioacuten del 1 0 en el PI se expl i -

DERegresioacuten 002 F Estadiacutestico 4806 Test ARCH (2) 01 9 Test de White 0008 Akaike - 467 n 1 48

ca por una variacioacuten del orden de 224 en un periacuteodo anterioacuter (t- 1 ) y 028 de su propio precio etbull tres periacuteoshydos anteriores (t-3) tras experimentar una caiacuteda en el periacuteodo (t-2) Una variashycioacuten del 1 0 en el LPH explica la caiacuteda del IP en 073 en el periacuteodo (t- 1 y del orden de 1 10 en (t-3) y una varia-

224 ErUA10R DFfiAfE

cioacuten dei 1 0 del S explka la ralda del LPP en 041 Yo en El periodo lt- 1 ) y 03 1 u en el periacuteodo (t-3) concluyen do que el precio del pan es maacutes sensible a la variacioacuten de su propio precio y al precio de la harina

Funciones de impulso - respuesta y desshy

composicioacuten de la varianza

Los modelos estimados no pueden ser ana lizados como modelos econoshymeacutetricos tradic ionales en tal sentido a continuacioacuten procedemos a analizar las illterrelaciones entre las variables que lo fotman exa minando )os eftos de shocks sobre la evaluacioacuten en el t iempo de-las variables para lo cual se haraacute uso del anaacutelisis de las funciones de impu lsltJ middot-e respuesta de los modelos est imados no sin 1ntes mencionar que la metodoshylogiacutea de los vectores autorreiexcliexclresiacutevos reshyquieren de la aplicacioacuten de un test que

nos permita los rezagos oacutept imos (JUf ya se dettgtrmin6 en 2 para la cuacioacuten del trigo 5 para la ecuacioacuten de la harina y 3 para Id ecuacioacuten del pan del mismo modo requiere la aplicacioacuten dPI test de causalidad de Granger a traveacutes del cual se va iexcl hacer una correcta ordeniexcliexclciacuteoacuten de las variables en liexcliexcls ecuaciones Inishyc ia lmente tenemos la ecuac ioacuten del trigo y cuya ordenacioacuten de variables fue el salario (S) el precio naclonal del trigo (PT) el tipo de C ilmbio (R) y el precio in middot ternacional del trigo (PIT) middot

A partir d( las relac iones estimadas en la ECUACION OH TRIGO se proceshydioacute a simular tanto los efectos de una

middot var iacioacuten en el precio nacional del trishygo precio internacional del trigocomo del t ipo de cambio y el salario obteshyn ieacutendose cpmo resultados cuatro esceshynarios que son resumidos a continuashycioacuten en el graacutefico 2

Graacutefico NIJ 2 Fnd6fi llflalsoacute Res de la Ec11iexcliexcldoacuten 1 irrgo middot middot iexcl 1 bull - - bull

a) Respo-e of PT iu One S D lnJuwatioshyon4 --------------==========------

=1

0 03

0 02

0 00

- 0 0 1

- O Ol - a middot 4

1 4 G 8 10 iexcliexcl

Q e a a

14 16

i

18 JO

IJERAH A(RARIO RURAl 225

h) Response ofPIT fa 011e SD btnovations

o os

0 06 -ixmiddotmiddot iexclmiddot-middot J_middotmiddotmiddot

-- _ L (t bullbull bull Jmiddotmiddotmiddotmiddot-irmiddotmiddotmiddot- - middot M---f_ __ _ ____ iquest __ J -

0 (14

r) Respeue of S to One SD lmunraiiacuteou

0 10

o os

0 06

0 04

0 1)2

0 00

bull OOJ 4 14

--middot-middot S --Jo- R

1oacute 18 20

ECUADOR DEBATE

Quito-Ecuador diciembre del 2004

PRESENTACION 1 3-amp

COYUNTURA

Los callejones oscuros del TLC 7-20 Marco Romero Cevallos Historia de una acusacioacuten (por el momento) abortada actores y motivaciones 1 2 1-38 Fernando Bustamante Conflictividad socio polftica 1 394amp julio-Octubre 2004

TEMA CENTRAL

Ensayo sobre la economiacutea de la emigracioacuten en Ecuador 47-amp2 )eannette Saacutenchez Formacioacuten de los condicionantes econoacutemicos para las migraciones internacionales 1 amp3-88 Saskiacutea Sassen

63

Migrantes ecuatorianas en Madrid Reconstruyendo identidades de geacutenero 1 89- 102 Heike Wagner Ascendiendo en la escala agrfcola movilidad social y motivaciones migratorias 1 1 03-1 20 Diane C Bates y Thomas K Rudel Relaciones de geacutenero entre migrantes ecuatorianos en el nuevo contexto de la Rambla Murcia Un acercamiento desde la Antropologiacutea 1 1 2 1 -1 52 Pilar Loacutepez Rodrlguez -Gironeacutes iquestPueden las remesas comprar el futuro Estudio realizado en el cantoacuten San Joseacute de la labor Municipio de San Sebastiaacuten el Salvador 1 53- 184 Blanca Mima Benaviacutedes Xenia Ortfz Claudia Marina Silva Lilian Vega

DEBATE AGRARIO

la comunidad campesinoindiacutegena como sujeto sodotcrritorial 1 185-206 Hemaacuten barra Formacioacuten y transmisioacuten de precios en la cadena agroalimenticia trigo-harina-pan 1 207-234 George Saacutenchez Quispe y Katia Carrillo San Martiacuten

ANAacuteLISIS

los misioneros salesianos y el movimiento indigbull 1 de Cotopaxi 1970-20041235-268 Carmen Martiacutenez Novo La nacionalizacioacuten y rocolizacioacuten del pasillo ecuatoriano 1 269-282 Ketty Wong

RESENtildeAS

Pablo Ospina 1 283-286 Hernaacuten lbarra 1 287-288 Juan Fernando Regalado 1 289-290

formacioacuten y transmisioacuten de precios en la cadena agroalimenticia trigo-harina-pan George Soacutenchez Quispebull Kotia Corrillo San Martiacutenbullbull En el Peruacute la apertum comercial (liberalizacioacuten de los mercados ha significado una decadenshy

ciacuteJ de logt niveles de segvridad alimentariacutea del pafs ya que permitioacute que los alimentos imporshy

tados wmenten su prSenciiexcliexcl en li estructura de la canasta baacutesica iexclimentaria provocando que en 1 mayoriacuteiexcl de los casos sea el mercado externo quien determina el precio final de los proshyducros nacionales a traveacutes de las cadenas de transmisioacuten

E 1 anaacutelisis tradicional de la ecoshynomiacutea plantea la fijacioacuten yo iacuteorshyrnadoacuten de los precios a traveacutes

de una poliacutetica comuacuten entre los empremiddot sarios que consiste en antildeadir un porshy(middotentaje wbre los costos (mark- up) conshysiderando el comportamiento de la deshymanda (Aiarco Del Hierro y Salas 1990)iexcl sin embargo la economiacutea incorshypora varios tipos de mert a do con difeshyrentes mecanismos de ajustes en su funshycionamiento (precios de los competidoshyres expectativas mercado externo y el comportamiento en general de la ecoshynomiacutea) por lo tanto un anaacutelisis tan geshyneral que no contempla heltmgeneidashyde ltonduciraacute a errores

Se hace necesario por lo tanto comprender aquellos meacutercados sobre todo los maacutes complejos como el extershyno por ejemplo en los que se transan una Seacuterie de insumos y productos y en donde participan dinaacutemicamente variashybles como los precios internacionales y el tipo de cambio que constituye un filshytro a los efectos de las variaciones de las cotizlt1ciones iacutenternaciacuteonltlles al momenshyto de efectuar las transacciones incluso despueacutes porque ese efecto no se queda aacutelliacute Slf)O que causa distorsiones en los mercados domeacutesticos situacioacuten que se analiLd en el presente trabajo

Los gobiernos de los paiacutese en desashyrrollo con la finalidad de proteger sus

Magiter en Economia Economista dt la Oficina de PlaniacutefiacutecaCiacuteoacuten del lnstiacutetulo Nltuonltbulll de Recursos Naturales INRENA Peruuml- Ministerio de Agriacutecullura del lltgtru

bullbull tconomista funcionariacutea del Banco Nar ional del PltbullrJ

208 En IAOOR IJmAH

mercado de Jiexcl compltlencia desleal del mercado externo y algunas fluctuacioshynes han tratado de establecer diversos mecanismos tales como la estabilizashycioacuten del precio del producto tratando wn ello de aislarlo de cambios bruscos en el corto plazo a traveacutes del establecishymiento de precios tnaacuteximos precios miacuteshynimos bandas de precios subsidios o aranceles seguacuten la duracioacuten y origen de la inestabilidad

En el Peruacute la apertura comercial (lishyberalizacioacuten de los mercados) h1 siJiexclni middot

ficado una decadencia de los niveles de seguridad alimentaria del paiacutes ya que permitioacute qult los alimentos importados aumenten su presencia en fa estructura de la canasta baacutesica alimentaria provo cando que en la mayoriacutea de los casos sea el mercado externo quien determina el precio final de los productos nacionashyles a traveacutes de las cadenas de transmishysioacuten como es el caso de la Cadena Agroalimentariacutea Trigo - Harina - Pan como resultado se tiene que la Balanza Comercial Agroalimentaria es deficitashyria

En estas condiciones el agro peruashyno revela una tendencia a un crecimienshyto poco equilibrado donde algunos productos crecen a tasas relativamente altas mientras que otros siguen estancashydos y van perdiendo presencia en los mercados nacionales tal es el caso del trigo que a la vez presenta una baja rentabilidad en el conjunto de la proshyduccioacuten agriacutecola influyendo en los inshygresos de las familias campesinas Esta situacioacuten obliga a depender de las im-

portariones para lt-ubrir la brecha que se genera por ejemplo el trigo que abas IEce la demanda interna es importado baacutesicamente de Canadaacute EEUU y Argenshytina en consecuencia el precio de este

middotinsumo bilsico para la Plaboacuteracioacuten de la harina y el pan forma su prcio y su es tructura de mercado m el exterior al igual que la harina y el pan Ya en 1920 el paiacutes importaba unos 62 mil TM de trimiddot go en grano y huina de trigo sin emshybargo los voluacutemenes de importacioacuten de trigo permanecieron maacutes o menos estashybles entre los antildeos 1 H4-48 A partir dtgt 1 1)49 la importacioacuten muestra una tPnmiddot dencia creciente observaacutendose una coincidenlt ia nm los excesos de pro-shyduccioacuten quP en esa eacutepoca s(bull dan en EEUU

Evolucioacuten de la cadena agroalimentaria trigo-harina-pan

El Trigo

La evolucioacuten del ltomercio mundial de productos agrarios en los uacuteltimos antildeos ha sido influenciada por poliacuteticas de protecciacutem a la agricultura principalshymente en los paiacuteses industrializados

El rendimiento productivo de los productores yo exportadores internashycionales es realmente sustltndal Elwnshydimiento del trigo en el PPruacute se ubica en 13 TMHas hastante rltducido tn e omshyparaciacuteoacuten con otros paiacuteses dtbull la regioacuten entre los que resalta Meacutexko por poseer un rendimiento maacutes Jito (49 TMHa) en tanto Ecuador (on solo 06 TM1 fd

DEBATf AcRARto RtiRAI 209

Cuadro No 1 Indicadores Agro Econoacutemicos del Trigo

Antildeo SUpentildetde Cotechada (Has)

19lt)0 81578

1991 102046

1992 70494

1993 84793 1994 102280

1995 98907

1996 116930

1ltJ(7 110961

1998 12J1M

199ltJ 1JJ6lt)4

2000 14670l

2001 145851

Fuente INEI-MINAG-Peruacute

El Peruacute depende de la importacioacuten de trigo para satisfacer la demanda inshyterna de harina orientado a la producshycioacuten de pan y fideos principalmente representado en promedio maacutes del 48 del valor de las importaciones de productos e insumos alimenticios en la deacutecada 1991 2000 El trigo importado tiene como su principal origen al Canashydaacute con el 45 de participacioacuten en las importaciones seguido por Estados Unidos y Argentina Alicorp es la emshypresa con mayor participacioacuten en las importaciones (388Jio del total) seguishydo por Molinera Inca y Carguill Peruacute participan con 123 y 86 respectishyvamente

la condicioacuten de importaacutedor que cashyracteriza al Peruacute ha generado que por deacutecadas la industria molinera nacional se encuentre sujeta a constante intershyvencioacuten del Estado tanto en el mercado de compra de sus insumos cuotas a la importacioacuten de trigo como en la eacutepoca de existencia de ENCI y ECASA que es-

Produccioacuten RendimiE-nto (lM) (TMHas)

99621 122 127046 125

73061 104

108126 u a 127035 124 125048 L26

146152 125 123724 112

145l()() 118 169940 129

189000 129 181800 125

taban supeditados a la capacidaacuted instashylada de la planta) como el control de precios a sus productos en la deacutecada de los ochenta Posteriormente en el marshyco de politica de libre comercio impulshysado por el gobierno de Fujimori a parshytir de 1990 la industria molinera inicioacute un proceso de reestructuracioacuten para adecuarse al nuevo entorno

Este nuevo contexto de libre comershycio bajo el cual se desenvuelve hoy la industria molinera le crea una alta deshypendencia de lo que suceda en el mershycado externo puesto que el origen del trigo para la molienda y posterior promiddot duccioacuten de harina es 99 importado y soacutelo un 1 es nacional que una vez procesados la industria molinera peruashyna vende anualmente en promedio US$ 300 millones directa e indirectamente

El destino de la produccioacuten de harishyna se distribuye un 70 para panificashycioacuten alrededor de 28 del volumen de produccioacuten de harina se emplea (venta indirecta) a la fabricacioacuten de fideos y

210 ECliAIIOK OtIIATf

galletas dentro de las mismas empresas y el 2 deg para el consumo doacutemeacutestico Cashybe resaltar que la mayor parte de la proshyduccioacuten de harina se orienta a Lima desshytinaacutendose principalmente a la paniiicashycioacuten (Ver graacutefico 1)

Por otro lado el hecho de dar un ni-

vcl de proteccioacuten al trigo nacional imshyplica elevar el costo para las empresas molineras lo que lleva a que el trigo reshypresente el 70h del costo de producshycioacuten de la harina disminuyendo de esta tnltmera los maacutergenes de ganancias y por ende la oportunidad de crecer

Cuadro No 2 Precios de los principales derivados del Trigo (US$)

PRODUCTO Hbullrinbull gt------------

(Saco 50 Kg) Bolivi lbOO Colomnbullbull 1517 Ecuador lbOO Venezuel1 2_300 Meacutexim 1350 Chile 1200 Peru 1800

fueme loliacutelica Comerual EXernbull del Trigo Apoyo C onsulloriacutea

middot-------------- ---iexcliexcl(iexcl-iexcl--------Pan (Kg) (Kg) middotmiddot---middot-middot-------- --middotmiddot---------

0-il 057 142 011 010 lUlO 1 () 07h 100 061 OHil 081 l 04 014

--

----

-

---

-

-

--

---

Graacutefico Ndeg 1 Produccioacuten de Harinas Seguacuten Destino

lanificacioacuten

Tomando en cuentil el proceso pru ductivo de las molineras y la cadtnd va lor de la industria molinera podernfJ afirmar que se encuentra verticalmenlmiddot intPgrada considerando entre sus pro

Consumo domeacutestico

Industriales

cesos no soacutelo la molienda de trigo sino tambien la produccioacuten de derivados y distribucioacuten La oferta es eminentemenshyte locl aunque tambieacuten existen empreshysas extranjeras el nivel de competencia

es elevado sobre todo por el exceso en la capacidad instalada (35) y los maacutershygenes por ende son reducidos

El Pan

La panificaci(m requiere harinas de muy buen contenido proteico que aseshyguren el proceso de fermentacioacuten y leshyvado de la masa Actualmente en el mercado se encuentra el pan tradicional (casero) y el pan industrial (de molde) esllt uacuteltimo es demandado en los paiacuteses industrializados yo grandes ciudades del mundo y consumido por los sectores sodales de ingresos altos y medio alto en tanto el pan tradicionl (de piso) es consumido por sectores medios y de bshyjos ingresos Cabe indicar que el consu mo anual peruano de pan tradicional se estimltJ en 70 kg por habitante mientras que el industrializado promedio un 35 kg por hlbitante

La elaboracioacuten de este producto (pan tradicional) demanda entre et SS y el 90Y de ltonsumo interno de huina de trigo para lo distintos paniiacuteicados El agua puPde llegar a representar entrl el 20)( y 30 del producto final y la mashyteria grasa dt origen animal y vegetal de 01deg a 45

Elt importante tambieuron anotar que en la fase de segunda transformacioacuten (caso del trigo y del maiacutez) las unidades agroindustriales tienden a mostrar un alshyto grado de polarizcioacuten en un extremo por el nuacutemero muy reducido de grandes empresas industriales productores de pan de molde o de caja y olra serie de derivados del trigo (Bimbo Unioacuten PYC y otros) que estariacutean respectivamente en el grupo de baacutesicos modernos y de dile-

DftIJ ACRI1-tl() RIIRIl 211

renciacuteados y en el otro por una multipli shycidad de pequentildeas unidades generalshymente micro industrias --muchas de ellas de tipo familiar qll cumplen con frecuencia tanto la funri(m dP segunda transformacioacuten nmm la dtgt comercialishyzacioacuten minorista eJe los productorps que generan

Otro punto de refPFenda importante para el anaacutelisis yo tbullstutlio dtgt la cadena agroalimentaria trigo-harina-pan es el conocer el coacutemo se ha estado proteshygiendo el mercado interno en el marco del comercio PxtPriacuteor pueto que los aranceles vigentes de trigo y derivados pueden afectar de manera importante a la industria molinera es de esperar que en un contlxlo donde el arancel dP la harina y sus derivados se mantienen m un 25 So nean diferenciacuteas importanshytes entre los precios dP los productos fishynales En ese contexto el gobierno sin pretenderlo habraacute sustituido derivados del trigo hecho en el Peruacute por derivados del trigo hechos fuera producieacutendose un arancel redundante

Transmisioacuten de precios en la cadena agroalimentaria trigo-harina-pan

En los modelos de transmisioacuten de precios por lo general se considera los precios de las distintas etapas de la coshymercializacioacuten 1nalizando las relacio nes dinaacutemicas entre el precio al producshytor y el precio al consumidor a traveacutes de un modelo claacutesico de maacutergenes similar 1 la ecuacioacuten de forma reducida de Borshysen 11985) consirlmando ademaacutes el precio de lm insumos de produccioacuten del producto Estos modtbulllos presentan dos limitaciones en primer lugar son

estaacuteticos 1bull pues no permite malizu los ajustes en el corto plazo a lo largo de la cadena de comerCializacioacuten (Kasavan 1992) En segundo lugar suponen impliacuteshycitamente que el precio de los insumos y el precio del productor causan o deshyterminan el comportamiento del precio al consumidor

La solucioacuten a las restricciones antes descritas se da a traveacutes de especificar un modelo VAR el cual permite un anaacutelisis dinaacutemico y no establece a priori cuaacuteles son las relaciones de causalidad exisshytente entre las variables es decir todas las variables son consideradas como enshydoacutegenas La aplicacioacuten de esta metodoshylogiacutea a la transmisioacuten de precios se pueshyde revisar en los trabajos de Babula y Bessler (1990) Babula y Bailey ( 1 99 1 ) B(gtrsen 11985) En todos estos trabajos los modelos son estimados y contrasta-

Max QtQ sa

Donde

dos coosider mdo qutgt las sene son es tacionarias

Transmisioacuten de precios en la cadena agroalimentaria Trigo-Harina-Pan

Para comprender las relaciones de la formacioacuten transmisioacuten de precios y la dinaacutemica en la cadena agroalirnentashyria de la cadena Trigo - Harina - Pan en la economiacutea del Peruacute tomaremos como referencia el modelo desarrollado por Kevoredo ( 1 994) quien analiza el imshypacto de variaciones en los precios inshyternacionales sobre los consumidores En este modelo de precios se considera la relacioacuten del precio internacional del trigo con los precios domeacutestkos de trishygo de la harina y del pan La maximizashycioacuten para la firma que produce harina viene dado por

(1)

=Cantidad demandada de trigo por la empresa monopsoacutenica

= Cantidad demandada de trigo por el poder comprador

= Precio pagado del trigo en el mercado domeacutestico

= Precio de la Harina

Cantidad Producida de t larina

= Costo de importacioacuten de trigo

= Cantidad importada de trigo

la relaciones de causalidad liderazgo no estaacuten rnuy claras en losmercadm agrarios y deshypenden en la mayor parte de las ocasione de la esrruclUra de mercado en cada eslaboacuten de la cadena de comercializacioacuten

DtiiATf ACKARto RutltAL 13

La condicione de primer orden vienen dadas por

P OQH N[ J E12] 11 -- = Piexcl 1 +-o +-o

IXJr E E2

Donde

(2)

(3)

Eo 2 bull Elasticidad precio de la Oferta de trigo ante cambios en la cantidad

demandada del poder comprador

E() 1 bull

Elasticidad precio de la oferta de trigo ante cambios en la cantidad

demandada de la empresa monopsoacutenica

Elaslicidad de la demanda del poder comprador ante cambios en la

cantidad demandada por la empresa monopsoacutenica (Elasticidad Conshy

jetural)

El signo de la elasticidad conjetural pues es loacutegico esperar que un incremenshyto de fa demanda de la empresa monop soacutenica lleve a que el poder comprador disminuya sus adquisiciones de insumo debido a que ello implicariacutea un alza del

N p M Piexcl = Pr

p = [J___J[ 1 1 aM 1 +--+ E2 Eo Eo 1 2

precio recibido por los productores por tanto podriacutea esperarse un valor para fa elasticidad conjetural negativa Resolshyviendo las condiciones de primer orden se obtiene que el precio pagado a los productores de trigo estariacutea dado por

(4)

214 f( UADOK 0EBAI F

Donde

a1 == Coefkienle teacutemko del trigo nacional

a1 Coeficiente teacutecnico del trigo importado

Como corolario interesantt- de la ecuacioacuten dt-1 predo del trigo nacional se observa que la variabilidad del costo de importaciuacuten se transmite directashymente al predo del productor uc trigo

Por otro lado el precio de la harina estaacute asociado a los precios del trigo nashycional e importado Para ello sumando

La ecuacioacuten del precio del pan pueshyde derivarse de la misma manera en funcioacuten del precio de la harina y de las

aunque en un porcentaje menor suposhyniendo que la elasticidad conjetural es menor a uno en valor absoluto y por tanto el valor de 1 se encuentra Pntre O y1

(5)

ambos lados de las condiciones de prishymer orden y despejando el precio de la harina se obtiene

(6)

elasticidades de oferta de la harina y la demanda de pan

(7)

Donde

Piexcl Precio del pan

1+ E H

1 I+shyE1

DHlAil AGfltAKIO RtJKAI 215

E1 Elastiacutecioacutead precio de la demanda del pan

E 11 Elasticidad precio de la oferta de la harina al

Coeficiente teacutecnico de la harina en la produccioacuten de pan

Tenemos que

Si A en la ecuacioacuten (7) es menor a 1 enlonce los cambios en el preshycio de la harina no se reflejan totalmente en el precio del pan y

Si A es iguiexcliexcll o mayor a 1 entonces lo cambiogt en el precio de la hashyrina repercuten maacute fuertemente sobre el mercado del pan

Lo supuesto a considerar en el mo delo son lt) Lo prltsem ilt en el mercado de trigo de una demanda concentrada asiacute como la presencia de produccioacuten nacional e importadoacuten de trigo es deshycir el trigo en el Peruacute es soacutelo un bien imshyportable 5us costos unitario no permishyten exportarlo lo qut conlleva a que la uacutenica demanda a la que se enfrentan lo- productores de trigo es la de la imJuWIacuteil harinera domeacutestica b) lrl demanda por trigo funciona romo demanda coludiacutedlt por tanto en lugar de tomar tgtl precio como dato va a incorporar en su toma

de decisioacuten la curva inversa de oferta de insumo e) la luncioacuten de produn ioacuten de la huina se va a asumir con el fin de sirnpliacuteiiacutecar la modelizacioacuten que depenshyde solamente de los insumos intermeshydios (trigo domeacutestico e importado) y no de los factores de produccioacuten capital y trahaiacuteo Esto fin emhargo no significa que no intervengan en la funcioacuten de produccioacuten diexcl El mercado del Pan se consiacutedtra qtw ambas parte tanto la oferta corno la demandd de hr1rina lic nen cierto poder de meH lflo

216 EnJMXJR DFR11

Evidencia empiacuterica y anaacutelisis de resultamiddot

dos

En esta seccioacuten ltentraremos nuestra atencioacuten en el estudio de los mecanisshymos de transmisioacuten de precios a lo larshygo de la Cadena Agroalimentaria Trigo Harina - Pan para lo cual se haraacute uso de las teacutecnicas de cointegracioacuten Se va a estudiar las relaciones dinaacutemicas de transmisioacuten existentes a partir de la forshymacioacuten del precio del trigo la harina y finalmente el pan

El modelo consta de tres ecuaciones (una para cada producto de la cadena) en las que intervienen las variables preshysentadas en un modelo teoacuterico2 las ecuaciones son de caraacutecter general en el sentidoacute que no asumen a priori los valores de las elasticidades ni el nuacutemeshyro de retardos implicados por la dinaacutemishyca del sistema3 Las tres ecuaciones planteadas pueden verse a continuashycioacuten4

PT = fl (PIT R S) PH = f2 (PT PIT R S) PP = f3 (PH S)

S Salario ReaL R Tipo de Cambio Real

PT Precio del Trigo Domeacutestico en Nuevos Soles Constantes

PIT Precio del Trigo Importado en Doacutelares constantes

PH Precio de la Harina en Nuevos Soles Constantes

PP Precio del Pan en Nuevos Soles Constantes

Cabe sentildealar que las ecuaciones de precios presentados en el modelo empiacuteshyrico no representan sistemas de oftrtas y demandas aunque eacutestos se encuentren impliacutecitos Son maacutes bien ecuaciones de reaccioacuten que muestran como reperushyten en el precio de un bien los cambios en el predo de sus insumos A pesar de no haber sido considerada la mano de obra en el modelo te6rico si se induyoacute en el modelo empiacuterico por participar activamente en la estructuracioacuten de los costos

El estudio se realiza utilizando datos promedios mensuales desde enero de 1990 hasta agosto de 2 002 expresados en soles de 1994 y transformados en loshygaritmos Se utilizoacute la teacutecnica de cointeshygracioacuten multivariados desarrollados por johansen (1988) y Stock Watson (1988) El propoacutesito de estos test es especificar y estimar el nuacutemero de vectores de coinshytegracioacuten (r) existentes en un conjunto de variables (p) con rltp pudieacutendose

2 Se parte de la idea que la modelizacioacuten completa de toda la informacioacuten proporcionada por un mercado es imposible de realizar y no es esencial para comprender las relaciones de precios

3 En tal sentido el marco teoacuterico presentado debe ser considerado como un marco de refeshyrencia en la medida que no dice nada acerca por tjernplo del manejo de inventarios o de la estacionalidad en la produccioacuten de harina y del pan

4 Todas las variables se encuentran en logaritmos

presentar tres casos a) Si el rango r=p se puede decir que el vector es estacioshynario b) Si el rango rO entonces estashymos ante la presencia de un proceso vectorial autorregresivo irrestriacutecto y e) Finalmente rltp en este caso r indica la cantidad de vectores de cointegracioacuten que existe en el sistema De esta forma el n(Jmero de vectores de coiacutentegracioacuten se corresponde con el nuacutemero de relashyciones funcionales independientes exisshytentes entre las variables

En lo que a estabilidad parameacutetrica se refiere el modelo seraacute evaluado por el test de coeficientes recursivos la estashybilidad estructural de los residuos de las regresiones se verificaraacute mediante la sushyma acumulada de cuadrados de los resishyduos recursivos la prueba de autocorreshylacioacuten del residuo se evaluaraacute con el test del Multiplicador de lagrange baiacuteo la hipoacutetesis nula 11no autocorrelacioacuten la heterocedasticidad middotde la ecuacioacuten de corto plazo se evaluarltiacute con el test de White la normalidad de los errores se evaluaraacute con el test de )arque Bera

Anaacutelisis de estacionariedad de las series

Previo al anaacutelisis de estacionariedad de las series se procedioacute a uniformizar los datos para lo cual todos fueronmiddot de-

DmATF AGRARIO RURAL 217

flactadm con un mismo iacutendice ( 1994) luego se procedioacute a tomar el logmiddotaritmo a las series con el fin de reducir la estaciacuteoshynariedad de la varianza semiddot evaluoacute la presencia de raiacutez unitaria de las series del modelo bajo la hipoacutetesis 1 (1) vs 1(0) para lo cual se recurri6 a los tests Oickey Fuller (Of y ADF ) y Phillips y Perron para niveles de rezago de 1 hasmiddot ta 4 de las variables del modelo obsershyvaacutendose que en valor absoluto son infeshyriores al valor criacutetico pua un nivel de significancia del 5Yo aceptaacutendose la hishypoacutetesis nula de existencia raiacutez unitaria o no estacionariedad de las variables de estudio sin embargo en aacutelguno casos estos resultados soacutelo incluyen constanshyte tendencia y en otros no incluyen constante ni tendencia Tambieacuten se evashyluoacute las series

diferenciadas (DPT OPIT

OPH DPP DR DS) baiacuteo la hipoacutetesis 1 (1) vs 1(2) observaacutendose que en todoacutes los casos se rechaza la hipoacutetesis nula de la existencia de dos ralees unitarias (es decir las series en pri111eras diferenias son estacionarias) concluyeacutendose que las Vdriableo del modelo SOn integradas de orden 1 es decir son 1 (1) y por tanshyto debe contrastarse la posibleacutemiddot presenshycia de relaciones de equilibrio a largo plazo entre las mismas (esto esr si coinshytegran) ver cuadro 3

TEST PT PIT

DF 1 e -297 -236

T 1

-321 -259

N -094 -095 4DF(2) 1 e 1 -233 - 231 T 1 -250 -255 N -081 -092 4Df(3) e -29 4 -231 T -3 04 -245

N -107 -103

ADF(4) e

1 -320 -200

T -333 -222 -1 11 -089 PP(2) e -305 -226 T -318 -233 N 1 -081 -1 09

PP(3) e -306 -229

T -321 -238 N 111 -108 PP(4) e -313 -229

T -329 -238

1 N -1 11 -109

PH pp

-267 -361 -272 -669 -129 -049

-306 -293

-327 -666 -122 -031

-317 -248 -370 -787 -096 -010

-399 -207 -402 -439 -170 -093

-399 -294 -411 -450 -1 74 -074

-405 -290 -424 -4A3 -171 -074

-403 -278 -422 -426 -1 73 -074

IR 1

-283 -316 -079

-315

-304 -132

-406

-395

-157

-453

-417 -190

-345 -372 -110

-351 -382 -111

-347 -380 -110

Cuadro No 3 Prueba de raiacutez unitaria

S DPT DPIT

-077 -1l04 -734

-266 -1100 -732 middotDIO -1107 -735

-076 -710 -669 -267 -710 -669 012 -i 11 -669

-059 middot57i -632 -269 -577 -630 023 -5 77 -632

-084 -619 -554

-300 -621 -551 004 -619 -557

-082 -1211 -898 -249 -1207 -896 013 -1215 -900

-076 -12 13 -894

1 -246 -1208 -892 017 -1217 -896

1 -079 -1211 -886

J -247 -1207 -884

016 -1215 -888

DPH

-8 10 -810 -810

-574

-571 -575

-671 -680 -666

-641 -658 -631

1 -1615 -1619

1 - 1595 1 -1593

1 -1596

- 1596

-15 95

-1597

VC Valor Criro Oif Dfterencias

DPP DR

-903 -1199

-9()3 -1202 -906 middot1200

-979 -769 -988 -778 -983 -767

-827 -6 1 5

-817 -836 -829 -808

-838 -1025 -825 -1096 -832 -1002

-840 -1539

-838 -1534

-844 -15 44

-831 -1535 -828 middot1 5 30 -835 -1539

-822 - 1543 -820 -1538 -826 -1547

C incluye ronstantc T incluye constante y tendencia i No incluye conStante ni tendencia los nuacutemeros entre parentests indiacutecan el nuacutemero de rezagos del contraste de raiz unitaria

os

-899 910

-901

-608 -824 -609

-567 -5 83

-567

-503 -516 -503

-1345

-1355

-1348

1 349

-1 361 -1352

-1346 -1359

- 1349

VC 5 1 VC Soo Nivel Dlf

-288 -288 -344 -344 -194 -194

-288 -288 -344 -344

-194 -194

-268 -288 -344 -344

-194 -194

-288 -288 -344 -344

-194 -gt94

-288 -288 -344 -344

-194 -194

-288 -288 -344 i -344

-194 iexcl -194

1 -288 -288 -344 -344

-194 - 194 1

N -00 m () e gt

Cl m iexcl m

Ecuaciones a largo plazo

Una vez contrastada la posiblEbull preshysencia de relaciones de equilibrio a larshygo plazo y para verificar la hipoacutetesis de cointegracioacuten (especificacioacuten de largo plazo del modelo) se aplicoacute el enfoque de maacutexima verosimilitud propuesto por Johansen pues se trata de deterrninilr si calJa precio responde a sus propios facshytores determinantes o bien si los precios responden a un conjunto de factores coshymuneacutes Cabe anotar que los coeficientes estimados representan las elasticidades de cada una de las variables que particishypan en el modelo

Para realizar este anaacutelisis partimos de las tres ecuaciones del modelo empiacuteshyrico iniciando el estudio con el caso de 1 ECUACION DEL TRIGO En este cashyso el test de Johansen nos indica que a un nivel de significancia del so la hipoacuteshytesis nula de cointegracioacuten (cero vectoshyres de cointegracioacuten) es fuertemente reshychazada pues el valor calculado del log likelihood ratio es mayor que el vashylor criacutetico mientras la hipoacutetesis de uno o maacutes vectores de cointegracioacuten es

DHltiacutefF ACRARO RURAl 219

aceptad en contra la alternante de la estacionalidad de las series (Log likelishyhood ratio lt valor criacutetico) Establecienshydo una representacioacuten de largo plazo asumiendo una tendencia lineal con inshytercepto y no tendenda asumiendo dos rezagos

En el modelo al no existir variables exoacutegenas propiamente dichas la ecuashycioacuten estimada tiene una interpretacioacuten diferente a la de un modelo economeacutetrishyco en ese sentido los paraacutemetros explishycan coacutemo cada variable evoluciona en el tiempo conociendo losvaloresen el pasado La ecuacioacuten de cointegracioacuten de largo plazo obtenida por el procedishymierilo del test de Johansen nos permite afirmar que el mercado del trigo en el Peruacute para el periacuteodo 1990 2002 se encuentra integrado y que los precios se mueven en la misrna direccioacuten es decir que cualquier variacioacuten en uno de los precios se transmite perfectamente en el largo plazo

A continuacioacuten presentamos la ecuacioacuten de largo plazo que explica el comportamiento del precio delmiddot trigo y sus determinantes

PT = 1161148 + 0324815PIT + 01917825 + 1016678R

Siacute bien con el modelo estimado no es posible realizar un anaacutelisis estructural en el sentido de determinar el efecto de un cmbio exoacutegeno en una variable deshypendiente podemos afirmar que una variacioacuten futura del10 en el precio inshyternacional del trigo provoca una variashycioacuten del 33 en el precio nacional del trigo una variacioacuten del 1 0 del salario provocJ una variacioacuten del 1 9 en el

precio nKiacuteonal del trigo y una variashycioacuten del 10 del tipo de cambio provoshyca una variacioacuten del 1 03 en el precio nacional del trigo mostrando una mashyyor elasticidad y por lo tanto una mayor influencia en el precio nacional del trishygo

los resultados nos permiten afirmar que el precio del trigo es altamente senshysible d la fluctuacioacuten del tipo de cambio

llO El UADOR DEHAH

(R) porque en un pars donde se depenshyde de las importaciones es loacutegko que todos los preCios nacionales sean afecshytados al tipo de cambio y al precio inshyternacional del trigo (PIT) sin embargo menos sensible a la variacioacuten del salaacuteshyrio explicado baacutesicamente por los bajos niveles salariales observados en el peshyriodo de estudio y muy probablemente debido a que el salario promedio de la economfa no ridleja de manera muy daacutera la evoluCioacuten del salario sectorial

middotEn el caso de la ECUACION OE LA HARINA el test de Johansen nos sugiere

la presencia de al meacutenos 3 o 4 vectores de cointegradoacuten asumiendo una tenshydencia lineal con interceptomiddot y no tenshydencia asumiendo cinco rezaacutegos La ecuacioacuten de coiacutentegracioacuten de largo plashyzuacute middotobtenida por el procedimiento del test de Johansen nos permitemiddot afirmar que el mercado de harina en el Peruacute pashyra el periodo 1990 2002 se ericuacuteentra integrado y que los precios se mutven en la misma direccioacuten es dedr que cualquier variacioacuten en uno de ellos se transmite perfectamente en el largo plashyzo

PH = 1098373+0613481PT+0937578PIT +0291280S+1892649R

Podemos afirmar que una variadoacuten futura del 1 O en Efl preciacuteonacional del trigo provltgtca una variacioacuten del 61 en el precio de la harina una variacioacuten del 1 OYo del precio internacional del trigo provoca una variacioacuten del 938 en el precio de la harina una variacioacuten del 1 0 en el salario proyoca una variacioacuten del 29 en el precio de la harina y una variacioacuten del 10 del tipo de cambio provoca una variacioacuten del 189 en el precio de la harina

Los resuiIacuteados indican que el precio de la harina es altamente sensible a L fluctuacioacuten del tipo de cambio (R) y al precio internacional del trigo (PIT) debishydo a las riexcliexclzones descritas en el caso del trigo pero menogt sensible a la variacioacuten del precio nacional del trigo por particishypar eacutesle en la industria molinera en un

porcentaje miacutenjmo (1) y tambieacuten al salario

finalmente para el caso de la ECUAmiddot CION OEL PAN el test de johmsen nos indica q11e a un nivel de significancia del 5 la hipoacutetesis nula de cOintegrashycioacuten (cero vectores de uuntegradoacuten) A continuacioacuten presentamos la ecJJacioacuten de largo plazo que explica el comportashymiento del precio del pan y sus determishynantes asumindo una tendencia lineal con intercepto y tendencia asumiendo tres rezagos podemos concluir que el mercado del pan en el Peruacute para el peshyriacuteodomiddot 1990 2002 se encuentra inteshygrado y los precios se mueven en la misshyma direccioacuten es decir que cualquier vashyriacioacuten en uno de los precios se transmishyte perfectamente e el largo plazo

DmATf AGRAIltIltJ RuRAL 221

LPP = 2123831+0373068LPH+0015014LS+ 00019681

Con los resultados riel modelo estishymadaacute podemos afirmar ciexclue una varia doacuten futura del 10 en el precio de la harinlt1 provoca una variacioacuten del 37 en el precio del pan y una variacioacuten del l 0 del salario provoca una variacioacuten del 02V en el precio del pan

lus resultados nos permiten afirmar que el precio del pan es altamente senshysible iexcliexcl la fluctuacioacuten del predo de la harina (ligtH) es loacutegico porque es su principal insumo y poco sensible al sashylario por ser eacutesta una variable que se ha caracleacuterizado por presentar bajosniveshyles dtbido baacutesicamente a la inestabilishydad laboral propios de la liberalizacioacuten de mercado asumida a partir de 1 99 1 y probablemente porque el sa ario promeshydio no refleja claramente la evolucioacuten del salario senorial

Ecuaciones de corto plazo

Una vez verificada la nliacutentegfacioacuten se

ellmoacute el Modtgtlo de Correcooacuten de Errores (Mecanismo de Correccioacuten de

frrores MCfl como una forma de remiddot presentar la transmrsioacuten de precios en el

mercado peruano de la Cadena Agroalishymentaria Trigo t-lariha Pan en el cor-

ro plazo Tal como se desprende del teoshy

rema de Represenldcioacuten de Granger dashy

do rue el mecanismo de transmisioacutenmiddot de

precios cointegra tambieacuten tiene una reshypresentalti()n de correccioacuten de errores

Hay que recordar que el MCES estishyma una relacioacuten en diferencias inclushyyendo como regresores las diferencias rezagadaacutes de las variahles dependie_nmiddot tes los valores rezagados de las variashybles independientes y un teacutermino de coshyrreccioacuten de errores que representa el error de eciexcluilibrio o residuo de la ecuacioacuten de cointegracioacuten (rezagada un periodo) En tste sentido el teacutermino de correccioacuten de errores intuitivamente se interpreta como el atractor hacia el cual converge la dinaacutemica de corto plashyzo pues mide el grado en que la relashycioacuten de largo plazo estaacute fuera de equilishybrio

En ese contexto para el caso del mercado yo ECUACION DEL TRIGO podemos afirmar que alrededor del 225 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plazo en el mercadomiddot peshyruano de la Cadena Agroalimentaria Trishygo - lirina -middot- Pan durante el antildeo (t l ) son corregidos en el siguiente periacuteodo

5 En lo que a estabilidad parameacutetrica se refiere el modelo fue evaluddO por el test de coeshyficientes recursivos la estabilidad estructural de lo residuos de las regresiones se verifishycaraacute mediante la suma acumulada de cmiddotuadrados de los Hsiduos recursivos la prueba de autmurrelaciacuteoacuten del residuo se evaluara con el test del Multiplicador de 1 agrange bajo la hipoacutetesis nula no autocorrelaciacuteoacuten la hereroceddsltciacutedld de la ecuacioacuten de corto plazo se evaluaraacute con el test de White la normalidad de lo errores se evaluaraacute con el test de arque Bera

222 EcuADOR DEBATF

DP1 bull 022425(0324815PITtt-1l+ Ol9118lS(I I)+ 1016678Roaiexcl)+ 0389843DPT(IIl bull 0234271 DPT(tmiddot1l OIOI I85DPITltt-1)0094671 DPITltt-1)00071 71 D8ct-ar0005522DS t-1iexcl+021 2301 DRo arO 1 09086Du)

R ajustado 055

Durbiacuten Watsonc 1 80

Test lM ( 1 ) 00001

]arque y Bera 2 1 4864 log l ikeliacutehood 27424 Schwarz - U5

Ademaacutes ten len do la ecuacioacuten de corto plazo presentado podemos conshycluir que el efecto de las variaciones en el precio internadon a l del trigo (PIT) el 5a laacuterio (S) y el ti po de cambio (1) sobre los cambios del predo naciacuteonal del trishygo (PT) no son persigttentes porque su estructura de rezagos es del oacuterden 2 Asi por ejemplo una variacioacuten del 1 OYo en el PT se explica por una variaacutedoacuten del orden de 389 en un periacuteodo a nte r ior (t- 1 ) y una cafda de su propio pre c io del orden del 2 3 en dos periacuteodos anteriores (t-2) Una variacioacuten del l O en el PIT explica la caiacuteda del PT en 1 0 1 en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden 09 en 0-2) Una variacioacuten del 1 01

DERegresioacuten 004

F Estadfst ico 1 6 1 8 1Pst ARCH (2) 063 Test de White 00001

Akaik1 355 n 1 4

del S expl ica la caiacuteda del PT en 0071 en el periodo (t- 1 ) y 005 en el periacuteoshydo (t-2) Finalmente una variacioacuten del 1 OYo del R explica Ulla variacioacuten de 21 2 en PT en el periacuteodo (t 1 ) y una

middot caiacuteda del 1 09Yltgt en el periacuteodo (t-2) conduyendo que el precio middotnacional del trigo es maacutes sensible a la va riacuteacioacuten de sus propios prec ios y al tipo de cambio

la dinaacutemica de corto plazo para el caso de la ECUACION DE LA HARINA podemos afirmll que a lredPdor del 1 78 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plato NI el middot mercado peshyruano de la cadena Agroalimentcria Trishygo - HaririJ Pan durante el antildeo t- 1 son corregidos en el siguiente

DPiexcl bull - 0017808 (061348lPT(I-tiexcl+0937578PIT1t-1iexcl+0l91l80Siexclt-iexcl + 189264R (l-a+02309l ODPD(I-tr007392DPHiexcl_Jiexcl+024459DPH1aJiexcl- 034051 DPH1gt + Ot55682DPHiexcl5)+ OU330DPT1 ar0234387DPT(I-n- 0075t4DPT1tJ)+000402DPTltt-ltll -004230PT1u1 +008083DPIT (1-1) 003396DPrr1 21+ 003192DPITlttJr000 l 02DPIT H + 006209DPIT1_siexcl-OOIS96D8tt-tr000307DSiexcl_1l +007802DSiexcltJl+0071 t l DS1004498DS (t-)+056287D_oOl469DRo-aiexcl+0375226DaJ)+006ll9Dt-ltll+034534Dt-5)

R ajustado 081 DERegresiacuteoacuten 002 Durbin Watnn 1 66 F Estadiacutestico 2 1 47 Test lM 25) 0064 Test ARCH (3) 036 ]arque y Bera 7856 Test de White 001 3 Log l ikel ihood H880 AkaikP 427 Schwarz 372 n 1 46

Entonces teniendo la ecuacioacuten de cor1o plazo podemos decir que el efecshyto de las variaciones en el precio nacioshynal del trigo (PT) precio internacional del trigo (PIT) el salario (S) y el tipo de cambio (R) sobre los cambios del preshycio de la harina (LPH) son relativamenshyte persistentes porque su estructura de rezagos es del orden 5 En el caso de una variacioacuten del 1 0 en el PH se exshyplica por una variacioacuten de 231 en su propio precio un periacuteodo antes (t- 1 ) y 156 en cinco periacuteodos anteriores (t-5) tras experimentar caiacutedas en el segundo y cuarto periacuteodos anteriores Una variashycioacuten del 1 0 en el PT se explica por una variacioacuten riel orden de 123 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1) y una caiacuteda del orden del 064 en cinco periacuteodos anteriores (t -5) Una variacioacuten del 1 0 en el PIT explica la variacioacuten del precio Je la harina en 081 en el

DfHATE AGRARIO RuRAL 223

middot periacuteodo (t- 1) y del orden 062 en (t-5) Una variacioacuten del 10 del salario explishyca la caiacuteda del precio de la harina en 016 en el periacuteodo t- 1 ) y 045 en el periacuteodo (t-5) y una variacioacuten del 1 0 del tipo de cambio explica una variashycioacuten de 563 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden de 345 en el periacuteodo (t-5) lo que nos hace conshycluir que el precio de la harina es maacutes sensible a las variaciones del tipo de cambio y a la variacioacuten de su propio pmcio

En el caso de la ECUACION DEL PAN podemos afirmar que alrededor del 59 16 de las desviaciones (de la relacioacuten de largo plazo) en el mercado peruano de la Cadeniexcliexcl Agroalimentaria Trigq Harina - Pan en la ecuacioacuten del pan durante el antildeo (t- 1 ) son corregidos en el siguiente

DP=-6591576(0373068PH11tiexcl+OOI50141bull1r0001 968T+022l79DPP111 -00434SDPPiexclziexcl+002807 D PPiexclbull-lr00723DPH11bull11+006 1 01 DPII1_z1-0 1 1 026DPHiexcl1-Jiexcl -004068DSII-ti000948D1-ziexcl + 003 122DS11Jiexcl

K ajustado 08 1 Durbin Watson 1 69 Test LM (25) 0 1 4 ]arque y Hera 1 4825 Log iikelihood 35677 Schwaa - 445

Los resultados de la ecuacioacuten de corto plazo permiten afirmar que el efeCto de las variaciones eu el precio de la harina (PH) y el salario (S sobre los cambios del precio del pan (LPP) no son persistentes porque u estructura de rezagos es del orden 3 por ejemplo una variacioacuten del 1 0 en el PI se expl i -

DERegresioacuten 002 F Estadiacutestico 4806 Test ARCH (2) 01 9 Test de White 0008 Akaike - 467 n 1 48

ca por una variacioacuten del orden de 224 en un periacuteodo anterioacuter (t- 1 ) y 028 de su propio precio etbull tres periacuteoshydos anteriores (t-3) tras experimentar una caiacuteda en el periacuteodo (t-2) Una variashycioacuten del 1 0 en el LPH explica la caiacuteda del IP en 073 en el periacuteodo (t- 1 y del orden de 1 10 en (t-3) y una varia-

224 ErUA10R DFfiAfE

cioacuten dei 1 0 del S explka la ralda del LPP en 041 Yo en El periodo lt- 1 ) y 03 1 u en el periacuteodo (t-3) concluyen do que el precio del pan es maacutes sensible a la variacioacuten de su propio precio y al precio de la harina

Funciones de impulso - respuesta y desshy

composicioacuten de la varianza

Los modelos estimados no pueden ser ana lizados como modelos econoshymeacutetricos tradic ionales en tal sentido a continuacioacuten procedemos a analizar las illterrelaciones entre las variables que lo fotman exa minando )os eftos de shocks sobre la evaluacioacuten en el t iempo de-las variables para lo cual se haraacute uso del anaacutelisis de las funciones de impu lsltJ middot-e respuesta de los modelos est imados no sin 1ntes mencionar que la metodoshylogiacutea de los vectores autorreiexcliexclresiacutevos reshyquieren de la aplicacioacuten de un test que

nos permita los rezagos oacutept imos (JUf ya se dettgtrmin6 en 2 para la cuacioacuten del trigo 5 para la ecuacioacuten de la harina y 3 para Id ecuacioacuten del pan del mismo modo requiere la aplicacioacuten dPI test de causalidad de Granger a traveacutes del cual se va iexcl hacer una correcta ordeniexcliexclciacuteoacuten de las variables en liexcliexcls ecuaciones Inishyc ia lmente tenemos la ecuac ioacuten del trigo y cuya ordenacioacuten de variables fue el salario (S) el precio naclonal del trigo (PT) el tipo de C ilmbio (R) y el precio in middot ternacional del trigo (PIT) middot

A partir d( las relac iones estimadas en la ECUACION OH TRIGO se proceshydioacute a simular tanto los efectos de una

middot var iacioacuten en el precio nacional del trishygo precio internacional del trigocomo del t ipo de cambio y el salario obteshyn ieacutendose cpmo resultados cuatro esceshynarios que son resumidos a continuashycioacuten en el graacutefico 2

Graacutefico NIJ 2 Fnd6fi llflalsoacute Res de la Ec11iexcliexcldoacuten 1 irrgo middot middot iexcl 1 bull - - bull

a) Respo-e of PT iu One S D lnJuwatioshyon4 --------------==========------

=1

0 03

0 02

0 00

- 0 0 1

- O Ol - a middot 4

1 4 G 8 10 iexcliexcl

Q e a a

14 16

i

18 JO

IJERAH A(RARIO RURAl 225

h) Response ofPIT fa 011e SD btnovations

o os

0 06 -ixmiddotmiddot iexclmiddot-middot J_middotmiddotmiddot

-- _ L (t bullbull bull Jmiddotmiddotmiddotmiddot-irmiddotmiddotmiddot- - middot M---f_ __ _ ____ iquest __ J -

0 (14

r) Respeue of S to One SD lmunraiiacuteou

0 10

o os

0 06

0 04

0 1)2

0 00

bull OOJ 4 14

--middot-middot S --Jo- R

1oacute 18 20

DEBATE AGRARIO

la comunidad campesinoindiacutegena como sujeto sodotcrritorial 1 185-206 Hemaacuten barra Formacioacuten y transmisioacuten de precios en la cadena agroalimenticia trigo-harina-pan 1 207-234 George Saacutenchez Quispe y Katia Carrillo San Martiacuten

ANAacuteLISIS

los misioneros salesianos y el movimiento indigbull 1 de Cotopaxi 1970-20041235-268 Carmen Martiacutenez Novo La nacionalizacioacuten y rocolizacioacuten del pasillo ecuatoriano 1 269-282 Ketty Wong

RESENtildeAS

Pablo Ospina 1 283-286 Hernaacuten lbarra 1 287-288 Juan Fernando Regalado 1 289-290

formacioacuten y transmisioacuten de precios en la cadena agroalimenticia trigo-harina-pan George Soacutenchez Quispebull Kotia Corrillo San Martiacutenbullbull En el Peruacute la apertum comercial (liberalizacioacuten de los mercados ha significado una decadenshy

ciacuteJ de logt niveles de segvridad alimentariacutea del pafs ya que permitioacute que los alimentos imporshy

tados wmenten su prSenciiexcliexcl en li estructura de la canasta baacutesica iexclimentaria provocando que en 1 mayoriacuteiexcl de los casos sea el mercado externo quien determina el precio final de los proshyducros nacionales a traveacutes de las cadenas de transmisioacuten

E 1 anaacutelisis tradicional de la ecoshynomiacutea plantea la fijacioacuten yo iacuteorshyrnadoacuten de los precios a traveacutes

de una poliacutetica comuacuten entre los empremiddot sarios que consiste en antildeadir un porshy(middotentaje wbre los costos (mark- up) conshysiderando el comportamiento de la deshymanda (Aiarco Del Hierro y Salas 1990)iexcl sin embargo la economiacutea incorshypora varios tipos de mert a do con difeshyrentes mecanismos de ajustes en su funshycionamiento (precios de los competidoshyres expectativas mercado externo y el comportamiento en general de la ecoshynomiacutea) por lo tanto un anaacutelisis tan geshyneral que no contempla heltmgeneidashyde ltonduciraacute a errores

Se hace necesario por lo tanto comprender aquellos meacutercados sobre todo los maacutes complejos como el extershyno por ejemplo en los que se transan una Seacuterie de insumos y productos y en donde participan dinaacutemicamente variashybles como los precios internacionales y el tipo de cambio que constituye un filshytro a los efectos de las variaciones de las cotizlt1ciones iacutenternaciacuteonltlles al momenshyto de efectuar las transacciones incluso despueacutes porque ese efecto no se queda aacutelliacute Slf)O que causa distorsiones en los mercados domeacutesticos situacioacuten que se analiLd en el presente trabajo

Los gobiernos de los paiacutese en desashyrrollo con la finalidad de proteger sus

Magiter en Economia Economista dt la Oficina de PlaniacutefiacutecaCiacuteoacuten del lnstiacutetulo Nltuonltbulll de Recursos Naturales INRENA Peruuml- Ministerio de Agriacutecullura del lltgtru

bullbull tconomista funcionariacutea del Banco Nar ional del PltbullrJ

208 En IAOOR IJmAH

mercado de Jiexcl compltlencia desleal del mercado externo y algunas fluctuacioshynes han tratado de establecer diversos mecanismos tales como la estabilizashycioacuten del precio del producto tratando wn ello de aislarlo de cambios bruscos en el corto plazo a traveacutes del establecishymiento de precios tnaacuteximos precios miacuteshynimos bandas de precios subsidios o aranceles seguacuten la duracioacuten y origen de la inestabilidad

En el Peruacute la apertura comercial (lishyberalizacioacuten de los mercados) h1 siJiexclni middot

ficado una decadencia de los niveles de seguridad alimentaria del paiacutes ya que permitioacute qult los alimentos importados aumenten su presencia en fa estructura de la canasta baacutesica alimentaria provo cando que en la mayoriacutea de los casos sea el mercado externo quien determina el precio final de los productos nacionashyles a traveacutes de las cadenas de transmishysioacuten como es el caso de la Cadena Agroalimentariacutea Trigo - Harina - Pan como resultado se tiene que la Balanza Comercial Agroalimentaria es deficitashyria

En estas condiciones el agro peruashyno revela una tendencia a un crecimienshyto poco equilibrado donde algunos productos crecen a tasas relativamente altas mientras que otros siguen estancashydos y van perdiendo presencia en los mercados nacionales tal es el caso del trigo que a la vez presenta una baja rentabilidad en el conjunto de la proshyduccioacuten agriacutecola influyendo en los inshygresos de las familias campesinas Esta situacioacuten obliga a depender de las im-

portariones para lt-ubrir la brecha que se genera por ejemplo el trigo que abas IEce la demanda interna es importado baacutesicamente de Canadaacute EEUU y Argenshytina en consecuencia el precio de este

middotinsumo bilsico para la Plaboacuteracioacuten de la harina y el pan forma su prcio y su es tructura de mercado m el exterior al igual que la harina y el pan Ya en 1920 el paiacutes importaba unos 62 mil TM de trimiddot go en grano y huina de trigo sin emshybargo los voluacutemenes de importacioacuten de trigo permanecieron maacutes o menos estashybles entre los antildeos 1 H4-48 A partir dtgt 1 1)49 la importacioacuten muestra una tPnmiddot dencia creciente observaacutendose una coincidenlt ia nm los excesos de pro-shyduccioacuten quP en esa eacutepoca s(bull dan en EEUU

Evolucioacuten de la cadena agroalimentaria trigo-harina-pan

El Trigo

La evolucioacuten del ltomercio mundial de productos agrarios en los uacuteltimos antildeos ha sido influenciada por poliacuteticas de protecciacutem a la agricultura principalshymente en los paiacuteses industrializados

El rendimiento productivo de los productores yo exportadores internashycionales es realmente sustltndal Elwnshydimiento del trigo en el PPruacute se ubica en 13 TMHas hastante rltducido tn e omshyparaciacuteoacuten con otros paiacuteses dtbull la regioacuten entre los que resalta Meacutexko por poseer un rendimiento maacutes Jito (49 TMHa) en tanto Ecuador (on solo 06 TM1 fd

DEBATf AcRARto RtiRAI 209

Cuadro No 1 Indicadores Agro Econoacutemicos del Trigo

Antildeo SUpentildetde Cotechada (Has)

19lt)0 81578

1991 102046

1992 70494

1993 84793 1994 102280

1995 98907

1996 116930

1ltJ(7 110961

1998 12J1M

199ltJ 1JJ6lt)4

2000 14670l

2001 145851

Fuente INEI-MINAG-Peruacute

El Peruacute depende de la importacioacuten de trigo para satisfacer la demanda inshyterna de harina orientado a la producshycioacuten de pan y fideos principalmente representado en promedio maacutes del 48 del valor de las importaciones de productos e insumos alimenticios en la deacutecada 1991 2000 El trigo importado tiene como su principal origen al Canashydaacute con el 45 de participacioacuten en las importaciones seguido por Estados Unidos y Argentina Alicorp es la emshypresa con mayor participacioacuten en las importaciones (388Jio del total) seguishydo por Molinera Inca y Carguill Peruacute participan con 123 y 86 respectishyvamente

la condicioacuten de importaacutedor que cashyracteriza al Peruacute ha generado que por deacutecadas la industria molinera nacional se encuentre sujeta a constante intershyvencioacuten del Estado tanto en el mercado de compra de sus insumos cuotas a la importacioacuten de trigo como en la eacutepoca de existencia de ENCI y ECASA que es-

Produccioacuten RendimiE-nto (lM) (TMHas)

99621 122 127046 125

73061 104

108126 u a 127035 124 125048 L26

146152 125 123724 112

145l()() 118 169940 129

189000 129 181800 125

taban supeditados a la capacidaacuted instashylada de la planta) como el control de precios a sus productos en la deacutecada de los ochenta Posteriormente en el marshyco de politica de libre comercio impulshysado por el gobierno de Fujimori a parshytir de 1990 la industria molinera inicioacute un proceso de reestructuracioacuten para adecuarse al nuevo entorno

Este nuevo contexto de libre comershycio bajo el cual se desenvuelve hoy la industria molinera le crea una alta deshypendencia de lo que suceda en el mershycado externo puesto que el origen del trigo para la molienda y posterior promiddot duccioacuten de harina es 99 importado y soacutelo un 1 es nacional que una vez procesados la industria molinera peruashyna vende anualmente en promedio US$ 300 millones directa e indirectamente

El destino de la produccioacuten de harishyna se distribuye un 70 para panificashycioacuten alrededor de 28 del volumen de produccioacuten de harina se emplea (venta indirecta) a la fabricacioacuten de fideos y

210 ECliAIIOK OtIIATf

galletas dentro de las mismas empresas y el 2 deg para el consumo doacutemeacutestico Cashybe resaltar que la mayor parte de la proshyduccioacuten de harina se orienta a Lima desshytinaacutendose principalmente a la paniiicashycioacuten (Ver graacutefico 1)

Por otro lado el hecho de dar un ni-

vcl de proteccioacuten al trigo nacional imshyplica elevar el costo para las empresas molineras lo que lleva a que el trigo reshypresente el 70h del costo de producshycioacuten de la harina disminuyendo de esta tnltmera los maacutergenes de ganancias y por ende la oportunidad de crecer

Cuadro No 2 Precios de los principales derivados del Trigo (US$)

PRODUCTO Hbullrinbull gt------------

(Saco 50 Kg) Bolivi lbOO Colomnbullbull 1517 Ecuador lbOO Venezuel1 2_300 Meacutexim 1350 Chile 1200 Peru 1800

fueme loliacutelica Comerual EXernbull del Trigo Apoyo C onsulloriacutea

middot-------------- ---iexcliexcl(iexcl-iexcl--------Pan (Kg) (Kg) middotmiddot---middot-middot-------- --middotmiddot---------

0-il 057 142 011 010 lUlO 1 () 07h 100 061 OHil 081 l 04 014

--

----

-

---

-

-

--

---

Graacutefico Ndeg 1 Produccioacuten de Harinas Seguacuten Destino

lanificacioacuten

Tomando en cuentil el proceso pru ductivo de las molineras y la cadtnd va lor de la industria molinera podernfJ afirmar que se encuentra verticalmenlmiddot intPgrada considerando entre sus pro

Consumo domeacutestico

Industriales

cesos no soacutelo la molienda de trigo sino tambien la produccioacuten de derivados y distribucioacuten La oferta es eminentemenshyte locl aunque tambieacuten existen empreshysas extranjeras el nivel de competencia

es elevado sobre todo por el exceso en la capacidad instalada (35) y los maacutershygenes por ende son reducidos

El Pan

La panificaci(m requiere harinas de muy buen contenido proteico que aseshyguren el proceso de fermentacioacuten y leshyvado de la masa Actualmente en el mercado se encuentra el pan tradicional (casero) y el pan industrial (de molde) esllt uacuteltimo es demandado en los paiacuteses industrializados yo grandes ciudades del mundo y consumido por los sectores sodales de ingresos altos y medio alto en tanto el pan tradicionl (de piso) es consumido por sectores medios y de bshyjos ingresos Cabe indicar que el consu mo anual peruano de pan tradicional se estimltJ en 70 kg por habitante mientras que el industrializado promedio un 35 kg por hlbitante

La elaboracioacuten de este producto (pan tradicional) demanda entre et SS y el 90Y de ltonsumo interno de huina de trigo para lo distintos paniiacuteicados El agua puPde llegar a representar entrl el 20)( y 30 del producto final y la mashyteria grasa dt origen animal y vegetal de 01deg a 45

Elt importante tambieuron anotar que en la fase de segunda transformacioacuten (caso del trigo y del maiacutez) las unidades agroindustriales tienden a mostrar un alshyto grado de polarizcioacuten en un extremo por el nuacutemero muy reducido de grandes empresas industriales productores de pan de molde o de caja y olra serie de derivados del trigo (Bimbo Unioacuten PYC y otros) que estariacutean respectivamente en el grupo de baacutesicos modernos y de dile-

DftIJ ACRI1-tl() RIIRIl 211

renciacuteados y en el otro por una multipli shycidad de pequentildeas unidades generalshymente micro industrias --muchas de ellas de tipo familiar qll cumplen con frecuencia tanto la funri(m dP segunda transformacioacuten nmm la dtgt comercialishyzacioacuten minorista eJe los productorps que generan

Otro punto de refPFenda importante para el anaacutelisis yo tbullstutlio dtgt la cadena agroalimentaria trigo-harina-pan es el conocer el coacutemo se ha estado proteshygiendo el mercado interno en el marco del comercio PxtPriacuteor pueto que los aranceles vigentes de trigo y derivados pueden afectar de manera importante a la industria molinera es de esperar que en un contlxlo donde el arancel dP la harina y sus derivados se mantienen m un 25 So nean diferenciacuteas importanshytes entre los precios dP los productos fishynales En ese contexto el gobierno sin pretenderlo habraacute sustituido derivados del trigo hecho en el Peruacute por derivados del trigo hechos fuera producieacutendose un arancel redundante

Transmisioacuten de precios en la cadena agroalimentaria trigo-harina-pan

En los modelos de transmisioacuten de precios por lo general se considera los precios de las distintas etapas de la coshymercializacioacuten 1nalizando las relacio nes dinaacutemicas entre el precio al producshytor y el precio al consumidor a traveacutes de un modelo claacutesico de maacutergenes similar 1 la ecuacioacuten de forma reducida de Borshysen 11985) consirlmando ademaacutes el precio de lm insumos de produccioacuten del producto Estos modtbulllos presentan dos limitaciones en primer lugar son

estaacuteticos 1bull pues no permite malizu los ajustes en el corto plazo a lo largo de la cadena de comerCializacioacuten (Kasavan 1992) En segundo lugar suponen impliacuteshycitamente que el precio de los insumos y el precio del productor causan o deshyterminan el comportamiento del precio al consumidor

La solucioacuten a las restricciones antes descritas se da a traveacutes de especificar un modelo VAR el cual permite un anaacutelisis dinaacutemico y no establece a priori cuaacuteles son las relaciones de causalidad exisshytente entre las variables es decir todas las variables son consideradas como enshydoacutegenas La aplicacioacuten de esta metodoshylogiacutea a la transmisioacuten de precios se pueshyde revisar en los trabajos de Babula y Bessler (1990) Babula y Bailey ( 1 99 1 ) B(gtrsen 11985) En todos estos trabajos los modelos son estimados y contrasta-

Max QtQ sa

Donde

dos coosider mdo qutgt las sene son es tacionarias

Transmisioacuten de precios en la cadena agroalimentaria Trigo-Harina-Pan

Para comprender las relaciones de la formacioacuten transmisioacuten de precios y la dinaacutemica en la cadena agroalirnentashyria de la cadena Trigo - Harina - Pan en la economiacutea del Peruacute tomaremos como referencia el modelo desarrollado por Kevoredo ( 1 994) quien analiza el imshypacto de variaciones en los precios inshyternacionales sobre los consumidores En este modelo de precios se considera la relacioacuten del precio internacional del trigo con los precios domeacutestkos de trishygo de la harina y del pan La maximizashycioacuten para la firma que produce harina viene dado por

(1)

=Cantidad demandada de trigo por la empresa monopsoacutenica

= Cantidad demandada de trigo por el poder comprador

= Precio pagado del trigo en el mercado domeacutestico

= Precio de la Harina

Cantidad Producida de t larina

= Costo de importacioacuten de trigo

= Cantidad importada de trigo

la relaciones de causalidad liderazgo no estaacuten rnuy claras en losmercadm agrarios y deshypenden en la mayor parte de las ocasione de la esrruclUra de mercado en cada eslaboacuten de la cadena de comercializacioacuten

DtiiATf ACKARto RutltAL 13

La condicione de primer orden vienen dadas por

P OQH N[ J E12] 11 -- = Piexcl 1 +-o +-o

IXJr E E2

Donde

(2)

(3)

Eo 2 bull Elasticidad precio de la Oferta de trigo ante cambios en la cantidad

demandada del poder comprador

E() 1 bull

Elasticidad precio de la oferta de trigo ante cambios en la cantidad

demandada de la empresa monopsoacutenica

Elaslicidad de la demanda del poder comprador ante cambios en la

cantidad demandada por la empresa monopsoacutenica (Elasticidad Conshy

jetural)

El signo de la elasticidad conjetural pues es loacutegico esperar que un incremenshyto de fa demanda de la empresa monop soacutenica lleve a que el poder comprador disminuya sus adquisiciones de insumo debido a que ello implicariacutea un alza del

N p M Piexcl = Pr

p = [J___J[ 1 1 aM 1 +--+ E2 Eo Eo 1 2

precio recibido por los productores por tanto podriacutea esperarse un valor para fa elasticidad conjetural negativa Resolshyviendo las condiciones de primer orden se obtiene que el precio pagado a los productores de trigo estariacutea dado por

(4)

214 f( UADOK 0EBAI F

Donde

a1 == Coefkienle teacutemko del trigo nacional

a1 Coeficiente teacutecnico del trigo importado

Como corolario interesantt- de la ecuacioacuten dt-1 predo del trigo nacional se observa que la variabilidad del costo de importaciuacuten se transmite directashymente al predo del productor uc trigo

Por otro lado el precio de la harina estaacute asociado a los precios del trigo nashycional e importado Para ello sumando

La ecuacioacuten del precio del pan pueshyde derivarse de la misma manera en funcioacuten del precio de la harina y de las

aunque en un porcentaje menor suposhyniendo que la elasticidad conjetural es menor a uno en valor absoluto y por tanto el valor de 1 se encuentra Pntre O y1

(5)

ambos lados de las condiciones de prishymer orden y despejando el precio de la harina se obtiene

(6)

elasticidades de oferta de la harina y la demanda de pan

(7)

Donde

Piexcl Precio del pan

1+ E H

1 I+shyE1

DHlAil AGfltAKIO RtJKAI 215

E1 Elastiacutecioacutead precio de la demanda del pan

E 11 Elasticidad precio de la oferta de la harina al

Coeficiente teacutecnico de la harina en la produccioacuten de pan

Tenemos que

Si A en la ecuacioacuten (7) es menor a 1 enlonce los cambios en el preshycio de la harina no se reflejan totalmente en el precio del pan y

Si A es iguiexcliexcll o mayor a 1 entonces lo cambiogt en el precio de la hashyrina repercuten maacute fuertemente sobre el mercado del pan

Lo supuesto a considerar en el mo delo son lt) Lo prltsem ilt en el mercado de trigo de una demanda concentrada asiacute como la presencia de produccioacuten nacional e importadoacuten de trigo es deshycir el trigo en el Peruacute es soacutelo un bien imshyportable 5us costos unitario no permishyten exportarlo lo qut conlleva a que la uacutenica demanda a la que se enfrentan lo- productores de trigo es la de la imJuWIacuteil harinera domeacutestica b) lrl demanda por trigo funciona romo demanda coludiacutedlt por tanto en lugar de tomar tgtl precio como dato va a incorporar en su toma

de decisioacuten la curva inversa de oferta de insumo e) la luncioacuten de produn ioacuten de la huina se va a asumir con el fin de sirnpliacuteiiacutecar la modelizacioacuten que depenshyde solamente de los insumos intermeshydios (trigo domeacutestico e importado) y no de los factores de produccioacuten capital y trahaiacuteo Esto fin emhargo no significa que no intervengan en la funcioacuten de produccioacuten diexcl El mercado del Pan se consiacutedtra qtw ambas parte tanto la oferta corno la demandd de hr1rina lic nen cierto poder de meH lflo

216 EnJMXJR DFR11

Evidencia empiacuterica y anaacutelisis de resultamiddot

dos

En esta seccioacuten ltentraremos nuestra atencioacuten en el estudio de los mecanisshymos de transmisioacuten de precios a lo larshygo de la Cadena Agroalimentaria Trigo Harina - Pan para lo cual se haraacute uso de las teacutecnicas de cointegracioacuten Se va a estudiar las relaciones dinaacutemicas de transmisioacuten existentes a partir de la forshymacioacuten del precio del trigo la harina y finalmente el pan

El modelo consta de tres ecuaciones (una para cada producto de la cadena) en las que intervienen las variables preshysentadas en un modelo teoacuterico2 las ecuaciones son de caraacutecter general en el sentidoacute que no asumen a priori los valores de las elasticidades ni el nuacutemeshyro de retardos implicados por la dinaacutemishyca del sistema3 Las tres ecuaciones planteadas pueden verse a continuashycioacuten4

PT = fl (PIT R S) PH = f2 (PT PIT R S) PP = f3 (PH S)

S Salario ReaL R Tipo de Cambio Real

PT Precio del Trigo Domeacutestico en Nuevos Soles Constantes

PIT Precio del Trigo Importado en Doacutelares constantes

PH Precio de la Harina en Nuevos Soles Constantes

PP Precio del Pan en Nuevos Soles Constantes

Cabe sentildealar que las ecuaciones de precios presentados en el modelo empiacuteshyrico no representan sistemas de oftrtas y demandas aunque eacutestos se encuentren impliacutecitos Son maacutes bien ecuaciones de reaccioacuten que muestran como reperushyten en el precio de un bien los cambios en el predo de sus insumos A pesar de no haber sido considerada la mano de obra en el modelo te6rico si se induyoacute en el modelo empiacuterico por participar activamente en la estructuracioacuten de los costos

El estudio se realiza utilizando datos promedios mensuales desde enero de 1990 hasta agosto de 2 002 expresados en soles de 1994 y transformados en loshygaritmos Se utilizoacute la teacutecnica de cointeshygracioacuten multivariados desarrollados por johansen (1988) y Stock Watson (1988) El propoacutesito de estos test es especificar y estimar el nuacutemero de vectores de coinshytegracioacuten (r) existentes en un conjunto de variables (p) con rltp pudieacutendose

2 Se parte de la idea que la modelizacioacuten completa de toda la informacioacuten proporcionada por un mercado es imposible de realizar y no es esencial para comprender las relaciones de precios

3 En tal sentido el marco teoacuterico presentado debe ser considerado como un marco de refeshyrencia en la medida que no dice nada acerca por tjernplo del manejo de inventarios o de la estacionalidad en la produccioacuten de harina y del pan

4 Todas las variables se encuentran en logaritmos

presentar tres casos a) Si el rango r=p se puede decir que el vector es estacioshynario b) Si el rango rO entonces estashymos ante la presencia de un proceso vectorial autorregresivo irrestriacutecto y e) Finalmente rltp en este caso r indica la cantidad de vectores de cointegracioacuten que existe en el sistema De esta forma el n(Jmero de vectores de coiacutentegracioacuten se corresponde con el nuacutemero de relashyciones funcionales independientes exisshytentes entre las variables

En lo que a estabilidad parameacutetrica se refiere el modelo seraacute evaluado por el test de coeficientes recursivos la estashybilidad estructural de los residuos de las regresiones se verificaraacute mediante la sushyma acumulada de cuadrados de los resishyduos recursivos la prueba de autocorreshylacioacuten del residuo se evaluaraacute con el test del Multiplicador de lagrange baiacuteo la hipoacutetesis nula 11no autocorrelacioacuten la heterocedasticidad middotde la ecuacioacuten de corto plazo se evaluarltiacute con el test de White la normalidad de los errores se evaluaraacute con el test de )arque Bera

Anaacutelisis de estacionariedad de las series

Previo al anaacutelisis de estacionariedad de las series se procedioacute a uniformizar los datos para lo cual todos fueronmiddot de-

DmATF AGRARIO RURAL 217

flactadm con un mismo iacutendice ( 1994) luego se procedioacute a tomar el logmiddotaritmo a las series con el fin de reducir la estaciacuteoshynariedad de la varianza semiddot evaluoacute la presencia de raiacutez unitaria de las series del modelo bajo la hipoacutetesis 1 (1) vs 1(0) para lo cual se recurri6 a los tests Oickey Fuller (Of y ADF ) y Phillips y Perron para niveles de rezago de 1 hasmiddot ta 4 de las variables del modelo obsershyvaacutendose que en valor absoluto son infeshyriores al valor criacutetico pua un nivel de significancia del 5Yo aceptaacutendose la hishypoacutetesis nula de existencia raiacutez unitaria o no estacionariedad de las variables de estudio sin embargo en aacutelguno casos estos resultados soacutelo incluyen constanshyte tendencia y en otros no incluyen constante ni tendencia Tambieacuten se evashyluoacute las series

diferenciadas (DPT OPIT

OPH DPP DR DS) baiacuteo la hipoacutetesis 1 (1) vs 1(2) observaacutendose que en todoacutes los casos se rechaza la hipoacutetesis nula de la existencia de dos ralees unitarias (es decir las series en pri111eras diferenias son estacionarias) concluyeacutendose que las Vdriableo del modelo SOn integradas de orden 1 es decir son 1 (1) y por tanshyto debe contrastarse la posibleacutemiddot presenshycia de relaciones de equilibrio a largo plazo entre las mismas (esto esr si coinshytegran) ver cuadro 3

TEST PT PIT

DF 1 e -297 -236

T 1

-321 -259

N -094 -095 4DF(2) 1 e 1 -233 - 231 T 1 -250 -255 N -081 -092 4Df(3) e -29 4 -231 T -3 04 -245

N -107 -103

ADF(4) e

1 -320 -200

T -333 -222 -1 11 -089 PP(2) e -305 -226 T -318 -233 N 1 -081 -1 09

PP(3) e -306 -229

T -321 -238 N 111 -108 PP(4) e -313 -229

T -329 -238

1 N -1 11 -109

PH pp

-267 -361 -272 -669 -129 -049

-306 -293

-327 -666 -122 -031

-317 -248 -370 -787 -096 -010

-399 -207 -402 -439 -170 -093

-399 -294 -411 -450 -1 74 -074

-405 -290 -424 -4A3 -171 -074

-403 -278 -422 -426 -1 73 -074

IR 1

-283 -316 -079

-315

-304 -132

-406

-395

-157

-453

-417 -190

-345 -372 -110

-351 -382 -111

-347 -380 -110

Cuadro No 3 Prueba de raiacutez unitaria

S DPT DPIT

-077 -1l04 -734

-266 -1100 -732 middotDIO -1107 -735

-076 -710 -669 -267 -710 -669 012 -i 11 -669

-059 middot57i -632 -269 -577 -630 023 -5 77 -632

-084 -619 -554

-300 -621 -551 004 -619 -557

-082 -1211 -898 -249 -1207 -896 013 -1215 -900

-076 -12 13 -894

1 -246 -1208 -892 017 -1217 -896

1 -079 -1211 -886

J -247 -1207 -884

016 -1215 -888

DPH

-8 10 -810 -810

-574

-571 -575

-671 -680 -666

-641 -658 -631

1 -1615 -1619

1 - 1595 1 -1593

1 -1596

- 1596

-15 95

-1597

VC Valor Criro Oif Dfterencias

DPP DR

-903 -1199

-9()3 -1202 -906 middot1200

-979 -769 -988 -778 -983 -767

-827 -6 1 5

-817 -836 -829 -808

-838 -1025 -825 -1096 -832 -1002

-840 -1539

-838 -1534

-844 -15 44

-831 -1535 -828 middot1 5 30 -835 -1539

-822 - 1543 -820 -1538 -826 -1547

C incluye ronstantc T incluye constante y tendencia i No incluye conStante ni tendencia los nuacutemeros entre parentests indiacutecan el nuacutemero de rezagos del contraste de raiz unitaria

os

-899 910

-901

-608 -824 -609

-567 -5 83

-567

-503 -516 -503

-1345

-1355

-1348

1 349

-1 361 -1352

-1346 -1359

- 1349

VC 5 1 VC Soo Nivel Dlf

-288 -288 -344 -344 -194 -194

-288 -288 -344 -344

-194 -194

-268 -288 -344 -344

-194 -194

-288 -288 -344 -344

-194 -gt94

-288 -288 -344 -344

-194 -194

-288 -288 -344 i -344

-194 iexcl -194

1 -288 -288 -344 -344

-194 - 194 1

N -00 m () e gt

Cl m iexcl m

Ecuaciones a largo plazo

Una vez contrastada la posiblEbull preshysencia de relaciones de equilibrio a larshygo plazo y para verificar la hipoacutetesis de cointegracioacuten (especificacioacuten de largo plazo del modelo) se aplicoacute el enfoque de maacutexima verosimilitud propuesto por Johansen pues se trata de deterrninilr si calJa precio responde a sus propios facshytores determinantes o bien si los precios responden a un conjunto de factores coshymuneacutes Cabe anotar que los coeficientes estimados representan las elasticidades de cada una de las variables que particishypan en el modelo

Para realizar este anaacutelisis partimos de las tres ecuaciones del modelo empiacuteshyrico iniciando el estudio con el caso de 1 ECUACION DEL TRIGO En este cashyso el test de Johansen nos indica que a un nivel de significancia del so la hipoacuteshytesis nula de cointegracioacuten (cero vectoshyres de cointegracioacuten) es fuertemente reshychazada pues el valor calculado del log likelihood ratio es mayor que el vashylor criacutetico mientras la hipoacutetesis de uno o maacutes vectores de cointegracioacuten es

DHltiacutefF ACRARO RURAl 219

aceptad en contra la alternante de la estacionalidad de las series (Log likelishyhood ratio lt valor criacutetico) Establecienshydo una representacioacuten de largo plazo asumiendo una tendencia lineal con inshytercepto y no tendenda asumiendo dos rezagos

En el modelo al no existir variables exoacutegenas propiamente dichas la ecuashycioacuten estimada tiene una interpretacioacuten diferente a la de un modelo economeacutetrishyco en ese sentido los paraacutemetros explishycan coacutemo cada variable evoluciona en el tiempo conociendo losvaloresen el pasado La ecuacioacuten de cointegracioacuten de largo plazo obtenida por el procedishymierilo del test de Johansen nos permite afirmar que el mercado del trigo en el Peruacute para el periacuteodo 1990 2002 se encuentra integrado y que los precios se mueven en la misrna direccioacuten es decir que cualquier variacioacuten en uno de los precios se transmite perfectamente en el largo plazo

A continuacioacuten presentamos la ecuacioacuten de largo plazo que explica el comportamiento del precio delmiddot trigo y sus determinantes

PT = 1161148 + 0324815PIT + 01917825 + 1016678R

Siacute bien con el modelo estimado no es posible realizar un anaacutelisis estructural en el sentido de determinar el efecto de un cmbio exoacutegeno en una variable deshypendiente podemos afirmar que una variacioacuten futura del10 en el precio inshyternacional del trigo provoca una variashycioacuten del 33 en el precio nacional del trigo una variacioacuten del 1 0 del salario provocJ una variacioacuten del 1 9 en el

precio nKiacuteonal del trigo y una variashycioacuten del 10 del tipo de cambio provoshyca una variacioacuten del 1 03 en el precio nacional del trigo mostrando una mashyyor elasticidad y por lo tanto una mayor influencia en el precio nacional del trishygo

los resultados nos permiten afirmar que el precio del trigo es altamente senshysible d la fluctuacioacuten del tipo de cambio

llO El UADOR DEHAH

(R) porque en un pars donde se depenshyde de las importaciones es loacutegko que todos los preCios nacionales sean afecshytados al tipo de cambio y al precio inshyternacional del trigo (PIT) sin embargo menos sensible a la variacioacuten del salaacuteshyrio explicado baacutesicamente por los bajos niveles salariales observados en el peshyriodo de estudio y muy probablemente debido a que el salario promedio de la economfa no ridleja de manera muy daacutera la evoluCioacuten del salario sectorial

middotEn el caso de la ECUACION OE LA HARINA el test de Johansen nos sugiere

la presencia de al meacutenos 3 o 4 vectores de cointegradoacuten asumiendo una tenshydencia lineal con interceptomiddot y no tenshydencia asumiendo cinco rezaacutegos La ecuacioacuten de coiacutentegracioacuten de largo plashyzuacute middotobtenida por el procedimiento del test de Johansen nos permitemiddot afirmar que el mercado de harina en el Peruacute pashyra el periodo 1990 2002 se ericuacuteentra integrado y que los precios se mutven en la misma direccioacuten es dedr que cualquier variacioacuten en uno de ellos se transmite perfectamente en el largo plashyzo

PH = 1098373+0613481PT+0937578PIT +0291280S+1892649R

Podemos afirmar que una variadoacuten futura del 1 O en Efl preciacuteonacional del trigo provltgtca una variacioacuten del 61 en el precio de la harina una variacioacuten del 1 OYo del precio internacional del trigo provoca una variacioacuten del 938 en el precio de la harina una variacioacuten del 1 0 en el salario proyoca una variacioacuten del 29 en el precio de la harina y una variacioacuten del 10 del tipo de cambio provoca una variacioacuten del 189 en el precio de la harina

Los resuiIacuteados indican que el precio de la harina es altamente sensible a L fluctuacioacuten del tipo de cambio (R) y al precio internacional del trigo (PIT) debishydo a las riexcliexclzones descritas en el caso del trigo pero menogt sensible a la variacioacuten del precio nacional del trigo por particishypar eacutesle en la industria molinera en un

porcentaje miacutenjmo (1) y tambieacuten al salario

finalmente para el caso de la ECUAmiddot CION OEL PAN el test de johmsen nos indica q11e a un nivel de significancia del 5 la hipoacutetesis nula de cOintegrashycioacuten (cero vectores de uuntegradoacuten) A continuacioacuten presentamos la ecJJacioacuten de largo plazo que explica el comportashymiento del precio del pan y sus determishynantes asumindo una tendencia lineal con intercepto y tendencia asumiendo tres rezagos podemos concluir que el mercado del pan en el Peruacute para el peshyriacuteodomiddot 1990 2002 se encuentra inteshygrado y los precios se mueven en la misshyma direccioacuten es decir que cualquier vashyriacioacuten en uno de los precios se transmishyte perfectamente e el largo plazo

DmATf AGRAIltIltJ RuRAL 221

LPP = 2123831+0373068LPH+0015014LS+ 00019681

Con los resultados riel modelo estishymadaacute podemos afirmar ciexclue una varia doacuten futura del 10 en el precio de la harinlt1 provoca una variacioacuten del 37 en el precio del pan y una variacioacuten del l 0 del salario provoca una variacioacuten del 02V en el precio del pan

lus resultados nos permiten afirmar que el precio del pan es altamente senshysible iexcliexcl la fluctuacioacuten del predo de la harina (ligtH) es loacutegico porque es su principal insumo y poco sensible al sashylario por ser eacutesta una variable que se ha caracleacuterizado por presentar bajosniveshyles dtbido baacutesicamente a la inestabilishydad laboral propios de la liberalizacioacuten de mercado asumida a partir de 1 99 1 y probablemente porque el sa ario promeshydio no refleja claramente la evolucioacuten del salario senorial

Ecuaciones de corto plazo

Una vez verificada la nliacutentegfacioacuten se

ellmoacute el Modtgtlo de Correcooacuten de Errores (Mecanismo de Correccioacuten de

frrores MCfl como una forma de remiddot presentar la transmrsioacuten de precios en el

mercado peruano de la Cadena Agroalishymentaria Trigo t-lariha Pan en el cor-

ro plazo Tal como se desprende del teoshy

rema de Represenldcioacuten de Granger dashy

do rue el mecanismo de transmisioacutenmiddot de

precios cointegra tambieacuten tiene una reshypresentalti()n de correccioacuten de errores

Hay que recordar que el MCES estishyma una relacioacuten en diferencias inclushyyendo como regresores las diferencias rezagadaacutes de las variahles dependie_nmiddot tes los valores rezagados de las variashybles independientes y un teacutermino de coshyrreccioacuten de errores que representa el error de eciexcluilibrio o residuo de la ecuacioacuten de cointegracioacuten (rezagada un periodo) En tste sentido el teacutermino de correccioacuten de errores intuitivamente se interpreta como el atractor hacia el cual converge la dinaacutemica de corto plashyzo pues mide el grado en que la relashycioacuten de largo plazo estaacute fuera de equilishybrio

En ese contexto para el caso del mercado yo ECUACION DEL TRIGO podemos afirmar que alrededor del 225 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plazo en el mercadomiddot peshyruano de la Cadena Agroalimentaria Trishygo - lirina -middot- Pan durante el antildeo (t l ) son corregidos en el siguiente periacuteodo

5 En lo que a estabilidad parameacutetrica se refiere el modelo fue evaluddO por el test de coeshyficientes recursivos la estabilidad estructural de lo residuos de las regresiones se verifishycaraacute mediante la suma acumulada de cmiddotuadrados de los Hsiduos recursivos la prueba de autmurrelaciacuteoacuten del residuo se evaluara con el test del Multiplicador de 1 agrange bajo la hipoacutetesis nula no autocorrelaciacuteoacuten la hereroceddsltciacutedld de la ecuacioacuten de corto plazo se evaluaraacute con el test de White la normalidad de lo errores se evaluaraacute con el test de arque Bera

222 EcuADOR DEBATF

DP1 bull 022425(0324815PITtt-1l+ Ol9118lS(I I)+ 1016678Roaiexcl)+ 0389843DPT(IIl bull 0234271 DPT(tmiddot1l OIOI I85DPITltt-1)0094671 DPITltt-1)00071 71 D8ct-ar0005522DS t-1iexcl+021 2301 DRo arO 1 09086Du)

R ajustado 055

Durbiacuten Watsonc 1 80

Test lM ( 1 ) 00001

]arque y Bera 2 1 4864 log l ikeliacutehood 27424 Schwarz - U5

Ademaacutes ten len do la ecuacioacuten de corto plazo presentado podemos conshycluir que el efecto de las variaciones en el precio internadon a l del trigo (PIT) el 5a laacuterio (S) y el ti po de cambio (1) sobre los cambios del predo naciacuteonal del trishygo (PT) no son persigttentes porque su estructura de rezagos es del oacuterden 2 Asi por ejemplo una variacioacuten del 1 OYo en el PT se explica por una variaacutedoacuten del orden de 389 en un periacuteodo a nte r ior (t- 1 ) y una cafda de su propio pre c io del orden del 2 3 en dos periacuteodos anteriores (t-2) Una variacioacuten del l O en el PIT explica la caiacuteda del PT en 1 0 1 en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden 09 en 0-2) Una variacioacuten del 1 01

DERegresioacuten 004

F Estadfst ico 1 6 1 8 1Pst ARCH (2) 063 Test de White 00001

Akaik1 355 n 1 4

del S expl ica la caiacuteda del PT en 0071 en el periodo (t- 1 ) y 005 en el periacuteoshydo (t-2) Finalmente una variacioacuten del 1 OYo del R explica Ulla variacioacuten de 21 2 en PT en el periacuteodo (t 1 ) y una

middot caiacuteda del 1 09Yltgt en el periacuteodo (t-2) conduyendo que el precio middotnacional del trigo es maacutes sensible a la va riacuteacioacuten de sus propios prec ios y al tipo de cambio

la dinaacutemica de corto plazo para el caso de la ECUACION DE LA HARINA podemos afirmll que a lredPdor del 1 78 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plato NI el middot mercado peshyruano de la cadena Agroalimentcria Trishygo - HaririJ Pan durante el antildeo t- 1 son corregidos en el siguiente

DPiexcl bull - 0017808 (061348lPT(I-tiexcl+0937578PIT1t-1iexcl+0l91l80Siexclt-iexcl + 189264R (l-a+02309l ODPD(I-tr007392DPHiexcl_Jiexcl+024459DPH1aJiexcl- 034051 DPH1gt + Ot55682DPHiexcl5)+ OU330DPT1 ar0234387DPT(I-n- 0075t4DPT1tJ)+000402DPTltt-ltll -004230PT1u1 +008083DPIT (1-1) 003396DPrr1 21+ 003192DPITlttJr000 l 02DPIT H + 006209DPIT1_siexcl-OOIS96D8tt-tr000307DSiexcl_1l +007802DSiexcltJl+0071 t l DS1004498DS (t-)+056287D_oOl469DRo-aiexcl+0375226DaJ)+006ll9Dt-ltll+034534Dt-5)

R ajustado 081 DERegresiacuteoacuten 002 Durbin Watnn 1 66 F Estadiacutestico 2 1 47 Test lM 25) 0064 Test ARCH (3) 036 ]arque y Bera 7856 Test de White 001 3 Log l ikel ihood H880 AkaikP 427 Schwarz 372 n 1 46

Entonces teniendo la ecuacioacuten de cor1o plazo podemos decir que el efecshyto de las variaciones en el precio nacioshynal del trigo (PT) precio internacional del trigo (PIT) el salario (S) y el tipo de cambio (R) sobre los cambios del preshycio de la harina (LPH) son relativamenshyte persistentes porque su estructura de rezagos es del orden 5 En el caso de una variacioacuten del 1 0 en el PH se exshyplica por una variacioacuten de 231 en su propio precio un periacuteodo antes (t- 1 ) y 156 en cinco periacuteodos anteriores (t-5) tras experimentar caiacutedas en el segundo y cuarto periacuteodos anteriores Una variashycioacuten del 1 0 en el PT se explica por una variacioacuten riel orden de 123 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1) y una caiacuteda del orden del 064 en cinco periacuteodos anteriores (t -5) Una variacioacuten del 1 0 en el PIT explica la variacioacuten del precio Je la harina en 081 en el

DfHATE AGRARIO RuRAL 223

middot periacuteodo (t- 1) y del orden 062 en (t-5) Una variacioacuten del 10 del salario explishyca la caiacuteda del precio de la harina en 016 en el periacuteodo t- 1 ) y 045 en el periacuteodo (t-5) y una variacioacuten del 1 0 del tipo de cambio explica una variashycioacuten de 563 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden de 345 en el periacuteodo (t-5) lo que nos hace conshycluir que el precio de la harina es maacutes sensible a las variaciones del tipo de cambio y a la variacioacuten de su propio pmcio

En el caso de la ECUACION DEL PAN podemos afirmar que alrededor del 59 16 de las desviaciones (de la relacioacuten de largo plazo) en el mercado peruano de la Cadeniexcliexcl Agroalimentaria Trigq Harina - Pan en la ecuacioacuten del pan durante el antildeo (t- 1 ) son corregidos en el siguiente

DP=-6591576(0373068PH11tiexcl+OOI50141bull1r0001 968T+022l79DPP111 -00434SDPPiexclziexcl+002807 D PPiexclbull-lr00723DPH11bull11+006 1 01 DPII1_z1-0 1 1 026DPHiexcl1-Jiexcl -004068DSII-ti000948D1-ziexcl + 003 122DS11Jiexcl

K ajustado 08 1 Durbin Watson 1 69 Test LM (25) 0 1 4 ]arque y Hera 1 4825 Log iikelihood 35677 Schwaa - 445

Los resultados de la ecuacioacuten de corto plazo permiten afirmar que el efeCto de las variaciones eu el precio de la harina (PH) y el salario (S sobre los cambios del precio del pan (LPP) no son persistentes porque u estructura de rezagos es del orden 3 por ejemplo una variacioacuten del 1 0 en el PI se expl i -

DERegresioacuten 002 F Estadiacutestico 4806 Test ARCH (2) 01 9 Test de White 0008 Akaike - 467 n 1 48

ca por una variacioacuten del orden de 224 en un periacuteodo anterioacuter (t- 1 ) y 028 de su propio precio etbull tres periacuteoshydos anteriores (t-3) tras experimentar una caiacuteda en el periacuteodo (t-2) Una variashycioacuten del 1 0 en el LPH explica la caiacuteda del IP en 073 en el periacuteodo (t- 1 y del orden de 1 10 en (t-3) y una varia-

224 ErUA10R DFfiAfE

cioacuten dei 1 0 del S explka la ralda del LPP en 041 Yo en El periodo lt- 1 ) y 03 1 u en el periacuteodo (t-3) concluyen do que el precio del pan es maacutes sensible a la variacioacuten de su propio precio y al precio de la harina

Funciones de impulso - respuesta y desshy

composicioacuten de la varianza

Los modelos estimados no pueden ser ana lizados como modelos econoshymeacutetricos tradic ionales en tal sentido a continuacioacuten procedemos a analizar las illterrelaciones entre las variables que lo fotman exa minando )os eftos de shocks sobre la evaluacioacuten en el t iempo de-las variables para lo cual se haraacute uso del anaacutelisis de las funciones de impu lsltJ middot-e respuesta de los modelos est imados no sin 1ntes mencionar que la metodoshylogiacutea de los vectores autorreiexcliexclresiacutevos reshyquieren de la aplicacioacuten de un test que

nos permita los rezagos oacutept imos (JUf ya se dettgtrmin6 en 2 para la cuacioacuten del trigo 5 para la ecuacioacuten de la harina y 3 para Id ecuacioacuten del pan del mismo modo requiere la aplicacioacuten dPI test de causalidad de Granger a traveacutes del cual se va iexcl hacer una correcta ordeniexcliexclciacuteoacuten de las variables en liexcliexcls ecuaciones Inishyc ia lmente tenemos la ecuac ioacuten del trigo y cuya ordenacioacuten de variables fue el salario (S) el precio naclonal del trigo (PT) el tipo de C ilmbio (R) y el precio in middot ternacional del trigo (PIT) middot

A partir d( las relac iones estimadas en la ECUACION OH TRIGO se proceshydioacute a simular tanto los efectos de una

middot var iacioacuten en el precio nacional del trishygo precio internacional del trigocomo del t ipo de cambio y el salario obteshyn ieacutendose cpmo resultados cuatro esceshynarios que son resumidos a continuashycioacuten en el graacutefico 2

Graacutefico NIJ 2 Fnd6fi llflalsoacute Res de la Ec11iexcliexcldoacuten 1 irrgo middot middot iexcl 1 bull - - bull

a) Respo-e of PT iu One S D lnJuwatioshyon4 --------------==========------

=1

0 03

0 02

0 00

- 0 0 1

- O Ol - a middot 4

1 4 G 8 10 iexcliexcl

Q e a a

14 16

i

18 JO

IJERAH A(RARIO RURAl 225

h) Response ofPIT fa 011e SD btnovations

o os

0 06 -ixmiddotmiddot iexclmiddot-middot J_middotmiddotmiddot

-- _ L (t bullbull bull Jmiddotmiddotmiddotmiddot-irmiddotmiddotmiddot- - middot M---f_ __ _ ____ iquest __ J -

0 (14

r) Respeue of S to One SD lmunraiiacuteou

0 10

o os

0 06

0 04

0 1)2

0 00

bull OOJ 4 14

--middot-middot S --Jo- R

1oacute 18 20

formacioacuten y transmisioacuten de precios en la cadena agroalimenticia trigo-harina-pan George Soacutenchez Quispebull Kotia Corrillo San Martiacutenbullbull En el Peruacute la apertum comercial (liberalizacioacuten de los mercados ha significado una decadenshy

ciacuteJ de logt niveles de segvridad alimentariacutea del pafs ya que permitioacute que los alimentos imporshy

tados wmenten su prSenciiexcliexcl en li estructura de la canasta baacutesica iexclimentaria provocando que en 1 mayoriacuteiexcl de los casos sea el mercado externo quien determina el precio final de los proshyducros nacionales a traveacutes de las cadenas de transmisioacuten

E 1 anaacutelisis tradicional de la ecoshynomiacutea plantea la fijacioacuten yo iacuteorshyrnadoacuten de los precios a traveacutes

de una poliacutetica comuacuten entre los empremiddot sarios que consiste en antildeadir un porshy(middotentaje wbre los costos (mark- up) conshysiderando el comportamiento de la deshymanda (Aiarco Del Hierro y Salas 1990)iexcl sin embargo la economiacutea incorshypora varios tipos de mert a do con difeshyrentes mecanismos de ajustes en su funshycionamiento (precios de los competidoshyres expectativas mercado externo y el comportamiento en general de la ecoshynomiacutea) por lo tanto un anaacutelisis tan geshyneral que no contempla heltmgeneidashyde ltonduciraacute a errores

Se hace necesario por lo tanto comprender aquellos meacutercados sobre todo los maacutes complejos como el extershyno por ejemplo en los que se transan una Seacuterie de insumos y productos y en donde participan dinaacutemicamente variashybles como los precios internacionales y el tipo de cambio que constituye un filshytro a los efectos de las variaciones de las cotizlt1ciones iacutenternaciacuteonltlles al momenshyto de efectuar las transacciones incluso despueacutes porque ese efecto no se queda aacutelliacute Slf)O que causa distorsiones en los mercados domeacutesticos situacioacuten que se analiLd en el presente trabajo

Los gobiernos de los paiacutese en desashyrrollo con la finalidad de proteger sus

Magiter en Economia Economista dt la Oficina de PlaniacutefiacutecaCiacuteoacuten del lnstiacutetulo Nltuonltbulll de Recursos Naturales INRENA Peruuml- Ministerio de Agriacutecullura del lltgtru

bullbull tconomista funcionariacutea del Banco Nar ional del PltbullrJ

208 En IAOOR IJmAH

mercado de Jiexcl compltlencia desleal del mercado externo y algunas fluctuacioshynes han tratado de establecer diversos mecanismos tales como la estabilizashycioacuten del precio del producto tratando wn ello de aislarlo de cambios bruscos en el corto plazo a traveacutes del establecishymiento de precios tnaacuteximos precios miacuteshynimos bandas de precios subsidios o aranceles seguacuten la duracioacuten y origen de la inestabilidad

En el Peruacute la apertura comercial (lishyberalizacioacuten de los mercados) h1 siJiexclni middot

ficado una decadencia de los niveles de seguridad alimentaria del paiacutes ya que permitioacute qult los alimentos importados aumenten su presencia en fa estructura de la canasta baacutesica alimentaria provo cando que en la mayoriacutea de los casos sea el mercado externo quien determina el precio final de los productos nacionashyles a traveacutes de las cadenas de transmishysioacuten como es el caso de la Cadena Agroalimentariacutea Trigo - Harina - Pan como resultado se tiene que la Balanza Comercial Agroalimentaria es deficitashyria

En estas condiciones el agro peruashyno revela una tendencia a un crecimienshyto poco equilibrado donde algunos productos crecen a tasas relativamente altas mientras que otros siguen estancashydos y van perdiendo presencia en los mercados nacionales tal es el caso del trigo que a la vez presenta una baja rentabilidad en el conjunto de la proshyduccioacuten agriacutecola influyendo en los inshygresos de las familias campesinas Esta situacioacuten obliga a depender de las im-

portariones para lt-ubrir la brecha que se genera por ejemplo el trigo que abas IEce la demanda interna es importado baacutesicamente de Canadaacute EEUU y Argenshytina en consecuencia el precio de este

middotinsumo bilsico para la Plaboacuteracioacuten de la harina y el pan forma su prcio y su es tructura de mercado m el exterior al igual que la harina y el pan Ya en 1920 el paiacutes importaba unos 62 mil TM de trimiddot go en grano y huina de trigo sin emshybargo los voluacutemenes de importacioacuten de trigo permanecieron maacutes o menos estashybles entre los antildeos 1 H4-48 A partir dtgt 1 1)49 la importacioacuten muestra una tPnmiddot dencia creciente observaacutendose una coincidenlt ia nm los excesos de pro-shyduccioacuten quP en esa eacutepoca s(bull dan en EEUU

Evolucioacuten de la cadena agroalimentaria trigo-harina-pan

El Trigo

La evolucioacuten del ltomercio mundial de productos agrarios en los uacuteltimos antildeos ha sido influenciada por poliacuteticas de protecciacutem a la agricultura principalshymente en los paiacuteses industrializados

El rendimiento productivo de los productores yo exportadores internashycionales es realmente sustltndal Elwnshydimiento del trigo en el PPruacute se ubica en 13 TMHas hastante rltducido tn e omshyparaciacuteoacuten con otros paiacuteses dtbull la regioacuten entre los que resalta Meacutexko por poseer un rendimiento maacutes Jito (49 TMHa) en tanto Ecuador (on solo 06 TM1 fd

DEBATf AcRARto RtiRAI 209

Cuadro No 1 Indicadores Agro Econoacutemicos del Trigo

Antildeo SUpentildetde Cotechada (Has)

19lt)0 81578

1991 102046

1992 70494

1993 84793 1994 102280

1995 98907

1996 116930

1ltJ(7 110961

1998 12J1M

199ltJ 1JJ6lt)4

2000 14670l

2001 145851

Fuente INEI-MINAG-Peruacute

El Peruacute depende de la importacioacuten de trigo para satisfacer la demanda inshyterna de harina orientado a la producshycioacuten de pan y fideos principalmente representado en promedio maacutes del 48 del valor de las importaciones de productos e insumos alimenticios en la deacutecada 1991 2000 El trigo importado tiene como su principal origen al Canashydaacute con el 45 de participacioacuten en las importaciones seguido por Estados Unidos y Argentina Alicorp es la emshypresa con mayor participacioacuten en las importaciones (388Jio del total) seguishydo por Molinera Inca y Carguill Peruacute participan con 123 y 86 respectishyvamente

la condicioacuten de importaacutedor que cashyracteriza al Peruacute ha generado que por deacutecadas la industria molinera nacional se encuentre sujeta a constante intershyvencioacuten del Estado tanto en el mercado de compra de sus insumos cuotas a la importacioacuten de trigo como en la eacutepoca de existencia de ENCI y ECASA que es-

Produccioacuten RendimiE-nto (lM) (TMHas)

99621 122 127046 125

73061 104

108126 u a 127035 124 125048 L26

146152 125 123724 112

145l()() 118 169940 129

189000 129 181800 125

taban supeditados a la capacidaacuted instashylada de la planta) como el control de precios a sus productos en la deacutecada de los ochenta Posteriormente en el marshyco de politica de libre comercio impulshysado por el gobierno de Fujimori a parshytir de 1990 la industria molinera inicioacute un proceso de reestructuracioacuten para adecuarse al nuevo entorno

Este nuevo contexto de libre comershycio bajo el cual se desenvuelve hoy la industria molinera le crea una alta deshypendencia de lo que suceda en el mershycado externo puesto que el origen del trigo para la molienda y posterior promiddot duccioacuten de harina es 99 importado y soacutelo un 1 es nacional que una vez procesados la industria molinera peruashyna vende anualmente en promedio US$ 300 millones directa e indirectamente

El destino de la produccioacuten de harishyna se distribuye un 70 para panificashycioacuten alrededor de 28 del volumen de produccioacuten de harina se emplea (venta indirecta) a la fabricacioacuten de fideos y

210 ECliAIIOK OtIIATf

galletas dentro de las mismas empresas y el 2 deg para el consumo doacutemeacutestico Cashybe resaltar que la mayor parte de la proshyduccioacuten de harina se orienta a Lima desshytinaacutendose principalmente a la paniiicashycioacuten (Ver graacutefico 1)

Por otro lado el hecho de dar un ni-

vcl de proteccioacuten al trigo nacional imshyplica elevar el costo para las empresas molineras lo que lleva a que el trigo reshypresente el 70h del costo de producshycioacuten de la harina disminuyendo de esta tnltmera los maacutergenes de ganancias y por ende la oportunidad de crecer

Cuadro No 2 Precios de los principales derivados del Trigo (US$)

PRODUCTO Hbullrinbull gt------------

(Saco 50 Kg) Bolivi lbOO Colomnbullbull 1517 Ecuador lbOO Venezuel1 2_300 Meacutexim 1350 Chile 1200 Peru 1800

fueme loliacutelica Comerual EXernbull del Trigo Apoyo C onsulloriacutea

middot-------------- ---iexcliexcl(iexcl-iexcl--------Pan (Kg) (Kg) middotmiddot---middot-middot-------- --middotmiddot---------

0-il 057 142 011 010 lUlO 1 () 07h 100 061 OHil 081 l 04 014

--

----

-

---

-

-

--

---

Graacutefico Ndeg 1 Produccioacuten de Harinas Seguacuten Destino

lanificacioacuten

Tomando en cuentil el proceso pru ductivo de las molineras y la cadtnd va lor de la industria molinera podernfJ afirmar que se encuentra verticalmenlmiddot intPgrada considerando entre sus pro

Consumo domeacutestico

Industriales

cesos no soacutelo la molienda de trigo sino tambien la produccioacuten de derivados y distribucioacuten La oferta es eminentemenshyte locl aunque tambieacuten existen empreshysas extranjeras el nivel de competencia

es elevado sobre todo por el exceso en la capacidad instalada (35) y los maacutershygenes por ende son reducidos

El Pan

La panificaci(m requiere harinas de muy buen contenido proteico que aseshyguren el proceso de fermentacioacuten y leshyvado de la masa Actualmente en el mercado se encuentra el pan tradicional (casero) y el pan industrial (de molde) esllt uacuteltimo es demandado en los paiacuteses industrializados yo grandes ciudades del mundo y consumido por los sectores sodales de ingresos altos y medio alto en tanto el pan tradicionl (de piso) es consumido por sectores medios y de bshyjos ingresos Cabe indicar que el consu mo anual peruano de pan tradicional se estimltJ en 70 kg por habitante mientras que el industrializado promedio un 35 kg por hlbitante

La elaboracioacuten de este producto (pan tradicional) demanda entre et SS y el 90Y de ltonsumo interno de huina de trigo para lo distintos paniiacuteicados El agua puPde llegar a representar entrl el 20)( y 30 del producto final y la mashyteria grasa dt origen animal y vegetal de 01deg a 45

Elt importante tambieuron anotar que en la fase de segunda transformacioacuten (caso del trigo y del maiacutez) las unidades agroindustriales tienden a mostrar un alshyto grado de polarizcioacuten en un extremo por el nuacutemero muy reducido de grandes empresas industriales productores de pan de molde o de caja y olra serie de derivados del trigo (Bimbo Unioacuten PYC y otros) que estariacutean respectivamente en el grupo de baacutesicos modernos y de dile-

DftIJ ACRI1-tl() RIIRIl 211

renciacuteados y en el otro por una multipli shycidad de pequentildeas unidades generalshymente micro industrias --muchas de ellas de tipo familiar qll cumplen con frecuencia tanto la funri(m dP segunda transformacioacuten nmm la dtgt comercialishyzacioacuten minorista eJe los productorps que generan

Otro punto de refPFenda importante para el anaacutelisis yo tbullstutlio dtgt la cadena agroalimentaria trigo-harina-pan es el conocer el coacutemo se ha estado proteshygiendo el mercado interno en el marco del comercio PxtPriacuteor pueto que los aranceles vigentes de trigo y derivados pueden afectar de manera importante a la industria molinera es de esperar que en un contlxlo donde el arancel dP la harina y sus derivados se mantienen m un 25 So nean diferenciacuteas importanshytes entre los precios dP los productos fishynales En ese contexto el gobierno sin pretenderlo habraacute sustituido derivados del trigo hecho en el Peruacute por derivados del trigo hechos fuera producieacutendose un arancel redundante

Transmisioacuten de precios en la cadena agroalimentaria trigo-harina-pan

En los modelos de transmisioacuten de precios por lo general se considera los precios de las distintas etapas de la coshymercializacioacuten 1nalizando las relacio nes dinaacutemicas entre el precio al producshytor y el precio al consumidor a traveacutes de un modelo claacutesico de maacutergenes similar 1 la ecuacioacuten de forma reducida de Borshysen 11985) consirlmando ademaacutes el precio de lm insumos de produccioacuten del producto Estos modtbulllos presentan dos limitaciones en primer lugar son

estaacuteticos 1bull pues no permite malizu los ajustes en el corto plazo a lo largo de la cadena de comerCializacioacuten (Kasavan 1992) En segundo lugar suponen impliacuteshycitamente que el precio de los insumos y el precio del productor causan o deshyterminan el comportamiento del precio al consumidor

La solucioacuten a las restricciones antes descritas se da a traveacutes de especificar un modelo VAR el cual permite un anaacutelisis dinaacutemico y no establece a priori cuaacuteles son las relaciones de causalidad exisshytente entre las variables es decir todas las variables son consideradas como enshydoacutegenas La aplicacioacuten de esta metodoshylogiacutea a la transmisioacuten de precios se pueshyde revisar en los trabajos de Babula y Bessler (1990) Babula y Bailey ( 1 99 1 ) B(gtrsen 11985) En todos estos trabajos los modelos son estimados y contrasta-

Max QtQ sa

Donde

dos coosider mdo qutgt las sene son es tacionarias

Transmisioacuten de precios en la cadena agroalimentaria Trigo-Harina-Pan

Para comprender las relaciones de la formacioacuten transmisioacuten de precios y la dinaacutemica en la cadena agroalirnentashyria de la cadena Trigo - Harina - Pan en la economiacutea del Peruacute tomaremos como referencia el modelo desarrollado por Kevoredo ( 1 994) quien analiza el imshypacto de variaciones en los precios inshyternacionales sobre los consumidores En este modelo de precios se considera la relacioacuten del precio internacional del trigo con los precios domeacutestkos de trishygo de la harina y del pan La maximizashycioacuten para la firma que produce harina viene dado por

(1)

=Cantidad demandada de trigo por la empresa monopsoacutenica

= Cantidad demandada de trigo por el poder comprador

= Precio pagado del trigo en el mercado domeacutestico

= Precio de la Harina

Cantidad Producida de t larina

= Costo de importacioacuten de trigo

= Cantidad importada de trigo

la relaciones de causalidad liderazgo no estaacuten rnuy claras en losmercadm agrarios y deshypenden en la mayor parte de las ocasione de la esrruclUra de mercado en cada eslaboacuten de la cadena de comercializacioacuten

DtiiATf ACKARto RutltAL 13

La condicione de primer orden vienen dadas por

P OQH N[ J E12] 11 -- = Piexcl 1 +-o +-o

IXJr E E2

Donde

(2)

(3)

Eo 2 bull Elasticidad precio de la Oferta de trigo ante cambios en la cantidad

demandada del poder comprador

E() 1 bull

Elasticidad precio de la oferta de trigo ante cambios en la cantidad

demandada de la empresa monopsoacutenica

Elaslicidad de la demanda del poder comprador ante cambios en la

cantidad demandada por la empresa monopsoacutenica (Elasticidad Conshy

jetural)

El signo de la elasticidad conjetural pues es loacutegico esperar que un incremenshyto de fa demanda de la empresa monop soacutenica lleve a que el poder comprador disminuya sus adquisiciones de insumo debido a que ello implicariacutea un alza del

N p M Piexcl = Pr

p = [J___J[ 1 1 aM 1 +--+ E2 Eo Eo 1 2

precio recibido por los productores por tanto podriacutea esperarse un valor para fa elasticidad conjetural negativa Resolshyviendo las condiciones de primer orden se obtiene que el precio pagado a los productores de trigo estariacutea dado por

(4)

214 f( UADOK 0EBAI F

Donde

a1 == Coefkienle teacutemko del trigo nacional

a1 Coeficiente teacutecnico del trigo importado

Como corolario interesantt- de la ecuacioacuten dt-1 predo del trigo nacional se observa que la variabilidad del costo de importaciuacuten se transmite directashymente al predo del productor uc trigo

Por otro lado el precio de la harina estaacute asociado a los precios del trigo nashycional e importado Para ello sumando

La ecuacioacuten del precio del pan pueshyde derivarse de la misma manera en funcioacuten del precio de la harina y de las

aunque en un porcentaje menor suposhyniendo que la elasticidad conjetural es menor a uno en valor absoluto y por tanto el valor de 1 se encuentra Pntre O y1

(5)

ambos lados de las condiciones de prishymer orden y despejando el precio de la harina se obtiene

(6)

elasticidades de oferta de la harina y la demanda de pan

(7)

Donde

Piexcl Precio del pan

1+ E H

1 I+shyE1

DHlAil AGfltAKIO RtJKAI 215

E1 Elastiacutecioacutead precio de la demanda del pan

E 11 Elasticidad precio de la oferta de la harina al

Coeficiente teacutecnico de la harina en la produccioacuten de pan

Tenemos que

Si A en la ecuacioacuten (7) es menor a 1 enlonce los cambios en el preshycio de la harina no se reflejan totalmente en el precio del pan y

Si A es iguiexcliexcll o mayor a 1 entonces lo cambiogt en el precio de la hashyrina repercuten maacute fuertemente sobre el mercado del pan

Lo supuesto a considerar en el mo delo son lt) Lo prltsem ilt en el mercado de trigo de una demanda concentrada asiacute como la presencia de produccioacuten nacional e importadoacuten de trigo es deshycir el trigo en el Peruacute es soacutelo un bien imshyportable 5us costos unitario no permishyten exportarlo lo qut conlleva a que la uacutenica demanda a la que se enfrentan lo- productores de trigo es la de la imJuWIacuteil harinera domeacutestica b) lrl demanda por trigo funciona romo demanda coludiacutedlt por tanto en lugar de tomar tgtl precio como dato va a incorporar en su toma

de decisioacuten la curva inversa de oferta de insumo e) la luncioacuten de produn ioacuten de la huina se va a asumir con el fin de sirnpliacuteiiacutecar la modelizacioacuten que depenshyde solamente de los insumos intermeshydios (trigo domeacutestico e importado) y no de los factores de produccioacuten capital y trahaiacuteo Esto fin emhargo no significa que no intervengan en la funcioacuten de produccioacuten diexcl El mercado del Pan se consiacutedtra qtw ambas parte tanto la oferta corno la demandd de hr1rina lic nen cierto poder de meH lflo

216 EnJMXJR DFR11

Evidencia empiacuterica y anaacutelisis de resultamiddot

dos

En esta seccioacuten ltentraremos nuestra atencioacuten en el estudio de los mecanisshymos de transmisioacuten de precios a lo larshygo de la Cadena Agroalimentaria Trigo Harina - Pan para lo cual se haraacute uso de las teacutecnicas de cointegracioacuten Se va a estudiar las relaciones dinaacutemicas de transmisioacuten existentes a partir de la forshymacioacuten del precio del trigo la harina y finalmente el pan

El modelo consta de tres ecuaciones (una para cada producto de la cadena) en las que intervienen las variables preshysentadas en un modelo teoacuterico2 las ecuaciones son de caraacutecter general en el sentidoacute que no asumen a priori los valores de las elasticidades ni el nuacutemeshyro de retardos implicados por la dinaacutemishyca del sistema3 Las tres ecuaciones planteadas pueden verse a continuashycioacuten4

PT = fl (PIT R S) PH = f2 (PT PIT R S) PP = f3 (PH S)

S Salario ReaL R Tipo de Cambio Real

PT Precio del Trigo Domeacutestico en Nuevos Soles Constantes

PIT Precio del Trigo Importado en Doacutelares constantes

PH Precio de la Harina en Nuevos Soles Constantes

PP Precio del Pan en Nuevos Soles Constantes

Cabe sentildealar que las ecuaciones de precios presentados en el modelo empiacuteshyrico no representan sistemas de oftrtas y demandas aunque eacutestos se encuentren impliacutecitos Son maacutes bien ecuaciones de reaccioacuten que muestran como reperushyten en el precio de un bien los cambios en el predo de sus insumos A pesar de no haber sido considerada la mano de obra en el modelo te6rico si se induyoacute en el modelo empiacuterico por participar activamente en la estructuracioacuten de los costos

El estudio se realiza utilizando datos promedios mensuales desde enero de 1990 hasta agosto de 2 002 expresados en soles de 1994 y transformados en loshygaritmos Se utilizoacute la teacutecnica de cointeshygracioacuten multivariados desarrollados por johansen (1988) y Stock Watson (1988) El propoacutesito de estos test es especificar y estimar el nuacutemero de vectores de coinshytegracioacuten (r) existentes en un conjunto de variables (p) con rltp pudieacutendose

2 Se parte de la idea que la modelizacioacuten completa de toda la informacioacuten proporcionada por un mercado es imposible de realizar y no es esencial para comprender las relaciones de precios

3 En tal sentido el marco teoacuterico presentado debe ser considerado como un marco de refeshyrencia en la medida que no dice nada acerca por tjernplo del manejo de inventarios o de la estacionalidad en la produccioacuten de harina y del pan

4 Todas las variables se encuentran en logaritmos

presentar tres casos a) Si el rango r=p se puede decir que el vector es estacioshynario b) Si el rango rO entonces estashymos ante la presencia de un proceso vectorial autorregresivo irrestriacutecto y e) Finalmente rltp en este caso r indica la cantidad de vectores de cointegracioacuten que existe en el sistema De esta forma el n(Jmero de vectores de coiacutentegracioacuten se corresponde con el nuacutemero de relashyciones funcionales independientes exisshytentes entre las variables

En lo que a estabilidad parameacutetrica se refiere el modelo seraacute evaluado por el test de coeficientes recursivos la estashybilidad estructural de los residuos de las regresiones se verificaraacute mediante la sushyma acumulada de cuadrados de los resishyduos recursivos la prueba de autocorreshylacioacuten del residuo se evaluaraacute con el test del Multiplicador de lagrange baiacuteo la hipoacutetesis nula 11no autocorrelacioacuten la heterocedasticidad middotde la ecuacioacuten de corto plazo se evaluarltiacute con el test de White la normalidad de los errores se evaluaraacute con el test de )arque Bera

Anaacutelisis de estacionariedad de las series

Previo al anaacutelisis de estacionariedad de las series se procedioacute a uniformizar los datos para lo cual todos fueronmiddot de-

DmATF AGRARIO RURAL 217

flactadm con un mismo iacutendice ( 1994) luego se procedioacute a tomar el logmiddotaritmo a las series con el fin de reducir la estaciacuteoshynariedad de la varianza semiddot evaluoacute la presencia de raiacutez unitaria de las series del modelo bajo la hipoacutetesis 1 (1) vs 1(0) para lo cual se recurri6 a los tests Oickey Fuller (Of y ADF ) y Phillips y Perron para niveles de rezago de 1 hasmiddot ta 4 de las variables del modelo obsershyvaacutendose que en valor absoluto son infeshyriores al valor criacutetico pua un nivel de significancia del 5Yo aceptaacutendose la hishypoacutetesis nula de existencia raiacutez unitaria o no estacionariedad de las variables de estudio sin embargo en aacutelguno casos estos resultados soacutelo incluyen constanshyte tendencia y en otros no incluyen constante ni tendencia Tambieacuten se evashyluoacute las series

diferenciadas (DPT OPIT

OPH DPP DR DS) baiacuteo la hipoacutetesis 1 (1) vs 1(2) observaacutendose que en todoacutes los casos se rechaza la hipoacutetesis nula de la existencia de dos ralees unitarias (es decir las series en pri111eras diferenias son estacionarias) concluyeacutendose que las Vdriableo del modelo SOn integradas de orden 1 es decir son 1 (1) y por tanshyto debe contrastarse la posibleacutemiddot presenshycia de relaciones de equilibrio a largo plazo entre las mismas (esto esr si coinshytegran) ver cuadro 3

TEST PT PIT

DF 1 e -297 -236

T 1

-321 -259

N -094 -095 4DF(2) 1 e 1 -233 - 231 T 1 -250 -255 N -081 -092 4Df(3) e -29 4 -231 T -3 04 -245

N -107 -103

ADF(4) e

1 -320 -200

T -333 -222 -1 11 -089 PP(2) e -305 -226 T -318 -233 N 1 -081 -1 09

PP(3) e -306 -229

T -321 -238 N 111 -108 PP(4) e -313 -229

T -329 -238

1 N -1 11 -109

PH pp

-267 -361 -272 -669 -129 -049

-306 -293

-327 -666 -122 -031

-317 -248 -370 -787 -096 -010

-399 -207 -402 -439 -170 -093

-399 -294 -411 -450 -1 74 -074

-405 -290 -424 -4A3 -171 -074

-403 -278 -422 -426 -1 73 -074

IR 1

-283 -316 -079

-315

-304 -132

-406

-395

-157

-453

-417 -190

-345 -372 -110

-351 -382 -111

-347 -380 -110

Cuadro No 3 Prueba de raiacutez unitaria

S DPT DPIT

-077 -1l04 -734

-266 -1100 -732 middotDIO -1107 -735

-076 -710 -669 -267 -710 -669 012 -i 11 -669

-059 middot57i -632 -269 -577 -630 023 -5 77 -632

-084 -619 -554

-300 -621 -551 004 -619 -557

-082 -1211 -898 -249 -1207 -896 013 -1215 -900

-076 -12 13 -894

1 -246 -1208 -892 017 -1217 -896

1 -079 -1211 -886

J -247 -1207 -884

016 -1215 -888

DPH

-8 10 -810 -810

-574

-571 -575

-671 -680 -666

-641 -658 -631

1 -1615 -1619

1 - 1595 1 -1593

1 -1596

- 1596

-15 95

-1597

VC Valor Criro Oif Dfterencias

DPP DR

-903 -1199

-9()3 -1202 -906 middot1200

-979 -769 -988 -778 -983 -767

-827 -6 1 5

-817 -836 -829 -808

-838 -1025 -825 -1096 -832 -1002

-840 -1539

-838 -1534

-844 -15 44

-831 -1535 -828 middot1 5 30 -835 -1539

-822 - 1543 -820 -1538 -826 -1547

C incluye ronstantc T incluye constante y tendencia i No incluye conStante ni tendencia los nuacutemeros entre parentests indiacutecan el nuacutemero de rezagos del contraste de raiz unitaria

os

-899 910

-901

-608 -824 -609

-567 -5 83

-567

-503 -516 -503

-1345

-1355

-1348

1 349

-1 361 -1352

-1346 -1359

- 1349

VC 5 1 VC Soo Nivel Dlf

-288 -288 -344 -344 -194 -194

-288 -288 -344 -344

-194 -194

-268 -288 -344 -344

-194 -194

-288 -288 -344 -344

-194 -gt94

-288 -288 -344 -344

-194 -194

-288 -288 -344 i -344

-194 iexcl -194

1 -288 -288 -344 -344

-194 - 194 1

N -00 m () e gt

Cl m iexcl m

Ecuaciones a largo plazo

Una vez contrastada la posiblEbull preshysencia de relaciones de equilibrio a larshygo plazo y para verificar la hipoacutetesis de cointegracioacuten (especificacioacuten de largo plazo del modelo) se aplicoacute el enfoque de maacutexima verosimilitud propuesto por Johansen pues se trata de deterrninilr si calJa precio responde a sus propios facshytores determinantes o bien si los precios responden a un conjunto de factores coshymuneacutes Cabe anotar que los coeficientes estimados representan las elasticidades de cada una de las variables que particishypan en el modelo

Para realizar este anaacutelisis partimos de las tres ecuaciones del modelo empiacuteshyrico iniciando el estudio con el caso de 1 ECUACION DEL TRIGO En este cashyso el test de Johansen nos indica que a un nivel de significancia del so la hipoacuteshytesis nula de cointegracioacuten (cero vectoshyres de cointegracioacuten) es fuertemente reshychazada pues el valor calculado del log likelihood ratio es mayor que el vashylor criacutetico mientras la hipoacutetesis de uno o maacutes vectores de cointegracioacuten es

DHltiacutefF ACRARO RURAl 219

aceptad en contra la alternante de la estacionalidad de las series (Log likelishyhood ratio lt valor criacutetico) Establecienshydo una representacioacuten de largo plazo asumiendo una tendencia lineal con inshytercepto y no tendenda asumiendo dos rezagos

En el modelo al no existir variables exoacutegenas propiamente dichas la ecuashycioacuten estimada tiene una interpretacioacuten diferente a la de un modelo economeacutetrishyco en ese sentido los paraacutemetros explishycan coacutemo cada variable evoluciona en el tiempo conociendo losvaloresen el pasado La ecuacioacuten de cointegracioacuten de largo plazo obtenida por el procedishymierilo del test de Johansen nos permite afirmar que el mercado del trigo en el Peruacute para el periacuteodo 1990 2002 se encuentra integrado y que los precios se mueven en la misrna direccioacuten es decir que cualquier variacioacuten en uno de los precios se transmite perfectamente en el largo plazo

A continuacioacuten presentamos la ecuacioacuten de largo plazo que explica el comportamiento del precio delmiddot trigo y sus determinantes

PT = 1161148 + 0324815PIT + 01917825 + 1016678R

Siacute bien con el modelo estimado no es posible realizar un anaacutelisis estructural en el sentido de determinar el efecto de un cmbio exoacutegeno en una variable deshypendiente podemos afirmar que una variacioacuten futura del10 en el precio inshyternacional del trigo provoca una variashycioacuten del 33 en el precio nacional del trigo una variacioacuten del 1 0 del salario provocJ una variacioacuten del 1 9 en el

precio nKiacuteonal del trigo y una variashycioacuten del 10 del tipo de cambio provoshyca una variacioacuten del 1 03 en el precio nacional del trigo mostrando una mashyyor elasticidad y por lo tanto una mayor influencia en el precio nacional del trishygo

los resultados nos permiten afirmar que el precio del trigo es altamente senshysible d la fluctuacioacuten del tipo de cambio

llO El UADOR DEHAH

(R) porque en un pars donde se depenshyde de las importaciones es loacutegko que todos los preCios nacionales sean afecshytados al tipo de cambio y al precio inshyternacional del trigo (PIT) sin embargo menos sensible a la variacioacuten del salaacuteshyrio explicado baacutesicamente por los bajos niveles salariales observados en el peshyriodo de estudio y muy probablemente debido a que el salario promedio de la economfa no ridleja de manera muy daacutera la evoluCioacuten del salario sectorial

middotEn el caso de la ECUACION OE LA HARINA el test de Johansen nos sugiere

la presencia de al meacutenos 3 o 4 vectores de cointegradoacuten asumiendo una tenshydencia lineal con interceptomiddot y no tenshydencia asumiendo cinco rezaacutegos La ecuacioacuten de coiacutentegracioacuten de largo plashyzuacute middotobtenida por el procedimiento del test de Johansen nos permitemiddot afirmar que el mercado de harina en el Peruacute pashyra el periodo 1990 2002 se ericuacuteentra integrado y que los precios se mutven en la misma direccioacuten es dedr que cualquier variacioacuten en uno de ellos se transmite perfectamente en el largo plashyzo

PH = 1098373+0613481PT+0937578PIT +0291280S+1892649R

Podemos afirmar que una variadoacuten futura del 1 O en Efl preciacuteonacional del trigo provltgtca una variacioacuten del 61 en el precio de la harina una variacioacuten del 1 OYo del precio internacional del trigo provoca una variacioacuten del 938 en el precio de la harina una variacioacuten del 1 0 en el salario proyoca una variacioacuten del 29 en el precio de la harina y una variacioacuten del 10 del tipo de cambio provoca una variacioacuten del 189 en el precio de la harina

Los resuiIacuteados indican que el precio de la harina es altamente sensible a L fluctuacioacuten del tipo de cambio (R) y al precio internacional del trigo (PIT) debishydo a las riexcliexclzones descritas en el caso del trigo pero menogt sensible a la variacioacuten del precio nacional del trigo por particishypar eacutesle en la industria molinera en un

porcentaje miacutenjmo (1) y tambieacuten al salario

finalmente para el caso de la ECUAmiddot CION OEL PAN el test de johmsen nos indica q11e a un nivel de significancia del 5 la hipoacutetesis nula de cOintegrashycioacuten (cero vectores de uuntegradoacuten) A continuacioacuten presentamos la ecJJacioacuten de largo plazo que explica el comportashymiento del precio del pan y sus determishynantes asumindo una tendencia lineal con intercepto y tendencia asumiendo tres rezagos podemos concluir que el mercado del pan en el Peruacute para el peshyriacuteodomiddot 1990 2002 se encuentra inteshygrado y los precios se mueven en la misshyma direccioacuten es decir que cualquier vashyriacioacuten en uno de los precios se transmishyte perfectamente e el largo plazo

DmATf AGRAIltIltJ RuRAL 221

LPP = 2123831+0373068LPH+0015014LS+ 00019681

Con los resultados riel modelo estishymadaacute podemos afirmar ciexclue una varia doacuten futura del 10 en el precio de la harinlt1 provoca una variacioacuten del 37 en el precio del pan y una variacioacuten del l 0 del salario provoca una variacioacuten del 02V en el precio del pan

lus resultados nos permiten afirmar que el precio del pan es altamente senshysible iexcliexcl la fluctuacioacuten del predo de la harina (ligtH) es loacutegico porque es su principal insumo y poco sensible al sashylario por ser eacutesta una variable que se ha caracleacuterizado por presentar bajosniveshyles dtbido baacutesicamente a la inestabilishydad laboral propios de la liberalizacioacuten de mercado asumida a partir de 1 99 1 y probablemente porque el sa ario promeshydio no refleja claramente la evolucioacuten del salario senorial

Ecuaciones de corto plazo

Una vez verificada la nliacutentegfacioacuten se

ellmoacute el Modtgtlo de Correcooacuten de Errores (Mecanismo de Correccioacuten de

frrores MCfl como una forma de remiddot presentar la transmrsioacuten de precios en el

mercado peruano de la Cadena Agroalishymentaria Trigo t-lariha Pan en el cor-

ro plazo Tal como se desprende del teoshy

rema de Represenldcioacuten de Granger dashy

do rue el mecanismo de transmisioacutenmiddot de

precios cointegra tambieacuten tiene una reshypresentalti()n de correccioacuten de errores

Hay que recordar que el MCES estishyma una relacioacuten en diferencias inclushyyendo como regresores las diferencias rezagadaacutes de las variahles dependie_nmiddot tes los valores rezagados de las variashybles independientes y un teacutermino de coshyrreccioacuten de errores que representa el error de eciexcluilibrio o residuo de la ecuacioacuten de cointegracioacuten (rezagada un periodo) En tste sentido el teacutermino de correccioacuten de errores intuitivamente se interpreta como el atractor hacia el cual converge la dinaacutemica de corto plashyzo pues mide el grado en que la relashycioacuten de largo plazo estaacute fuera de equilishybrio

En ese contexto para el caso del mercado yo ECUACION DEL TRIGO podemos afirmar que alrededor del 225 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plazo en el mercadomiddot peshyruano de la Cadena Agroalimentaria Trishygo - lirina -middot- Pan durante el antildeo (t l ) son corregidos en el siguiente periacuteodo

5 En lo que a estabilidad parameacutetrica se refiere el modelo fue evaluddO por el test de coeshyficientes recursivos la estabilidad estructural de lo residuos de las regresiones se verifishycaraacute mediante la suma acumulada de cmiddotuadrados de los Hsiduos recursivos la prueba de autmurrelaciacuteoacuten del residuo se evaluara con el test del Multiplicador de 1 agrange bajo la hipoacutetesis nula no autocorrelaciacuteoacuten la hereroceddsltciacutedld de la ecuacioacuten de corto plazo se evaluaraacute con el test de White la normalidad de lo errores se evaluaraacute con el test de arque Bera

222 EcuADOR DEBATF

DP1 bull 022425(0324815PITtt-1l+ Ol9118lS(I I)+ 1016678Roaiexcl)+ 0389843DPT(IIl bull 0234271 DPT(tmiddot1l OIOI I85DPITltt-1)0094671 DPITltt-1)00071 71 D8ct-ar0005522DS t-1iexcl+021 2301 DRo arO 1 09086Du)

R ajustado 055

Durbiacuten Watsonc 1 80

Test lM ( 1 ) 00001

]arque y Bera 2 1 4864 log l ikeliacutehood 27424 Schwarz - U5

Ademaacutes ten len do la ecuacioacuten de corto plazo presentado podemos conshycluir que el efecto de las variaciones en el precio internadon a l del trigo (PIT) el 5a laacuterio (S) y el ti po de cambio (1) sobre los cambios del predo naciacuteonal del trishygo (PT) no son persigttentes porque su estructura de rezagos es del oacuterden 2 Asi por ejemplo una variacioacuten del 1 OYo en el PT se explica por una variaacutedoacuten del orden de 389 en un periacuteodo a nte r ior (t- 1 ) y una cafda de su propio pre c io del orden del 2 3 en dos periacuteodos anteriores (t-2) Una variacioacuten del l O en el PIT explica la caiacuteda del PT en 1 0 1 en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden 09 en 0-2) Una variacioacuten del 1 01

DERegresioacuten 004

F Estadfst ico 1 6 1 8 1Pst ARCH (2) 063 Test de White 00001

Akaik1 355 n 1 4

del S expl ica la caiacuteda del PT en 0071 en el periodo (t- 1 ) y 005 en el periacuteoshydo (t-2) Finalmente una variacioacuten del 1 OYo del R explica Ulla variacioacuten de 21 2 en PT en el periacuteodo (t 1 ) y una

middot caiacuteda del 1 09Yltgt en el periacuteodo (t-2) conduyendo que el precio middotnacional del trigo es maacutes sensible a la va riacuteacioacuten de sus propios prec ios y al tipo de cambio

la dinaacutemica de corto plazo para el caso de la ECUACION DE LA HARINA podemos afirmll que a lredPdor del 1 78 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plato NI el middot mercado peshyruano de la cadena Agroalimentcria Trishygo - HaririJ Pan durante el antildeo t- 1 son corregidos en el siguiente

DPiexcl bull - 0017808 (061348lPT(I-tiexcl+0937578PIT1t-1iexcl+0l91l80Siexclt-iexcl + 189264R (l-a+02309l ODPD(I-tr007392DPHiexcl_Jiexcl+024459DPH1aJiexcl- 034051 DPH1gt + Ot55682DPHiexcl5)+ OU330DPT1 ar0234387DPT(I-n- 0075t4DPT1tJ)+000402DPTltt-ltll -004230PT1u1 +008083DPIT (1-1) 003396DPrr1 21+ 003192DPITlttJr000 l 02DPIT H + 006209DPIT1_siexcl-OOIS96D8tt-tr000307DSiexcl_1l +007802DSiexcltJl+0071 t l DS1004498DS (t-)+056287D_oOl469DRo-aiexcl+0375226DaJ)+006ll9Dt-ltll+034534Dt-5)

R ajustado 081 DERegresiacuteoacuten 002 Durbin Watnn 1 66 F Estadiacutestico 2 1 47 Test lM 25) 0064 Test ARCH (3) 036 ]arque y Bera 7856 Test de White 001 3 Log l ikel ihood H880 AkaikP 427 Schwarz 372 n 1 46

Entonces teniendo la ecuacioacuten de cor1o plazo podemos decir que el efecshyto de las variaciones en el precio nacioshynal del trigo (PT) precio internacional del trigo (PIT) el salario (S) y el tipo de cambio (R) sobre los cambios del preshycio de la harina (LPH) son relativamenshyte persistentes porque su estructura de rezagos es del orden 5 En el caso de una variacioacuten del 1 0 en el PH se exshyplica por una variacioacuten de 231 en su propio precio un periacuteodo antes (t- 1 ) y 156 en cinco periacuteodos anteriores (t-5) tras experimentar caiacutedas en el segundo y cuarto periacuteodos anteriores Una variashycioacuten del 1 0 en el PT se explica por una variacioacuten riel orden de 123 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1) y una caiacuteda del orden del 064 en cinco periacuteodos anteriores (t -5) Una variacioacuten del 1 0 en el PIT explica la variacioacuten del precio Je la harina en 081 en el

DfHATE AGRARIO RuRAL 223

middot periacuteodo (t- 1) y del orden 062 en (t-5) Una variacioacuten del 10 del salario explishyca la caiacuteda del precio de la harina en 016 en el periacuteodo t- 1 ) y 045 en el periacuteodo (t-5) y una variacioacuten del 1 0 del tipo de cambio explica una variashycioacuten de 563 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden de 345 en el periacuteodo (t-5) lo que nos hace conshycluir que el precio de la harina es maacutes sensible a las variaciones del tipo de cambio y a la variacioacuten de su propio pmcio

En el caso de la ECUACION DEL PAN podemos afirmar que alrededor del 59 16 de las desviaciones (de la relacioacuten de largo plazo) en el mercado peruano de la Cadeniexcliexcl Agroalimentaria Trigq Harina - Pan en la ecuacioacuten del pan durante el antildeo (t- 1 ) son corregidos en el siguiente

DP=-6591576(0373068PH11tiexcl+OOI50141bull1r0001 968T+022l79DPP111 -00434SDPPiexclziexcl+002807 D PPiexclbull-lr00723DPH11bull11+006 1 01 DPII1_z1-0 1 1 026DPHiexcl1-Jiexcl -004068DSII-ti000948D1-ziexcl + 003 122DS11Jiexcl

K ajustado 08 1 Durbin Watson 1 69 Test LM (25) 0 1 4 ]arque y Hera 1 4825 Log iikelihood 35677 Schwaa - 445

Los resultados de la ecuacioacuten de corto plazo permiten afirmar que el efeCto de las variaciones eu el precio de la harina (PH) y el salario (S sobre los cambios del precio del pan (LPP) no son persistentes porque u estructura de rezagos es del orden 3 por ejemplo una variacioacuten del 1 0 en el PI se expl i -

DERegresioacuten 002 F Estadiacutestico 4806 Test ARCH (2) 01 9 Test de White 0008 Akaike - 467 n 1 48

ca por una variacioacuten del orden de 224 en un periacuteodo anterioacuter (t- 1 ) y 028 de su propio precio etbull tres periacuteoshydos anteriores (t-3) tras experimentar una caiacuteda en el periacuteodo (t-2) Una variashycioacuten del 1 0 en el LPH explica la caiacuteda del IP en 073 en el periacuteodo (t- 1 y del orden de 1 10 en (t-3) y una varia-

224 ErUA10R DFfiAfE

cioacuten dei 1 0 del S explka la ralda del LPP en 041 Yo en El periodo lt- 1 ) y 03 1 u en el periacuteodo (t-3) concluyen do que el precio del pan es maacutes sensible a la variacioacuten de su propio precio y al precio de la harina

Funciones de impulso - respuesta y desshy

composicioacuten de la varianza

Los modelos estimados no pueden ser ana lizados como modelos econoshymeacutetricos tradic ionales en tal sentido a continuacioacuten procedemos a analizar las illterrelaciones entre las variables que lo fotman exa minando )os eftos de shocks sobre la evaluacioacuten en el t iempo de-las variables para lo cual se haraacute uso del anaacutelisis de las funciones de impu lsltJ middot-e respuesta de los modelos est imados no sin 1ntes mencionar que la metodoshylogiacutea de los vectores autorreiexcliexclresiacutevos reshyquieren de la aplicacioacuten de un test que

nos permita los rezagos oacutept imos (JUf ya se dettgtrmin6 en 2 para la cuacioacuten del trigo 5 para la ecuacioacuten de la harina y 3 para Id ecuacioacuten del pan del mismo modo requiere la aplicacioacuten dPI test de causalidad de Granger a traveacutes del cual se va iexcl hacer una correcta ordeniexcliexclciacuteoacuten de las variables en liexcliexcls ecuaciones Inishyc ia lmente tenemos la ecuac ioacuten del trigo y cuya ordenacioacuten de variables fue el salario (S) el precio naclonal del trigo (PT) el tipo de C ilmbio (R) y el precio in middot ternacional del trigo (PIT) middot

A partir d( las relac iones estimadas en la ECUACION OH TRIGO se proceshydioacute a simular tanto los efectos de una

middot var iacioacuten en el precio nacional del trishygo precio internacional del trigocomo del t ipo de cambio y el salario obteshyn ieacutendose cpmo resultados cuatro esceshynarios que son resumidos a continuashycioacuten en el graacutefico 2

Graacutefico NIJ 2 Fnd6fi llflalsoacute Res de la Ec11iexcliexcldoacuten 1 irrgo middot middot iexcl 1 bull - - bull

a) Respo-e of PT iu One S D lnJuwatioshyon4 --------------==========------

=1

0 03

0 02

0 00

- 0 0 1

- O Ol - a middot 4

1 4 G 8 10 iexcliexcl

Q e a a

14 16

i

18 JO

IJERAH A(RARIO RURAl 225

h) Response ofPIT fa 011e SD btnovations

o os

0 06 -ixmiddotmiddot iexclmiddot-middot J_middotmiddotmiddot

-- _ L (t bullbull bull Jmiddotmiddotmiddotmiddot-irmiddotmiddotmiddot- - middot M---f_ __ _ ____ iquest __ J -

0 (14

r) Respeue of S to One SD lmunraiiacuteou

0 10

o os

0 06

0 04

0 1)2

0 00

bull OOJ 4 14

--middot-middot S --Jo- R

1oacute 18 20

208 En IAOOR IJmAH

mercado de Jiexcl compltlencia desleal del mercado externo y algunas fluctuacioshynes han tratado de establecer diversos mecanismos tales como la estabilizashycioacuten del precio del producto tratando wn ello de aislarlo de cambios bruscos en el corto plazo a traveacutes del establecishymiento de precios tnaacuteximos precios miacuteshynimos bandas de precios subsidios o aranceles seguacuten la duracioacuten y origen de la inestabilidad

En el Peruacute la apertura comercial (lishyberalizacioacuten de los mercados) h1 siJiexclni middot

ficado una decadencia de los niveles de seguridad alimentaria del paiacutes ya que permitioacute qult los alimentos importados aumenten su presencia en fa estructura de la canasta baacutesica alimentaria provo cando que en la mayoriacutea de los casos sea el mercado externo quien determina el precio final de los productos nacionashyles a traveacutes de las cadenas de transmishysioacuten como es el caso de la Cadena Agroalimentariacutea Trigo - Harina - Pan como resultado se tiene que la Balanza Comercial Agroalimentaria es deficitashyria

En estas condiciones el agro peruashyno revela una tendencia a un crecimienshyto poco equilibrado donde algunos productos crecen a tasas relativamente altas mientras que otros siguen estancashydos y van perdiendo presencia en los mercados nacionales tal es el caso del trigo que a la vez presenta una baja rentabilidad en el conjunto de la proshyduccioacuten agriacutecola influyendo en los inshygresos de las familias campesinas Esta situacioacuten obliga a depender de las im-

portariones para lt-ubrir la brecha que se genera por ejemplo el trigo que abas IEce la demanda interna es importado baacutesicamente de Canadaacute EEUU y Argenshytina en consecuencia el precio de este

middotinsumo bilsico para la Plaboacuteracioacuten de la harina y el pan forma su prcio y su es tructura de mercado m el exterior al igual que la harina y el pan Ya en 1920 el paiacutes importaba unos 62 mil TM de trimiddot go en grano y huina de trigo sin emshybargo los voluacutemenes de importacioacuten de trigo permanecieron maacutes o menos estashybles entre los antildeos 1 H4-48 A partir dtgt 1 1)49 la importacioacuten muestra una tPnmiddot dencia creciente observaacutendose una coincidenlt ia nm los excesos de pro-shyduccioacuten quP en esa eacutepoca s(bull dan en EEUU

Evolucioacuten de la cadena agroalimentaria trigo-harina-pan

El Trigo

La evolucioacuten del ltomercio mundial de productos agrarios en los uacuteltimos antildeos ha sido influenciada por poliacuteticas de protecciacutem a la agricultura principalshymente en los paiacuteses industrializados

El rendimiento productivo de los productores yo exportadores internashycionales es realmente sustltndal Elwnshydimiento del trigo en el PPruacute se ubica en 13 TMHas hastante rltducido tn e omshyparaciacuteoacuten con otros paiacuteses dtbull la regioacuten entre los que resalta Meacutexko por poseer un rendimiento maacutes Jito (49 TMHa) en tanto Ecuador (on solo 06 TM1 fd

DEBATf AcRARto RtiRAI 209

Cuadro No 1 Indicadores Agro Econoacutemicos del Trigo

Antildeo SUpentildetde Cotechada (Has)

19lt)0 81578

1991 102046

1992 70494

1993 84793 1994 102280

1995 98907

1996 116930

1ltJ(7 110961

1998 12J1M

199ltJ 1JJ6lt)4

2000 14670l

2001 145851

Fuente INEI-MINAG-Peruacute

El Peruacute depende de la importacioacuten de trigo para satisfacer la demanda inshyterna de harina orientado a la producshycioacuten de pan y fideos principalmente representado en promedio maacutes del 48 del valor de las importaciones de productos e insumos alimenticios en la deacutecada 1991 2000 El trigo importado tiene como su principal origen al Canashydaacute con el 45 de participacioacuten en las importaciones seguido por Estados Unidos y Argentina Alicorp es la emshypresa con mayor participacioacuten en las importaciones (388Jio del total) seguishydo por Molinera Inca y Carguill Peruacute participan con 123 y 86 respectishyvamente

la condicioacuten de importaacutedor que cashyracteriza al Peruacute ha generado que por deacutecadas la industria molinera nacional se encuentre sujeta a constante intershyvencioacuten del Estado tanto en el mercado de compra de sus insumos cuotas a la importacioacuten de trigo como en la eacutepoca de existencia de ENCI y ECASA que es-

Produccioacuten RendimiE-nto (lM) (TMHas)

99621 122 127046 125

73061 104

108126 u a 127035 124 125048 L26

146152 125 123724 112

145l()() 118 169940 129

189000 129 181800 125

taban supeditados a la capacidaacuted instashylada de la planta) como el control de precios a sus productos en la deacutecada de los ochenta Posteriormente en el marshyco de politica de libre comercio impulshysado por el gobierno de Fujimori a parshytir de 1990 la industria molinera inicioacute un proceso de reestructuracioacuten para adecuarse al nuevo entorno

Este nuevo contexto de libre comershycio bajo el cual se desenvuelve hoy la industria molinera le crea una alta deshypendencia de lo que suceda en el mershycado externo puesto que el origen del trigo para la molienda y posterior promiddot duccioacuten de harina es 99 importado y soacutelo un 1 es nacional que una vez procesados la industria molinera peruashyna vende anualmente en promedio US$ 300 millones directa e indirectamente

El destino de la produccioacuten de harishyna se distribuye un 70 para panificashycioacuten alrededor de 28 del volumen de produccioacuten de harina se emplea (venta indirecta) a la fabricacioacuten de fideos y

210 ECliAIIOK OtIIATf

galletas dentro de las mismas empresas y el 2 deg para el consumo doacutemeacutestico Cashybe resaltar que la mayor parte de la proshyduccioacuten de harina se orienta a Lima desshytinaacutendose principalmente a la paniiicashycioacuten (Ver graacutefico 1)

Por otro lado el hecho de dar un ni-

vcl de proteccioacuten al trigo nacional imshyplica elevar el costo para las empresas molineras lo que lleva a que el trigo reshypresente el 70h del costo de producshycioacuten de la harina disminuyendo de esta tnltmera los maacutergenes de ganancias y por ende la oportunidad de crecer

Cuadro No 2 Precios de los principales derivados del Trigo (US$)

PRODUCTO Hbullrinbull gt------------

(Saco 50 Kg) Bolivi lbOO Colomnbullbull 1517 Ecuador lbOO Venezuel1 2_300 Meacutexim 1350 Chile 1200 Peru 1800

fueme loliacutelica Comerual EXernbull del Trigo Apoyo C onsulloriacutea

middot-------------- ---iexcliexcl(iexcl-iexcl--------Pan (Kg) (Kg) middotmiddot---middot-middot-------- --middotmiddot---------

0-il 057 142 011 010 lUlO 1 () 07h 100 061 OHil 081 l 04 014

--

----

-

---

-

-

--

---

Graacutefico Ndeg 1 Produccioacuten de Harinas Seguacuten Destino

lanificacioacuten

Tomando en cuentil el proceso pru ductivo de las molineras y la cadtnd va lor de la industria molinera podernfJ afirmar que se encuentra verticalmenlmiddot intPgrada considerando entre sus pro

Consumo domeacutestico

Industriales

cesos no soacutelo la molienda de trigo sino tambien la produccioacuten de derivados y distribucioacuten La oferta es eminentemenshyte locl aunque tambieacuten existen empreshysas extranjeras el nivel de competencia

es elevado sobre todo por el exceso en la capacidad instalada (35) y los maacutershygenes por ende son reducidos

El Pan

La panificaci(m requiere harinas de muy buen contenido proteico que aseshyguren el proceso de fermentacioacuten y leshyvado de la masa Actualmente en el mercado se encuentra el pan tradicional (casero) y el pan industrial (de molde) esllt uacuteltimo es demandado en los paiacuteses industrializados yo grandes ciudades del mundo y consumido por los sectores sodales de ingresos altos y medio alto en tanto el pan tradicionl (de piso) es consumido por sectores medios y de bshyjos ingresos Cabe indicar que el consu mo anual peruano de pan tradicional se estimltJ en 70 kg por habitante mientras que el industrializado promedio un 35 kg por hlbitante

La elaboracioacuten de este producto (pan tradicional) demanda entre et SS y el 90Y de ltonsumo interno de huina de trigo para lo distintos paniiacuteicados El agua puPde llegar a representar entrl el 20)( y 30 del producto final y la mashyteria grasa dt origen animal y vegetal de 01deg a 45

Elt importante tambieuron anotar que en la fase de segunda transformacioacuten (caso del trigo y del maiacutez) las unidades agroindustriales tienden a mostrar un alshyto grado de polarizcioacuten en un extremo por el nuacutemero muy reducido de grandes empresas industriales productores de pan de molde o de caja y olra serie de derivados del trigo (Bimbo Unioacuten PYC y otros) que estariacutean respectivamente en el grupo de baacutesicos modernos y de dile-

DftIJ ACRI1-tl() RIIRIl 211

renciacuteados y en el otro por una multipli shycidad de pequentildeas unidades generalshymente micro industrias --muchas de ellas de tipo familiar qll cumplen con frecuencia tanto la funri(m dP segunda transformacioacuten nmm la dtgt comercialishyzacioacuten minorista eJe los productorps que generan

Otro punto de refPFenda importante para el anaacutelisis yo tbullstutlio dtgt la cadena agroalimentaria trigo-harina-pan es el conocer el coacutemo se ha estado proteshygiendo el mercado interno en el marco del comercio PxtPriacuteor pueto que los aranceles vigentes de trigo y derivados pueden afectar de manera importante a la industria molinera es de esperar que en un contlxlo donde el arancel dP la harina y sus derivados se mantienen m un 25 So nean diferenciacuteas importanshytes entre los precios dP los productos fishynales En ese contexto el gobierno sin pretenderlo habraacute sustituido derivados del trigo hecho en el Peruacute por derivados del trigo hechos fuera producieacutendose un arancel redundante

Transmisioacuten de precios en la cadena agroalimentaria trigo-harina-pan

En los modelos de transmisioacuten de precios por lo general se considera los precios de las distintas etapas de la coshymercializacioacuten 1nalizando las relacio nes dinaacutemicas entre el precio al producshytor y el precio al consumidor a traveacutes de un modelo claacutesico de maacutergenes similar 1 la ecuacioacuten de forma reducida de Borshysen 11985) consirlmando ademaacutes el precio de lm insumos de produccioacuten del producto Estos modtbulllos presentan dos limitaciones en primer lugar son

estaacuteticos 1bull pues no permite malizu los ajustes en el corto plazo a lo largo de la cadena de comerCializacioacuten (Kasavan 1992) En segundo lugar suponen impliacuteshycitamente que el precio de los insumos y el precio del productor causan o deshyterminan el comportamiento del precio al consumidor

La solucioacuten a las restricciones antes descritas se da a traveacutes de especificar un modelo VAR el cual permite un anaacutelisis dinaacutemico y no establece a priori cuaacuteles son las relaciones de causalidad exisshytente entre las variables es decir todas las variables son consideradas como enshydoacutegenas La aplicacioacuten de esta metodoshylogiacutea a la transmisioacuten de precios se pueshyde revisar en los trabajos de Babula y Bessler (1990) Babula y Bailey ( 1 99 1 ) B(gtrsen 11985) En todos estos trabajos los modelos son estimados y contrasta-

Max QtQ sa

Donde

dos coosider mdo qutgt las sene son es tacionarias

Transmisioacuten de precios en la cadena agroalimentaria Trigo-Harina-Pan

Para comprender las relaciones de la formacioacuten transmisioacuten de precios y la dinaacutemica en la cadena agroalirnentashyria de la cadena Trigo - Harina - Pan en la economiacutea del Peruacute tomaremos como referencia el modelo desarrollado por Kevoredo ( 1 994) quien analiza el imshypacto de variaciones en los precios inshyternacionales sobre los consumidores En este modelo de precios se considera la relacioacuten del precio internacional del trigo con los precios domeacutestkos de trishygo de la harina y del pan La maximizashycioacuten para la firma que produce harina viene dado por

(1)

=Cantidad demandada de trigo por la empresa monopsoacutenica

= Cantidad demandada de trigo por el poder comprador

= Precio pagado del trigo en el mercado domeacutestico

= Precio de la Harina

Cantidad Producida de t larina

= Costo de importacioacuten de trigo

= Cantidad importada de trigo

la relaciones de causalidad liderazgo no estaacuten rnuy claras en losmercadm agrarios y deshypenden en la mayor parte de las ocasione de la esrruclUra de mercado en cada eslaboacuten de la cadena de comercializacioacuten

DtiiATf ACKARto RutltAL 13

La condicione de primer orden vienen dadas por

P OQH N[ J E12] 11 -- = Piexcl 1 +-o +-o

IXJr E E2

Donde

(2)

(3)

Eo 2 bull Elasticidad precio de la Oferta de trigo ante cambios en la cantidad

demandada del poder comprador

E() 1 bull

Elasticidad precio de la oferta de trigo ante cambios en la cantidad

demandada de la empresa monopsoacutenica

Elaslicidad de la demanda del poder comprador ante cambios en la

cantidad demandada por la empresa monopsoacutenica (Elasticidad Conshy

jetural)

El signo de la elasticidad conjetural pues es loacutegico esperar que un incremenshyto de fa demanda de la empresa monop soacutenica lleve a que el poder comprador disminuya sus adquisiciones de insumo debido a que ello implicariacutea un alza del

N p M Piexcl = Pr

p = [J___J[ 1 1 aM 1 +--+ E2 Eo Eo 1 2

precio recibido por los productores por tanto podriacutea esperarse un valor para fa elasticidad conjetural negativa Resolshyviendo las condiciones de primer orden se obtiene que el precio pagado a los productores de trigo estariacutea dado por

(4)

214 f( UADOK 0EBAI F

Donde

a1 == Coefkienle teacutemko del trigo nacional

a1 Coeficiente teacutecnico del trigo importado

Como corolario interesantt- de la ecuacioacuten dt-1 predo del trigo nacional se observa que la variabilidad del costo de importaciuacuten se transmite directashymente al predo del productor uc trigo

Por otro lado el precio de la harina estaacute asociado a los precios del trigo nashycional e importado Para ello sumando

La ecuacioacuten del precio del pan pueshyde derivarse de la misma manera en funcioacuten del precio de la harina y de las

aunque en un porcentaje menor suposhyniendo que la elasticidad conjetural es menor a uno en valor absoluto y por tanto el valor de 1 se encuentra Pntre O y1

(5)

ambos lados de las condiciones de prishymer orden y despejando el precio de la harina se obtiene

(6)

elasticidades de oferta de la harina y la demanda de pan

(7)

Donde

Piexcl Precio del pan

1+ E H

1 I+shyE1

DHlAil AGfltAKIO RtJKAI 215

E1 Elastiacutecioacutead precio de la demanda del pan

E 11 Elasticidad precio de la oferta de la harina al

Coeficiente teacutecnico de la harina en la produccioacuten de pan

Tenemos que

Si A en la ecuacioacuten (7) es menor a 1 enlonce los cambios en el preshycio de la harina no se reflejan totalmente en el precio del pan y

Si A es iguiexcliexcll o mayor a 1 entonces lo cambiogt en el precio de la hashyrina repercuten maacute fuertemente sobre el mercado del pan

Lo supuesto a considerar en el mo delo son lt) Lo prltsem ilt en el mercado de trigo de una demanda concentrada asiacute como la presencia de produccioacuten nacional e importadoacuten de trigo es deshycir el trigo en el Peruacute es soacutelo un bien imshyportable 5us costos unitario no permishyten exportarlo lo qut conlleva a que la uacutenica demanda a la que se enfrentan lo- productores de trigo es la de la imJuWIacuteil harinera domeacutestica b) lrl demanda por trigo funciona romo demanda coludiacutedlt por tanto en lugar de tomar tgtl precio como dato va a incorporar en su toma

de decisioacuten la curva inversa de oferta de insumo e) la luncioacuten de produn ioacuten de la huina se va a asumir con el fin de sirnpliacuteiiacutecar la modelizacioacuten que depenshyde solamente de los insumos intermeshydios (trigo domeacutestico e importado) y no de los factores de produccioacuten capital y trahaiacuteo Esto fin emhargo no significa que no intervengan en la funcioacuten de produccioacuten diexcl El mercado del Pan se consiacutedtra qtw ambas parte tanto la oferta corno la demandd de hr1rina lic nen cierto poder de meH lflo

216 EnJMXJR DFR11

Evidencia empiacuterica y anaacutelisis de resultamiddot

dos

En esta seccioacuten ltentraremos nuestra atencioacuten en el estudio de los mecanisshymos de transmisioacuten de precios a lo larshygo de la Cadena Agroalimentaria Trigo Harina - Pan para lo cual se haraacute uso de las teacutecnicas de cointegracioacuten Se va a estudiar las relaciones dinaacutemicas de transmisioacuten existentes a partir de la forshymacioacuten del precio del trigo la harina y finalmente el pan

El modelo consta de tres ecuaciones (una para cada producto de la cadena) en las que intervienen las variables preshysentadas en un modelo teoacuterico2 las ecuaciones son de caraacutecter general en el sentidoacute que no asumen a priori los valores de las elasticidades ni el nuacutemeshyro de retardos implicados por la dinaacutemishyca del sistema3 Las tres ecuaciones planteadas pueden verse a continuashycioacuten4

PT = fl (PIT R S) PH = f2 (PT PIT R S) PP = f3 (PH S)

S Salario ReaL R Tipo de Cambio Real

PT Precio del Trigo Domeacutestico en Nuevos Soles Constantes

PIT Precio del Trigo Importado en Doacutelares constantes

PH Precio de la Harina en Nuevos Soles Constantes

PP Precio del Pan en Nuevos Soles Constantes

Cabe sentildealar que las ecuaciones de precios presentados en el modelo empiacuteshyrico no representan sistemas de oftrtas y demandas aunque eacutestos se encuentren impliacutecitos Son maacutes bien ecuaciones de reaccioacuten que muestran como reperushyten en el precio de un bien los cambios en el predo de sus insumos A pesar de no haber sido considerada la mano de obra en el modelo te6rico si se induyoacute en el modelo empiacuterico por participar activamente en la estructuracioacuten de los costos

El estudio se realiza utilizando datos promedios mensuales desde enero de 1990 hasta agosto de 2 002 expresados en soles de 1994 y transformados en loshygaritmos Se utilizoacute la teacutecnica de cointeshygracioacuten multivariados desarrollados por johansen (1988) y Stock Watson (1988) El propoacutesito de estos test es especificar y estimar el nuacutemero de vectores de coinshytegracioacuten (r) existentes en un conjunto de variables (p) con rltp pudieacutendose

2 Se parte de la idea que la modelizacioacuten completa de toda la informacioacuten proporcionada por un mercado es imposible de realizar y no es esencial para comprender las relaciones de precios

3 En tal sentido el marco teoacuterico presentado debe ser considerado como un marco de refeshyrencia en la medida que no dice nada acerca por tjernplo del manejo de inventarios o de la estacionalidad en la produccioacuten de harina y del pan

4 Todas las variables se encuentran en logaritmos

presentar tres casos a) Si el rango r=p se puede decir que el vector es estacioshynario b) Si el rango rO entonces estashymos ante la presencia de un proceso vectorial autorregresivo irrestriacutecto y e) Finalmente rltp en este caso r indica la cantidad de vectores de cointegracioacuten que existe en el sistema De esta forma el n(Jmero de vectores de coiacutentegracioacuten se corresponde con el nuacutemero de relashyciones funcionales independientes exisshytentes entre las variables

En lo que a estabilidad parameacutetrica se refiere el modelo seraacute evaluado por el test de coeficientes recursivos la estashybilidad estructural de los residuos de las regresiones se verificaraacute mediante la sushyma acumulada de cuadrados de los resishyduos recursivos la prueba de autocorreshylacioacuten del residuo se evaluaraacute con el test del Multiplicador de lagrange baiacuteo la hipoacutetesis nula 11no autocorrelacioacuten la heterocedasticidad middotde la ecuacioacuten de corto plazo se evaluarltiacute con el test de White la normalidad de los errores se evaluaraacute con el test de )arque Bera

Anaacutelisis de estacionariedad de las series

Previo al anaacutelisis de estacionariedad de las series se procedioacute a uniformizar los datos para lo cual todos fueronmiddot de-

DmATF AGRARIO RURAL 217

flactadm con un mismo iacutendice ( 1994) luego se procedioacute a tomar el logmiddotaritmo a las series con el fin de reducir la estaciacuteoshynariedad de la varianza semiddot evaluoacute la presencia de raiacutez unitaria de las series del modelo bajo la hipoacutetesis 1 (1) vs 1(0) para lo cual se recurri6 a los tests Oickey Fuller (Of y ADF ) y Phillips y Perron para niveles de rezago de 1 hasmiddot ta 4 de las variables del modelo obsershyvaacutendose que en valor absoluto son infeshyriores al valor criacutetico pua un nivel de significancia del 5Yo aceptaacutendose la hishypoacutetesis nula de existencia raiacutez unitaria o no estacionariedad de las variables de estudio sin embargo en aacutelguno casos estos resultados soacutelo incluyen constanshyte tendencia y en otros no incluyen constante ni tendencia Tambieacuten se evashyluoacute las series

diferenciadas (DPT OPIT

OPH DPP DR DS) baiacuteo la hipoacutetesis 1 (1) vs 1(2) observaacutendose que en todoacutes los casos se rechaza la hipoacutetesis nula de la existencia de dos ralees unitarias (es decir las series en pri111eras diferenias son estacionarias) concluyeacutendose que las Vdriableo del modelo SOn integradas de orden 1 es decir son 1 (1) y por tanshyto debe contrastarse la posibleacutemiddot presenshycia de relaciones de equilibrio a largo plazo entre las mismas (esto esr si coinshytegran) ver cuadro 3

TEST PT PIT

DF 1 e -297 -236

T 1

-321 -259

N -094 -095 4DF(2) 1 e 1 -233 - 231 T 1 -250 -255 N -081 -092 4Df(3) e -29 4 -231 T -3 04 -245

N -107 -103

ADF(4) e

1 -320 -200

T -333 -222 -1 11 -089 PP(2) e -305 -226 T -318 -233 N 1 -081 -1 09

PP(3) e -306 -229

T -321 -238 N 111 -108 PP(4) e -313 -229

T -329 -238

1 N -1 11 -109

PH pp

-267 -361 -272 -669 -129 -049

-306 -293

-327 -666 -122 -031

-317 -248 -370 -787 -096 -010

-399 -207 -402 -439 -170 -093

-399 -294 -411 -450 -1 74 -074

-405 -290 -424 -4A3 -171 -074

-403 -278 -422 -426 -1 73 -074

IR 1

-283 -316 -079

-315

-304 -132

-406

-395

-157

-453

-417 -190

-345 -372 -110

-351 -382 -111

-347 -380 -110

Cuadro No 3 Prueba de raiacutez unitaria

S DPT DPIT

-077 -1l04 -734

-266 -1100 -732 middotDIO -1107 -735

-076 -710 -669 -267 -710 -669 012 -i 11 -669

-059 middot57i -632 -269 -577 -630 023 -5 77 -632

-084 -619 -554

-300 -621 -551 004 -619 -557

-082 -1211 -898 -249 -1207 -896 013 -1215 -900

-076 -12 13 -894

1 -246 -1208 -892 017 -1217 -896

1 -079 -1211 -886

J -247 -1207 -884

016 -1215 -888

DPH

-8 10 -810 -810

-574

-571 -575

-671 -680 -666

-641 -658 -631

1 -1615 -1619

1 - 1595 1 -1593

1 -1596

- 1596

-15 95

-1597

VC Valor Criro Oif Dfterencias

DPP DR

-903 -1199

-9()3 -1202 -906 middot1200

-979 -769 -988 -778 -983 -767

-827 -6 1 5

-817 -836 -829 -808

-838 -1025 -825 -1096 -832 -1002

-840 -1539

-838 -1534

-844 -15 44

-831 -1535 -828 middot1 5 30 -835 -1539

-822 - 1543 -820 -1538 -826 -1547

C incluye ronstantc T incluye constante y tendencia i No incluye conStante ni tendencia los nuacutemeros entre parentests indiacutecan el nuacutemero de rezagos del contraste de raiz unitaria

os

-899 910

-901

-608 -824 -609

-567 -5 83

-567

-503 -516 -503

-1345

-1355

-1348

1 349

-1 361 -1352

-1346 -1359

- 1349

VC 5 1 VC Soo Nivel Dlf

-288 -288 -344 -344 -194 -194

-288 -288 -344 -344

-194 -194

-268 -288 -344 -344

-194 -194

-288 -288 -344 -344

-194 -gt94

-288 -288 -344 -344

-194 -194

-288 -288 -344 i -344

-194 iexcl -194

1 -288 -288 -344 -344

-194 - 194 1

N -00 m () e gt

Cl m iexcl m

Ecuaciones a largo plazo

Una vez contrastada la posiblEbull preshysencia de relaciones de equilibrio a larshygo plazo y para verificar la hipoacutetesis de cointegracioacuten (especificacioacuten de largo plazo del modelo) se aplicoacute el enfoque de maacutexima verosimilitud propuesto por Johansen pues se trata de deterrninilr si calJa precio responde a sus propios facshytores determinantes o bien si los precios responden a un conjunto de factores coshymuneacutes Cabe anotar que los coeficientes estimados representan las elasticidades de cada una de las variables que particishypan en el modelo

Para realizar este anaacutelisis partimos de las tres ecuaciones del modelo empiacuteshyrico iniciando el estudio con el caso de 1 ECUACION DEL TRIGO En este cashyso el test de Johansen nos indica que a un nivel de significancia del so la hipoacuteshytesis nula de cointegracioacuten (cero vectoshyres de cointegracioacuten) es fuertemente reshychazada pues el valor calculado del log likelihood ratio es mayor que el vashylor criacutetico mientras la hipoacutetesis de uno o maacutes vectores de cointegracioacuten es

DHltiacutefF ACRARO RURAl 219

aceptad en contra la alternante de la estacionalidad de las series (Log likelishyhood ratio lt valor criacutetico) Establecienshydo una representacioacuten de largo plazo asumiendo una tendencia lineal con inshytercepto y no tendenda asumiendo dos rezagos

En el modelo al no existir variables exoacutegenas propiamente dichas la ecuashycioacuten estimada tiene una interpretacioacuten diferente a la de un modelo economeacutetrishyco en ese sentido los paraacutemetros explishycan coacutemo cada variable evoluciona en el tiempo conociendo losvaloresen el pasado La ecuacioacuten de cointegracioacuten de largo plazo obtenida por el procedishymierilo del test de Johansen nos permite afirmar que el mercado del trigo en el Peruacute para el periacuteodo 1990 2002 se encuentra integrado y que los precios se mueven en la misrna direccioacuten es decir que cualquier variacioacuten en uno de los precios se transmite perfectamente en el largo plazo

A continuacioacuten presentamos la ecuacioacuten de largo plazo que explica el comportamiento del precio delmiddot trigo y sus determinantes

PT = 1161148 + 0324815PIT + 01917825 + 1016678R

Siacute bien con el modelo estimado no es posible realizar un anaacutelisis estructural en el sentido de determinar el efecto de un cmbio exoacutegeno en una variable deshypendiente podemos afirmar que una variacioacuten futura del10 en el precio inshyternacional del trigo provoca una variashycioacuten del 33 en el precio nacional del trigo una variacioacuten del 1 0 del salario provocJ una variacioacuten del 1 9 en el

precio nKiacuteonal del trigo y una variashycioacuten del 10 del tipo de cambio provoshyca una variacioacuten del 1 03 en el precio nacional del trigo mostrando una mashyyor elasticidad y por lo tanto una mayor influencia en el precio nacional del trishygo

los resultados nos permiten afirmar que el precio del trigo es altamente senshysible d la fluctuacioacuten del tipo de cambio

llO El UADOR DEHAH

(R) porque en un pars donde se depenshyde de las importaciones es loacutegko que todos los preCios nacionales sean afecshytados al tipo de cambio y al precio inshyternacional del trigo (PIT) sin embargo menos sensible a la variacioacuten del salaacuteshyrio explicado baacutesicamente por los bajos niveles salariales observados en el peshyriodo de estudio y muy probablemente debido a que el salario promedio de la economfa no ridleja de manera muy daacutera la evoluCioacuten del salario sectorial

middotEn el caso de la ECUACION OE LA HARINA el test de Johansen nos sugiere

la presencia de al meacutenos 3 o 4 vectores de cointegradoacuten asumiendo una tenshydencia lineal con interceptomiddot y no tenshydencia asumiendo cinco rezaacutegos La ecuacioacuten de coiacutentegracioacuten de largo plashyzuacute middotobtenida por el procedimiento del test de Johansen nos permitemiddot afirmar que el mercado de harina en el Peruacute pashyra el periodo 1990 2002 se ericuacuteentra integrado y que los precios se mutven en la misma direccioacuten es dedr que cualquier variacioacuten en uno de ellos se transmite perfectamente en el largo plashyzo

PH = 1098373+0613481PT+0937578PIT +0291280S+1892649R

Podemos afirmar que una variadoacuten futura del 1 O en Efl preciacuteonacional del trigo provltgtca una variacioacuten del 61 en el precio de la harina una variacioacuten del 1 OYo del precio internacional del trigo provoca una variacioacuten del 938 en el precio de la harina una variacioacuten del 1 0 en el salario proyoca una variacioacuten del 29 en el precio de la harina y una variacioacuten del 10 del tipo de cambio provoca una variacioacuten del 189 en el precio de la harina

Los resuiIacuteados indican que el precio de la harina es altamente sensible a L fluctuacioacuten del tipo de cambio (R) y al precio internacional del trigo (PIT) debishydo a las riexcliexclzones descritas en el caso del trigo pero menogt sensible a la variacioacuten del precio nacional del trigo por particishypar eacutesle en la industria molinera en un

porcentaje miacutenjmo (1) y tambieacuten al salario

finalmente para el caso de la ECUAmiddot CION OEL PAN el test de johmsen nos indica q11e a un nivel de significancia del 5 la hipoacutetesis nula de cOintegrashycioacuten (cero vectores de uuntegradoacuten) A continuacioacuten presentamos la ecJJacioacuten de largo plazo que explica el comportashymiento del precio del pan y sus determishynantes asumindo una tendencia lineal con intercepto y tendencia asumiendo tres rezagos podemos concluir que el mercado del pan en el Peruacute para el peshyriacuteodomiddot 1990 2002 se encuentra inteshygrado y los precios se mueven en la misshyma direccioacuten es decir que cualquier vashyriacioacuten en uno de los precios se transmishyte perfectamente e el largo plazo

DmATf AGRAIltIltJ RuRAL 221

LPP = 2123831+0373068LPH+0015014LS+ 00019681

Con los resultados riel modelo estishymadaacute podemos afirmar ciexclue una varia doacuten futura del 10 en el precio de la harinlt1 provoca una variacioacuten del 37 en el precio del pan y una variacioacuten del l 0 del salario provoca una variacioacuten del 02V en el precio del pan

lus resultados nos permiten afirmar que el precio del pan es altamente senshysible iexcliexcl la fluctuacioacuten del predo de la harina (ligtH) es loacutegico porque es su principal insumo y poco sensible al sashylario por ser eacutesta una variable que se ha caracleacuterizado por presentar bajosniveshyles dtbido baacutesicamente a la inestabilishydad laboral propios de la liberalizacioacuten de mercado asumida a partir de 1 99 1 y probablemente porque el sa ario promeshydio no refleja claramente la evolucioacuten del salario senorial

Ecuaciones de corto plazo

Una vez verificada la nliacutentegfacioacuten se

ellmoacute el Modtgtlo de Correcooacuten de Errores (Mecanismo de Correccioacuten de

frrores MCfl como una forma de remiddot presentar la transmrsioacuten de precios en el

mercado peruano de la Cadena Agroalishymentaria Trigo t-lariha Pan en el cor-

ro plazo Tal como se desprende del teoshy

rema de Represenldcioacuten de Granger dashy

do rue el mecanismo de transmisioacutenmiddot de

precios cointegra tambieacuten tiene una reshypresentalti()n de correccioacuten de errores

Hay que recordar que el MCES estishyma una relacioacuten en diferencias inclushyyendo como regresores las diferencias rezagadaacutes de las variahles dependie_nmiddot tes los valores rezagados de las variashybles independientes y un teacutermino de coshyrreccioacuten de errores que representa el error de eciexcluilibrio o residuo de la ecuacioacuten de cointegracioacuten (rezagada un periodo) En tste sentido el teacutermino de correccioacuten de errores intuitivamente se interpreta como el atractor hacia el cual converge la dinaacutemica de corto plashyzo pues mide el grado en que la relashycioacuten de largo plazo estaacute fuera de equilishybrio

En ese contexto para el caso del mercado yo ECUACION DEL TRIGO podemos afirmar que alrededor del 225 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plazo en el mercadomiddot peshyruano de la Cadena Agroalimentaria Trishygo - lirina -middot- Pan durante el antildeo (t l ) son corregidos en el siguiente periacuteodo

5 En lo que a estabilidad parameacutetrica se refiere el modelo fue evaluddO por el test de coeshyficientes recursivos la estabilidad estructural de lo residuos de las regresiones se verifishycaraacute mediante la suma acumulada de cmiddotuadrados de los Hsiduos recursivos la prueba de autmurrelaciacuteoacuten del residuo se evaluara con el test del Multiplicador de 1 agrange bajo la hipoacutetesis nula no autocorrelaciacuteoacuten la hereroceddsltciacutedld de la ecuacioacuten de corto plazo se evaluaraacute con el test de White la normalidad de lo errores se evaluaraacute con el test de arque Bera

222 EcuADOR DEBATF

DP1 bull 022425(0324815PITtt-1l+ Ol9118lS(I I)+ 1016678Roaiexcl)+ 0389843DPT(IIl bull 0234271 DPT(tmiddot1l OIOI I85DPITltt-1)0094671 DPITltt-1)00071 71 D8ct-ar0005522DS t-1iexcl+021 2301 DRo arO 1 09086Du)

R ajustado 055

Durbiacuten Watsonc 1 80

Test lM ( 1 ) 00001

]arque y Bera 2 1 4864 log l ikeliacutehood 27424 Schwarz - U5

Ademaacutes ten len do la ecuacioacuten de corto plazo presentado podemos conshycluir que el efecto de las variaciones en el precio internadon a l del trigo (PIT) el 5a laacuterio (S) y el ti po de cambio (1) sobre los cambios del predo naciacuteonal del trishygo (PT) no son persigttentes porque su estructura de rezagos es del oacuterden 2 Asi por ejemplo una variacioacuten del 1 OYo en el PT se explica por una variaacutedoacuten del orden de 389 en un periacuteodo a nte r ior (t- 1 ) y una cafda de su propio pre c io del orden del 2 3 en dos periacuteodos anteriores (t-2) Una variacioacuten del l O en el PIT explica la caiacuteda del PT en 1 0 1 en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden 09 en 0-2) Una variacioacuten del 1 01

DERegresioacuten 004

F Estadfst ico 1 6 1 8 1Pst ARCH (2) 063 Test de White 00001

Akaik1 355 n 1 4

del S expl ica la caiacuteda del PT en 0071 en el periodo (t- 1 ) y 005 en el periacuteoshydo (t-2) Finalmente una variacioacuten del 1 OYo del R explica Ulla variacioacuten de 21 2 en PT en el periacuteodo (t 1 ) y una

middot caiacuteda del 1 09Yltgt en el periacuteodo (t-2) conduyendo que el precio middotnacional del trigo es maacutes sensible a la va riacuteacioacuten de sus propios prec ios y al tipo de cambio

la dinaacutemica de corto plazo para el caso de la ECUACION DE LA HARINA podemos afirmll que a lredPdor del 1 78 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plato NI el middot mercado peshyruano de la cadena Agroalimentcria Trishygo - HaririJ Pan durante el antildeo t- 1 son corregidos en el siguiente

DPiexcl bull - 0017808 (061348lPT(I-tiexcl+0937578PIT1t-1iexcl+0l91l80Siexclt-iexcl + 189264R (l-a+02309l ODPD(I-tr007392DPHiexcl_Jiexcl+024459DPH1aJiexcl- 034051 DPH1gt + Ot55682DPHiexcl5)+ OU330DPT1 ar0234387DPT(I-n- 0075t4DPT1tJ)+000402DPTltt-ltll -004230PT1u1 +008083DPIT (1-1) 003396DPrr1 21+ 003192DPITlttJr000 l 02DPIT H + 006209DPIT1_siexcl-OOIS96D8tt-tr000307DSiexcl_1l +007802DSiexcltJl+0071 t l DS1004498DS (t-)+056287D_oOl469DRo-aiexcl+0375226DaJ)+006ll9Dt-ltll+034534Dt-5)

R ajustado 081 DERegresiacuteoacuten 002 Durbin Watnn 1 66 F Estadiacutestico 2 1 47 Test lM 25) 0064 Test ARCH (3) 036 ]arque y Bera 7856 Test de White 001 3 Log l ikel ihood H880 AkaikP 427 Schwarz 372 n 1 46

Entonces teniendo la ecuacioacuten de cor1o plazo podemos decir que el efecshyto de las variaciones en el precio nacioshynal del trigo (PT) precio internacional del trigo (PIT) el salario (S) y el tipo de cambio (R) sobre los cambios del preshycio de la harina (LPH) son relativamenshyte persistentes porque su estructura de rezagos es del orden 5 En el caso de una variacioacuten del 1 0 en el PH se exshyplica por una variacioacuten de 231 en su propio precio un periacuteodo antes (t- 1 ) y 156 en cinco periacuteodos anteriores (t-5) tras experimentar caiacutedas en el segundo y cuarto periacuteodos anteriores Una variashycioacuten del 1 0 en el PT se explica por una variacioacuten riel orden de 123 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1) y una caiacuteda del orden del 064 en cinco periacuteodos anteriores (t -5) Una variacioacuten del 1 0 en el PIT explica la variacioacuten del precio Je la harina en 081 en el

DfHATE AGRARIO RuRAL 223

middot periacuteodo (t- 1) y del orden 062 en (t-5) Una variacioacuten del 10 del salario explishyca la caiacuteda del precio de la harina en 016 en el periacuteodo t- 1 ) y 045 en el periacuteodo (t-5) y una variacioacuten del 1 0 del tipo de cambio explica una variashycioacuten de 563 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden de 345 en el periacuteodo (t-5) lo que nos hace conshycluir que el precio de la harina es maacutes sensible a las variaciones del tipo de cambio y a la variacioacuten de su propio pmcio

En el caso de la ECUACION DEL PAN podemos afirmar que alrededor del 59 16 de las desviaciones (de la relacioacuten de largo plazo) en el mercado peruano de la Cadeniexcliexcl Agroalimentaria Trigq Harina - Pan en la ecuacioacuten del pan durante el antildeo (t- 1 ) son corregidos en el siguiente

DP=-6591576(0373068PH11tiexcl+OOI50141bull1r0001 968T+022l79DPP111 -00434SDPPiexclziexcl+002807 D PPiexclbull-lr00723DPH11bull11+006 1 01 DPII1_z1-0 1 1 026DPHiexcl1-Jiexcl -004068DSII-ti000948D1-ziexcl + 003 122DS11Jiexcl

K ajustado 08 1 Durbin Watson 1 69 Test LM (25) 0 1 4 ]arque y Hera 1 4825 Log iikelihood 35677 Schwaa - 445

Los resultados de la ecuacioacuten de corto plazo permiten afirmar que el efeCto de las variaciones eu el precio de la harina (PH) y el salario (S sobre los cambios del precio del pan (LPP) no son persistentes porque u estructura de rezagos es del orden 3 por ejemplo una variacioacuten del 1 0 en el PI se expl i -

DERegresioacuten 002 F Estadiacutestico 4806 Test ARCH (2) 01 9 Test de White 0008 Akaike - 467 n 1 48

ca por una variacioacuten del orden de 224 en un periacuteodo anterioacuter (t- 1 ) y 028 de su propio precio etbull tres periacuteoshydos anteriores (t-3) tras experimentar una caiacuteda en el periacuteodo (t-2) Una variashycioacuten del 1 0 en el LPH explica la caiacuteda del IP en 073 en el periacuteodo (t- 1 y del orden de 1 10 en (t-3) y una varia-

224 ErUA10R DFfiAfE

cioacuten dei 1 0 del S explka la ralda del LPP en 041 Yo en El periodo lt- 1 ) y 03 1 u en el periacuteodo (t-3) concluyen do que el precio del pan es maacutes sensible a la variacioacuten de su propio precio y al precio de la harina

Funciones de impulso - respuesta y desshy

composicioacuten de la varianza

Los modelos estimados no pueden ser ana lizados como modelos econoshymeacutetricos tradic ionales en tal sentido a continuacioacuten procedemos a analizar las illterrelaciones entre las variables que lo fotman exa minando )os eftos de shocks sobre la evaluacioacuten en el t iempo de-las variables para lo cual se haraacute uso del anaacutelisis de las funciones de impu lsltJ middot-e respuesta de los modelos est imados no sin 1ntes mencionar que la metodoshylogiacutea de los vectores autorreiexcliexclresiacutevos reshyquieren de la aplicacioacuten de un test que

nos permita los rezagos oacutept imos (JUf ya se dettgtrmin6 en 2 para la cuacioacuten del trigo 5 para la ecuacioacuten de la harina y 3 para Id ecuacioacuten del pan del mismo modo requiere la aplicacioacuten dPI test de causalidad de Granger a traveacutes del cual se va iexcl hacer una correcta ordeniexcliexclciacuteoacuten de las variables en liexcliexcls ecuaciones Inishyc ia lmente tenemos la ecuac ioacuten del trigo y cuya ordenacioacuten de variables fue el salario (S) el precio naclonal del trigo (PT) el tipo de C ilmbio (R) y el precio in middot ternacional del trigo (PIT) middot

A partir d( las relac iones estimadas en la ECUACION OH TRIGO se proceshydioacute a simular tanto los efectos de una

middot var iacioacuten en el precio nacional del trishygo precio internacional del trigocomo del t ipo de cambio y el salario obteshyn ieacutendose cpmo resultados cuatro esceshynarios que son resumidos a continuashycioacuten en el graacutefico 2

Graacutefico NIJ 2 Fnd6fi llflalsoacute Res de la Ec11iexcliexcldoacuten 1 irrgo middot middot iexcl 1 bull - - bull

a) Respo-e of PT iu One S D lnJuwatioshyon4 --------------==========------

=1

0 03

0 02

0 00

- 0 0 1

- O Ol - a middot 4

1 4 G 8 10 iexcliexcl

Q e a a

14 16

i

18 JO

IJERAH A(RARIO RURAl 225

h) Response ofPIT fa 011e SD btnovations

o os

0 06 -ixmiddotmiddot iexclmiddot-middot J_middotmiddotmiddot

-- _ L (t bullbull bull Jmiddotmiddotmiddotmiddot-irmiddotmiddotmiddot- - middot M---f_ __ _ ____ iquest __ J -

0 (14

r) Respeue of S to One SD lmunraiiacuteou

0 10

o os

0 06

0 04

0 1)2

0 00

bull OOJ 4 14

--middot-middot S --Jo- R

1oacute 18 20

DEBATf AcRARto RtiRAI 209

Cuadro No 1 Indicadores Agro Econoacutemicos del Trigo

Antildeo SUpentildetde Cotechada (Has)

19lt)0 81578

1991 102046

1992 70494

1993 84793 1994 102280

1995 98907

1996 116930

1ltJ(7 110961

1998 12J1M

199ltJ 1JJ6lt)4

2000 14670l

2001 145851

Fuente INEI-MINAG-Peruacute

El Peruacute depende de la importacioacuten de trigo para satisfacer la demanda inshyterna de harina orientado a la producshycioacuten de pan y fideos principalmente representado en promedio maacutes del 48 del valor de las importaciones de productos e insumos alimenticios en la deacutecada 1991 2000 El trigo importado tiene como su principal origen al Canashydaacute con el 45 de participacioacuten en las importaciones seguido por Estados Unidos y Argentina Alicorp es la emshypresa con mayor participacioacuten en las importaciones (388Jio del total) seguishydo por Molinera Inca y Carguill Peruacute participan con 123 y 86 respectishyvamente

la condicioacuten de importaacutedor que cashyracteriza al Peruacute ha generado que por deacutecadas la industria molinera nacional se encuentre sujeta a constante intershyvencioacuten del Estado tanto en el mercado de compra de sus insumos cuotas a la importacioacuten de trigo como en la eacutepoca de existencia de ENCI y ECASA que es-

Produccioacuten RendimiE-nto (lM) (TMHas)

99621 122 127046 125

73061 104

108126 u a 127035 124 125048 L26

146152 125 123724 112

145l()() 118 169940 129

189000 129 181800 125

taban supeditados a la capacidaacuted instashylada de la planta) como el control de precios a sus productos en la deacutecada de los ochenta Posteriormente en el marshyco de politica de libre comercio impulshysado por el gobierno de Fujimori a parshytir de 1990 la industria molinera inicioacute un proceso de reestructuracioacuten para adecuarse al nuevo entorno

Este nuevo contexto de libre comershycio bajo el cual se desenvuelve hoy la industria molinera le crea una alta deshypendencia de lo que suceda en el mershycado externo puesto que el origen del trigo para la molienda y posterior promiddot duccioacuten de harina es 99 importado y soacutelo un 1 es nacional que una vez procesados la industria molinera peruashyna vende anualmente en promedio US$ 300 millones directa e indirectamente

El destino de la produccioacuten de harishyna se distribuye un 70 para panificashycioacuten alrededor de 28 del volumen de produccioacuten de harina se emplea (venta indirecta) a la fabricacioacuten de fideos y

210 ECliAIIOK OtIIATf

galletas dentro de las mismas empresas y el 2 deg para el consumo doacutemeacutestico Cashybe resaltar que la mayor parte de la proshyduccioacuten de harina se orienta a Lima desshytinaacutendose principalmente a la paniiicashycioacuten (Ver graacutefico 1)

Por otro lado el hecho de dar un ni-

vcl de proteccioacuten al trigo nacional imshyplica elevar el costo para las empresas molineras lo que lleva a que el trigo reshypresente el 70h del costo de producshycioacuten de la harina disminuyendo de esta tnltmera los maacutergenes de ganancias y por ende la oportunidad de crecer

Cuadro No 2 Precios de los principales derivados del Trigo (US$)

PRODUCTO Hbullrinbull gt------------

(Saco 50 Kg) Bolivi lbOO Colomnbullbull 1517 Ecuador lbOO Venezuel1 2_300 Meacutexim 1350 Chile 1200 Peru 1800

fueme loliacutelica Comerual EXernbull del Trigo Apoyo C onsulloriacutea

middot-------------- ---iexcliexcl(iexcl-iexcl--------Pan (Kg) (Kg) middotmiddot---middot-middot-------- --middotmiddot---------

0-il 057 142 011 010 lUlO 1 () 07h 100 061 OHil 081 l 04 014

--

----

-

---

-

-

--

---

Graacutefico Ndeg 1 Produccioacuten de Harinas Seguacuten Destino

lanificacioacuten

Tomando en cuentil el proceso pru ductivo de las molineras y la cadtnd va lor de la industria molinera podernfJ afirmar que se encuentra verticalmenlmiddot intPgrada considerando entre sus pro

Consumo domeacutestico

Industriales

cesos no soacutelo la molienda de trigo sino tambien la produccioacuten de derivados y distribucioacuten La oferta es eminentemenshyte locl aunque tambieacuten existen empreshysas extranjeras el nivel de competencia

es elevado sobre todo por el exceso en la capacidad instalada (35) y los maacutershygenes por ende son reducidos

El Pan

La panificaci(m requiere harinas de muy buen contenido proteico que aseshyguren el proceso de fermentacioacuten y leshyvado de la masa Actualmente en el mercado se encuentra el pan tradicional (casero) y el pan industrial (de molde) esllt uacuteltimo es demandado en los paiacuteses industrializados yo grandes ciudades del mundo y consumido por los sectores sodales de ingresos altos y medio alto en tanto el pan tradicionl (de piso) es consumido por sectores medios y de bshyjos ingresos Cabe indicar que el consu mo anual peruano de pan tradicional se estimltJ en 70 kg por habitante mientras que el industrializado promedio un 35 kg por hlbitante

La elaboracioacuten de este producto (pan tradicional) demanda entre et SS y el 90Y de ltonsumo interno de huina de trigo para lo distintos paniiacuteicados El agua puPde llegar a representar entrl el 20)( y 30 del producto final y la mashyteria grasa dt origen animal y vegetal de 01deg a 45

Elt importante tambieuron anotar que en la fase de segunda transformacioacuten (caso del trigo y del maiacutez) las unidades agroindustriales tienden a mostrar un alshyto grado de polarizcioacuten en un extremo por el nuacutemero muy reducido de grandes empresas industriales productores de pan de molde o de caja y olra serie de derivados del trigo (Bimbo Unioacuten PYC y otros) que estariacutean respectivamente en el grupo de baacutesicos modernos y de dile-

DftIJ ACRI1-tl() RIIRIl 211

renciacuteados y en el otro por una multipli shycidad de pequentildeas unidades generalshymente micro industrias --muchas de ellas de tipo familiar qll cumplen con frecuencia tanto la funri(m dP segunda transformacioacuten nmm la dtgt comercialishyzacioacuten minorista eJe los productorps que generan

Otro punto de refPFenda importante para el anaacutelisis yo tbullstutlio dtgt la cadena agroalimentaria trigo-harina-pan es el conocer el coacutemo se ha estado proteshygiendo el mercado interno en el marco del comercio PxtPriacuteor pueto que los aranceles vigentes de trigo y derivados pueden afectar de manera importante a la industria molinera es de esperar que en un contlxlo donde el arancel dP la harina y sus derivados se mantienen m un 25 So nean diferenciacuteas importanshytes entre los precios dP los productos fishynales En ese contexto el gobierno sin pretenderlo habraacute sustituido derivados del trigo hecho en el Peruacute por derivados del trigo hechos fuera producieacutendose un arancel redundante

Transmisioacuten de precios en la cadena agroalimentaria trigo-harina-pan

En los modelos de transmisioacuten de precios por lo general se considera los precios de las distintas etapas de la coshymercializacioacuten 1nalizando las relacio nes dinaacutemicas entre el precio al producshytor y el precio al consumidor a traveacutes de un modelo claacutesico de maacutergenes similar 1 la ecuacioacuten de forma reducida de Borshysen 11985) consirlmando ademaacutes el precio de lm insumos de produccioacuten del producto Estos modtbulllos presentan dos limitaciones en primer lugar son

estaacuteticos 1bull pues no permite malizu los ajustes en el corto plazo a lo largo de la cadena de comerCializacioacuten (Kasavan 1992) En segundo lugar suponen impliacuteshycitamente que el precio de los insumos y el precio del productor causan o deshyterminan el comportamiento del precio al consumidor

La solucioacuten a las restricciones antes descritas se da a traveacutes de especificar un modelo VAR el cual permite un anaacutelisis dinaacutemico y no establece a priori cuaacuteles son las relaciones de causalidad exisshytente entre las variables es decir todas las variables son consideradas como enshydoacutegenas La aplicacioacuten de esta metodoshylogiacutea a la transmisioacuten de precios se pueshyde revisar en los trabajos de Babula y Bessler (1990) Babula y Bailey ( 1 99 1 ) B(gtrsen 11985) En todos estos trabajos los modelos son estimados y contrasta-

Max QtQ sa

Donde

dos coosider mdo qutgt las sene son es tacionarias

Transmisioacuten de precios en la cadena agroalimentaria Trigo-Harina-Pan

Para comprender las relaciones de la formacioacuten transmisioacuten de precios y la dinaacutemica en la cadena agroalirnentashyria de la cadena Trigo - Harina - Pan en la economiacutea del Peruacute tomaremos como referencia el modelo desarrollado por Kevoredo ( 1 994) quien analiza el imshypacto de variaciones en los precios inshyternacionales sobre los consumidores En este modelo de precios se considera la relacioacuten del precio internacional del trigo con los precios domeacutestkos de trishygo de la harina y del pan La maximizashycioacuten para la firma que produce harina viene dado por

(1)

=Cantidad demandada de trigo por la empresa monopsoacutenica

= Cantidad demandada de trigo por el poder comprador

= Precio pagado del trigo en el mercado domeacutestico

= Precio de la Harina

Cantidad Producida de t larina

= Costo de importacioacuten de trigo

= Cantidad importada de trigo

la relaciones de causalidad liderazgo no estaacuten rnuy claras en losmercadm agrarios y deshypenden en la mayor parte de las ocasione de la esrruclUra de mercado en cada eslaboacuten de la cadena de comercializacioacuten

DtiiATf ACKARto RutltAL 13

La condicione de primer orden vienen dadas por

P OQH N[ J E12] 11 -- = Piexcl 1 +-o +-o

IXJr E E2

Donde

(2)

(3)

Eo 2 bull Elasticidad precio de la Oferta de trigo ante cambios en la cantidad

demandada del poder comprador

E() 1 bull

Elasticidad precio de la oferta de trigo ante cambios en la cantidad

demandada de la empresa monopsoacutenica

Elaslicidad de la demanda del poder comprador ante cambios en la

cantidad demandada por la empresa monopsoacutenica (Elasticidad Conshy

jetural)

El signo de la elasticidad conjetural pues es loacutegico esperar que un incremenshyto de fa demanda de la empresa monop soacutenica lleve a que el poder comprador disminuya sus adquisiciones de insumo debido a que ello implicariacutea un alza del

N p M Piexcl = Pr

p = [J___J[ 1 1 aM 1 +--+ E2 Eo Eo 1 2

precio recibido por los productores por tanto podriacutea esperarse un valor para fa elasticidad conjetural negativa Resolshyviendo las condiciones de primer orden se obtiene que el precio pagado a los productores de trigo estariacutea dado por

(4)

214 f( UADOK 0EBAI F

Donde

a1 == Coefkienle teacutemko del trigo nacional

a1 Coeficiente teacutecnico del trigo importado

Como corolario interesantt- de la ecuacioacuten dt-1 predo del trigo nacional se observa que la variabilidad del costo de importaciuacuten se transmite directashymente al predo del productor uc trigo

Por otro lado el precio de la harina estaacute asociado a los precios del trigo nashycional e importado Para ello sumando

La ecuacioacuten del precio del pan pueshyde derivarse de la misma manera en funcioacuten del precio de la harina y de las

aunque en un porcentaje menor suposhyniendo que la elasticidad conjetural es menor a uno en valor absoluto y por tanto el valor de 1 se encuentra Pntre O y1

(5)

ambos lados de las condiciones de prishymer orden y despejando el precio de la harina se obtiene

(6)

elasticidades de oferta de la harina y la demanda de pan

(7)

Donde

Piexcl Precio del pan

1+ E H

1 I+shyE1

DHlAil AGfltAKIO RtJKAI 215

E1 Elastiacutecioacutead precio de la demanda del pan

E 11 Elasticidad precio de la oferta de la harina al

Coeficiente teacutecnico de la harina en la produccioacuten de pan

Tenemos que

Si A en la ecuacioacuten (7) es menor a 1 enlonce los cambios en el preshycio de la harina no se reflejan totalmente en el precio del pan y

Si A es iguiexcliexcll o mayor a 1 entonces lo cambiogt en el precio de la hashyrina repercuten maacute fuertemente sobre el mercado del pan

Lo supuesto a considerar en el mo delo son lt) Lo prltsem ilt en el mercado de trigo de una demanda concentrada asiacute como la presencia de produccioacuten nacional e importadoacuten de trigo es deshycir el trigo en el Peruacute es soacutelo un bien imshyportable 5us costos unitario no permishyten exportarlo lo qut conlleva a que la uacutenica demanda a la que se enfrentan lo- productores de trigo es la de la imJuWIacuteil harinera domeacutestica b) lrl demanda por trigo funciona romo demanda coludiacutedlt por tanto en lugar de tomar tgtl precio como dato va a incorporar en su toma

de decisioacuten la curva inversa de oferta de insumo e) la luncioacuten de produn ioacuten de la huina se va a asumir con el fin de sirnpliacuteiiacutecar la modelizacioacuten que depenshyde solamente de los insumos intermeshydios (trigo domeacutestico e importado) y no de los factores de produccioacuten capital y trahaiacuteo Esto fin emhargo no significa que no intervengan en la funcioacuten de produccioacuten diexcl El mercado del Pan se consiacutedtra qtw ambas parte tanto la oferta corno la demandd de hr1rina lic nen cierto poder de meH lflo

216 EnJMXJR DFR11

Evidencia empiacuterica y anaacutelisis de resultamiddot

dos

En esta seccioacuten ltentraremos nuestra atencioacuten en el estudio de los mecanisshymos de transmisioacuten de precios a lo larshygo de la Cadena Agroalimentaria Trigo Harina - Pan para lo cual se haraacute uso de las teacutecnicas de cointegracioacuten Se va a estudiar las relaciones dinaacutemicas de transmisioacuten existentes a partir de la forshymacioacuten del precio del trigo la harina y finalmente el pan

El modelo consta de tres ecuaciones (una para cada producto de la cadena) en las que intervienen las variables preshysentadas en un modelo teoacuterico2 las ecuaciones son de caraacutecter general en el sentidoacute que no asumen a priori los valores de las elasticidades ni el nuacutemeshyro de retardos implicados por la dinaacutemishyca del sistema3 Las tres ecuaciones planteadas pueden verse a continuashycioacuten4

PT = fl (PIT R S) PH = f2 (PT PIT R S) PP = f3 (PH S)

S Salario ReaL R Tipo de Cambio Real

PT Precio del Trigo Domeacutestico en Nuevos Soles Constantes

PIT Precio del Trigo Importado en Doacutelares constantes

PH Precio de la Harina en Nuevos Soles Constantes

PP Precio del Pan en Nuevos Soles Constantes

Cabe sentildealar que las ecuaciones de precios presentados en el modelo empiacuteshyrico no representan sistemas de oftrtas y demandas aunque eacutestos se encuentren impliacutecitos Son maacutes bien ecuaciones de reaccioacuten que muestran como reperushyten en el precio de un bien los cambios en el predo de sus insumos A pesar de no haber sido considerada la mano de obra en el modelo te6rico si se induyoacute en el modelo empiacuterico por participar activamente en la estructuracioacuten de los costos

El estudio se realiza utilizando datos promedios mensuales desde enero de 1990 hasta agosto de 2 002 expresados en soles de 1994 y transformados en loshygaritmos Se utilizoacute la teacutecnica de cointeshygracioacuten multivariados desarrollados por johansen (1988) y Stock Watson (1988) El propoacutesito de estos test es especificar y estimar el nuacutemero de vectores de coinshytegracioacuten (r) existentes en un conjunto de variables (p) con rltp pudieacutendose

2 Se parte de la idea que la modelizacioacuten completa de toda la informacioacuten proporcionada por un mercado es imposible de realizar y no es esencial para comprender las relaciones de precios

3 En tal sentido el marco teoacuterico presentado debe ser considerado como un marco de refeshyrencia en la medida que no dice nada acerca por tjernplo del manejo de inventarios o de la estacionalidad en la produccioacuten de harina y del pan

4 Todas las variables se encuentran en logaritmos

presentar tres casos a) Si el rango r=p se puede decir que el vector es estacioshynario b) Si el rango rO entonces estashymos ante la presencia de un proceso vectorial autorregresivo irrestriacutecto y e) Finalmente rltp en este caso r indica la cantidad de vectores de cointegracioacuten que existe en el sistema De esta forma el n(Jmero de vectores de coiacutentegracioacuten se corresponde con el nuacutemero de relashyciones funcionales independientes exisshytentes entre las variables

En lo que a estabilidad parameacutetrica se refiere el modelo seraacute evaluado por el test de coeficientes recursivos la estashybilidad estructural de los residuos de las regresiones se verificaraacute mediante la sushyma acumulada de cuadrados de los resishyduos recursivos la prueba de autocorreshylacioacuten del residuo se evaluaraacute con el test del Multiplicador de lagrange baiacuteo la hipoacutetesis nula 11no autocorrelacioacuten la heterocedasticidad middotde la ecuacioacuten de corto plazo se evaluarltiacute con el test de White la normalidad de los errores se evaluaraacute con el test de )arque Bera

Anaacutelisis de estacionariedad de las series

Previo al anaacutelisis de estacionariedad de las series se procedioacute a uniformizar los datos para lo cual todos fueronmiddot de-

DmATF AGRARIO RURAL 217

flactadm con un mismo iacutendice ( 1994) luego se procedioacute a tomar el logmiddotaritmo a las series con el fin de reducir la estaciacuteoshynariedad de la varianza semiddot evaluoacute la presencia de raiacutez unitaria de las series del modelo bajo la hipoacutetesis 1 (1) vs 1(0) para lo cual se recurri6 a los tests Oickey Fuller (Of y ADF ) y Phillips y Perron para niveles de rezago de 1 hasmiddot ta 4 de las variables del modelo obsershyvaacutendose que en valor absoluto son infeshyriores al valor criacutetico pua un nivel de significancia del 5Yo aceptaacutendose la hishypoacutetesis nula de existencia raiacutez unitaria o no estacionariedad de las variables de estudio sin embargo en aacutelguno casos estos resultados soacutelo incluyen constanshyte tendencia y en otros no incluyen constante ni tendencia Tambieacuten se evashyluoacute las series

diferenciadas (DPT OPIT

OPH DPP DR DS) baiacuteo la hipoacutetesis 1 (1) vs 1(2) observaacutendose que en todoacutes los casos se rechaza la hipoacutetesis nula de la existencia de dos ralees unitarias (es decir las series en pri111eras diferenias son estacionarias) concluyeacutendose que las Vdriableo del modelo SOn integradas de orden 1 es decir son 1 (1) y por tanshyto debe contrastarse la posibleacutemiddot presenshycia de relaciones de equilibrio a largo plazo entre las mismas (esto esr si coinshytegran) ver cuadro 3

TEST PT PIT

DF 1 e -297 -236

T 1

-321 -259

N -094 -095 4DF(2) 1 e 1 -233 - 231 T 1 -250 -255 N -081 -092 4Df(3) e -29 4 -231 T -3 04 -245

N -107 -103

ADF(4) e

1 -320 -200

T -333 -222 -1 11 -089 PP(2) e -305 -226 T -318 -233 N 1 -081 -1 09

PP(3) e -306 -229

T -321 -238 N 111 -108 PP(4) e -313 -229

T -329 -238

1 N -1 11 -109

PH pp

-267 -361 -272 -669 -129 -049

-306 -293

-327 -666 -122 -031

-317 -248 -370 -787 -096 -010

-399 -207 -402 -439 -170 -093

-399 -294 -411 -450 -1 74 -074

-405 -290 -424 -4A3 -171 -074

-403 -278 -422 -426 -1 73 -074

IR 1

-283 -316 -079

-315

-304 -132

-406

-395

-157

-453

-417 -190

-345 -372 -110

-351 -382 -111

-347 -380 -110

Cuadro No 3 Prueba de raiacutez unitaria

S DPT DPIT

-077 -1l04 -734

-266 -1100 -732 middotDIO -1107 -735

-076 -710 -669 -267 -710 -669 012 -i 11 -669

-059 middot57i -632 -269 -577 -630 023 -5 77 -632

-084 -619 -554

-300 -621 -551 004 -619 -557

-082 -1211 -898 -249 -1207 -896 013 -1215 -900

-076 -12 13 -894

1 -246 -1208 -892 017 -1217 -896

1 -079 -1211 -886

J -247 -1207 -884

016 -1215 -888

DPH

-8 10 -810 -810

-574

-571 -575

-671 -680 -666

-641 -658 -631

1 -1615 -1619

1 - 1595 1 -1593

1 -1596

- 1596

-15 95

-1597

VC Valor Criro Oif Dfterencias

DPP DR

-903 -1199

-9()3 -1202 -906 middot1200

-979 -769 -988 -778 -983 -767

-827 -6 1 5

-817 -836 -829 -808

-838 -1025 -825 -1096 -832 -1002

-840 -1539

-838 -1534

-844 -15 44

-831 -1535 -828 middot1 5 30 -835 -1539

-822 - 1543 -820 -1538 -826 -1547

C incluye ronstantc T incluye constante y tendencia i No incluye conStante ni tendencia los nuacutemeros entre parentests indiacutecan el nuacutemero de rezagos del contraste de raiz unitaria

os

-899 910

-901

-608 -824 -609

-567 -5 83

-567

-503 -516 -503

-1345

-1355

-1348

1 349

-1 361 -1352

-1346 -1359

- 1349

VC 5 1 VC Soo Nivel Dlf

-288 -288 -344 -344 -194 -194

-288 -288 -344 -344

-194 -194

-268 -288 -344 -344

-194 -194

-288 -288 -344 -344

-194 -gt94

-288 -288 -344 -344

-194 -194

-288 -288 -344 i -344

-194 iexcl -194

1 -288 -288 -344 -344

-194 - 194 1

N -00 m () e gt

Cl m iexcl m

Ecuaciones a largo plazo

Una vez contrastada la posiblEbull preshysencia de relaciones de equilibrio a larshygo plazo y para verificar la hipoacutetesis de cointegracioacuten (especificacioacuten de largo plazo del modelo) se aplicoacute el enfoque de maacutexima verosimilitud propuesto por Johansen pues se trata de deterrninilr si calJa precio responde a sus propios facshytores determinantes o bien si los precios responden a un conjunto de factores coshymuneacutes Cabe anotar que los coeficientes estimados representan las elasticidades de cada una de las variables que particishypan en el modelo

Para realizar este anaacutelisis partimos de las tres ecuaciones del modelo empiacuteshyrico iniciando el estudio con el caso de 1 ECUACION DEL TRIGO En este cashyso el test de Johansen nos indica que a un nivel de significancia del so la hipoacuteshytesis nula de cointegracioacuten (cero vectoshyres de cointegracioacuten) es fuertemente reshychazada pues el valor calculado del log likelihood ratio es mayor que el vashylor criacutetico mientras la hipoacutetesis de uno o maacutes vectores de cointegracioacuten es

DHltiacutefF ACRARO RURAl 219

aceptad en contra la alternante de la estacionalidad de las series (Log likelishyhood ratio lt valor criacutetico) Establecienshydo una representacioacuten de largo plazo asumiendo una tendencia lineal con inshytercepto y no tendenda asumiendo dos rezagos

En el modelo al no existir variables exoacutegenas propiamente dichas la ecuashycioacuten estimada tiene una interpretacioacuten diferente a la de un modelo economeacutetrishyco en ese sentido los paraacutemetros explishycan coacutemo cada variable evoluciona en el tiempo conociendo losvaloresen el pasado La ecuacioacuten de cointegracioacuten de largo plazo obtenida por el procedishymierilo del test de Johansen nos permite afirmar que el mercado del trigo en el Peruacute para el periacuteodo 1990 2002 se encuentra integrado y que los precios se mueven en la misrna direccioacuten es decir que cualquier variacioacuten en uno de los precios se transmite perfectamente en el largo plazo

A continuacioacuten presentamos la ecuacioacuten de largo plazo que explica el comportamiento del precio delmiddot trigo y sus determinantes

PT = 1161148 + 0324815PIT + 01917825 + 1016678R

Siacute bien con el modelo estimado no es posible realizar un anaacutelisis estructural en el sentido de determinar el efecto de un cmbio exoacutegeno en una variable deshypendiente podemos afirmar que una variacioacuten futura del10 en el precio inshyternacional del trigo provoca una variashycioacuten del 33 en el precio nacional del trigo una variacioacuten del 1 0 del salario provocJ una variacioacuten del 1 9 en el

precio nKiacuteonal del trigo y una variashycioacuten del 10 del tipo de cambio provoshyca una variacioacuten del 1 03 en el precio nacional del trigo mostrando una mashyyor elasticidad y por lo tanto una mayor influencia en el precio nacional del trishygo

los resultados nos permiten afirmar que el precio del trigo es altamente senshysible d la fluctuacioacuten del tipo de cambio

llO El UADOR DEHAH

(R) porque en un pars donde se depenshyde de las importaciones es loacutegko que todos los preCios nacionales sean afecshytados al tipo de cambio y al precio inshyternacional del trigo (PIT) sin embargo menos sensible a la variacioacuten del salaacuteshyrio explicado baacutesicamente por los bajos niveles salariales observados en el peshyriodo de estudio y muy probablemente debido a que el salario promedio de la economfa no ridleja de manera muy daacutera la evoluCioacuten del salario sectorial

middotEn el caso de la ECUACION OE LA HARINA el test de Johansen nos sugiere

la presencia de al meacutenos 3 o 4 vectores de cointegradoacuten asumiendo una tenshydencia lineal con interceptomiddot y no tenshydencia asumiendo cinco rezaacutegos La ecuacioacuten de coiacutentegracioacuten de largo plashyzuacute middotobtenida por el procedimiento del test de Johansen nos permitemiddot afirmar que el mercado de harina en el Peruacute pashyra el periodo 1990 2002 se ericuacuteentra integrado y que los precios se mutven en la misma direccioacuten es dedr que cualquier variacioacuten en uno de ellos se transmite perfectamente en el largo plashyzo

PH = 1098373+0613481PT+0937578PIT +0291280S+1892649R

Podemos afirmar que una variadoacuten futura del 1 O en Efl preciacuteonacional del trigo provltgtca una variacioacuten del 61 en el precio de la harina una variacioacuten del 1 OYo del precio internacional del trigo provoca una variacioacuten del 938 en el precio de la harina una variacioacuten del 1 0 en el salario proyoca una variacioacuten del 29 en el precio de la harina y una variacioacuten del 10 del tipo de cambio provoca una variacioacuten del 189 en el precio de la harina

Los resuiIacuteados indican que el precio de la harina es altamente sensible a L fluctuacioacuten del tipo de cambio (R) y al precio internacional del trigo (PIT) debishydo a las riexcliexclzones descritas en el caso del trigo pero menogt sensible a la variacioacuten del precio nacional del trigo por particishypar eacutesle en la industria molinera en un

porcentaje miacutenjmo (1) y tambieacuten al salario

finalmente para el caso de la ECUAmiddot CION OEL PAN el test de johmsen nos indica q11e a un nivel de significancia del 5 la hipoacutetesis nula de cOintegrashycioacuten (cero vectores de uuntegradoacuten) A continuacioacuten presentamos la ecJJacioacuten de largo plazo que explica el comportashymiento del precio del pan y sus determishynantes asumindo una tendencia lineal con intercepto y tendencia asumiendo tres rezagos podemos concluir que el mercado del pan en el Peruacute para el peshyriacuteodomiddot 1990 2002 se encuentra inteshygrado y los precios se mueven en la misshyma direccioacuten es decir que cualquier vashyriacioacuten en uno de los precios se transmishyte perfectamente e el largo plazo

DmATf AGRAIltIltJ RuRAL 221

LPP = 2123831+0373068LPH+0015014LS+ 00019681

Con los resultados riel modelo estishymadaacute podemos afirmar ciexclue una varia doacuten futura del 10 en el precio de la harinlt1 provoca una variacioacuten del 37 en el precio del pan y una variacioacuten del l 0 del salario provoca una variacioacuten del 02V en el precio del pan

lus resultados nos permiten afirmar que el precio del pan es altamente senshysible iexcliexcl la fluctuacioacuten del predo de la harina (ligtH) es loacutegico porque es su principal insumo y poco sensible al sashylario por ser eacutesta una variable que se ha caracleacuterizado por presentar bajosniveshyles dtbido baacutesicamente a la inestabilishydad laboral propios de la liberalizacioacuten de mercado asumida a partir de 1 99 1 y probablemente porque el sa ario promeshydio no refleja claramente la evolucioacuten del salario senorial

Ecuaciones de corto plazo

Una vez verificada la nliacutentegfacioacuten se

ellmoacute el Modtgtlo de Correcooacuten de Errores (Mecanismo de Correccioacuten de

frrores MCfl como una forma de remiddot presentar la transmrsioacuten de precios en el

mercado peruano de la Cadena Agroalishymentaria Trigo t-lariha Pan en el cor-

ro plazo Tal como se desprende del teoshy

rema de Represenldcioacuten de Granger dashy

do rue el mecanismo de transmisioacutenmiddot de

precios cointegra tambieacuten tiene una reshypresentalti()n de correccioacuten de errores

Hay que recordar que el MCES estishyma una relacioacuten en diferencias inclushyyendo como regresores las diferencias rezagadaacutes de las variahles dependie_nmiddot tes los valores rezagados de las variashybles independientes y un teacutermino de coshyrreccioacuten de errores que representa el error de eciexcluilibrio o residuo de la ecuacioacuten de cointegracioacuten (rezagada un periodo) En tste sentido el teacutermino de correccioacuten de errores intuitivamente se interpreta como el atractor hacia el cual converge la dinaacutemica de corto plashyzo pues mide el grado en que la relashycioacuten de largo plazo estaacute fuera de equilishybrio

En ese contexto para el caso del mercado yo ECUACION DEL TRIGO podemos afirmar que alrededor del 225 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plazo en el mercadomiddot peshyruano de la Cadena Agroalimentaria Trishygo - lirina -middot- Pan durante el antildeo (t l ) son corregidos en el siguiente periacuteodo

5 En lo que a estabilidad parameacutetrica se refiere el modelo fue evaluddO por el test de coeshyficientes recursivos la estabilidad estructural de lo residuos de las regresiones se verifishycaraacute mediante la suma acumulada de cmiddotuadrados de los Hsiduos recursivos la prueba de autmurrelaciacuteoacuten del residuo se evaluara con el test del Multiplicador de 1 agrange bajo la hipoacutetesis nula no autocorrelaciacuteoacuten la hereroceddsltciacutedld de la ecuacioacuten de corto plazo se evaluaraacute con el test de White la normalidad de lo errores se evaluaraacute con el test de arque Bera

222 EcuADOR DEBATF

DP1 bull 022425(0324815PITtt-1l+ Ol9118lS(I I)+ 1016678Roaiexcl)+ 0389843DPT(IIl bull 0234271 DPT(tmiddot1l OIOI I85DPITltt-1)0094671 DPITltt-1)00071 71 D8ct-ar0005522DS t-1iexcl+021 2301 DRo arO 1 09086Du)

R ajustado 055

Durbiacuten Watsonc 1 80

Test lM ( 1 ) 00001

]arque y Bera 2 1 4864 log l ikeliacutehood 27424 Schwarz - U5

Ademaacutes ten len do la ecuacioacuten de corto plazo presentado podemos conshycluir que el efecto de las variaciones en el precio internadon a l del trigo (PIT) el 5a laacuterio (S) y el ti po de cambio (1) sobre los cambios del predo naciacuteonal del trishygo (PT) no son persigttentes porque su estructura de rezagos es del oacuterden 2 Asi por ejemplo una variacioacuten del 1 OYo en el PT se explica por una variaacutedoacuten del orden de 389 en un periacuteodo a nte r ior (t- 1 ) y una cafda de su propio pre c io del orden del 2 3 en dos periacuteodos anteriores (t-2) Una variacioacuten del l O en el PIT explica la caiacuteda del PT en 1 0 1 en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden 09 en 0-2) Una variacioacuten del 1 01

DERegresioacuten 004

F Estadfst ico 1 6 1 8 1Pst ARCH (2) 063 Test de White 00001

Akaik1 355 n 1 4

del S expl ica la caiacuteda del PT en 0071 en el periodo (t- 1 ) y 005 en el periacuteoshydo (t-2) Finalmente una variacioacuten del 1 OYo del R explica Ulla variacioacuten de 21 2 en PT en el periacuteodo (t 1 ) y una

middot caiacuteda del 1 09Yltgt en el periacuteodo (t-2) conduyendo que el precio middotnacional del trigo es maacutes sensible a la va riacuteacioacuten de sus propios prec ios y al tipo de cambio

la dinaacutemica de corto plazo para el caso de la ECUACION DE LA HARINA podemos afirmll que a lredPdor del 1 78 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plato NI el middot mercado peshyruano de la cadena Agroalimentcria Trishygo - HaririJ Pan durante el antildeo t- 1 son corregidos en el siguiente

DPiexcl bull - 0017808 (061348lPT(I-tiexcl+0937578PIT1t-1iexcl+0l91l80Siexclt-iexcl + 189264R (l-a+02309l ODPD(I-tr007392DPHiexcl_Jiexcl+024459DPH1aJiexcl- 034051 DPH1gt + Ot55682DPHiexcl5)+ OU330DPT1 ar0234387DPT(I-n- 0075t4DPT1tJ)+000402DPTltt-ltll -004230PT1u1 +008083DPIT (1-1) 003396DPrr1 21+ 003192DPITlttJr000 l 02DPIT H + 006209DPIT1_siexcl-OOIS96D8tt-tr000307DSiexcl_1l +007802DSiexcltJl+0071 t l DS1004498DS (t-)+056287D_oOl469DRo-aiexcl+0375226DaJ)+006ll9Dt-ltll+034534Dt-5)

R ajustado 081 DERegresiacuteoacuten 002 Durbin Watnn 1 66 F Estadiacutestico 2 1 47 Test lM 25) 0064 Test ARCH (3) 036 ]arque y Bera 7856 Test de White 001 3 Log l ikel ihood H880 AkaikP 427 Schwarz 372 n 1 46

Entonces teniendo la ecuacioacuten de cor1o plazo podemos decir que el efecshyto de las variaciones en el precio nacioshynal del trigo (PT) precio internacional del trigo (PIT) el salario (S) y el tipo de cambio (R) sobre los cambios del preshycio de la harina (LPH) son relativamenshyte persistentes porque su estructura de rezagos es del orden 5 En el caso de una variacioacuten del 1 0 en el PH se exshyplica por una variacioacuten de 231 en su propio precio un periacuteodo antes (t- 1 ) y 156 en cinco periacuteodos anteriores (t-5) tras experimentar caiacutedas en el segundo y cuarto periacuteodos anteriores Una variashycioacuten del 1 0 en el PT se explica por una variacioacuten riel orden de 123 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1) y una caiacuteda del orden del 064 en cinco periacuteodos anteriores (t -5) Una variacioacuten del 1 0 en el PIT explica la variacioacuten del precio Je la harina en 081 en el

DfHATE AGRARIO RuRAL 223

middot periacuteodo (t- 1) y del orden 062 en (t-5) Una variacioacuten del 10 del salario explishyca la caiacuteda del precio de la harina en 016 en el periacuteodo t- 1 ) y 045 en el periacuteodo (t-5) y una variacioacuten del 1 0 del tipo de cambio explica una variashycioacuten de 563 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden de 345 en el periacuteodo (t-5) lo que nos hace conshycluir que el precio de la harina es maacutes sensible a las variaciones del tipo de cambio y a la variacioacuten de su propio pmcio

En el caso de la ECUACION DEL PAN podemos afirmar que alrededor del 59 16 de las desviaciones (de la relacioacuten de largo plazo) en el mercado peruano de la Cadeniexcliexcl Agroalimentaria Trigq Harina - Pan en la ecuacioacuten del pan durante el antildeo (t- 1 ) son corregidos en el siguiente

DP=-6591576(0373068PH11tiexcl+OOI50141bull1r0001 968T+022l79DPP111 -00434SDPPiexclziexcl+002807 D PPiexclbull-lr00723DPH11bull11+006 1 01 DPII1_z1-0 1 1 026DPHiexcl1-Jiexcl -004068DSII-ti000948D1-ziexcl + 003 122DS11Jiexcl

K ajustado 08 1 Durbin Watson 1 69 Test LM (25) 0 1 4 ]arque y Hera 1 4825 Log iikelihood 35677 Schwaa - 445

Los resultados de la ecuacioacuten de corto plazo permiten afirmar que el efeCto de las variaciones eu el precio de la harina (PH) y el salario (S sobre los cambios del precio del pan (LPP) no son persistentes porque u estructura de rezagos es del orden 3 por ejemplo una variacioacuten del 1 0 en el PI se expl i -

DERegresioacuten 002 F Estadiacutestico 4806 Test ARCH (2) 01 9 Test de White 0008 Akaike - 467 n 1 48

ca por una variacioacuten del orden de 224 en un periacuteodo anterioacuter (t- 1 ) y 028 de su propio precio etbull tres periacuteoshydos anteriores (t-3) tras experimentar una caiacuteda en el periacuteodo (t-2) Una variashycioacuten del 1 0 en el LPH explica la caiacuteda del IP en 073 en el periacuteodo (t- 1 y del orden de 1 10 en (t-3) y una varia-

224 ErUA10R DFfiAfE

cioacuten dei 1 0 del S explka la ralda del LPP en 041 Yo en El periodo lt- 1 ) y 03 1 u en el periacuteodo (t-3) concluyen do que el precio del pan es maacutes sensible a la variacioacuten de su propio precio y al precio de la harina

Funciones de impulso - respuesta y desshy

composicioacuten de la varianza

Los modelos estimados no pueden ser ana lizados como modelos econoshymeacutetricos tradic ionales en tal sentido a continuacioacuten procedemos a analizar las illterrelaciones entre las variables que lo fotman exa minando )os eftos de shocks sobre la evaluacioacuten en el t iempo de-las variables para lo cual se haraacute uso del anaacutelisis de las funciones de impu lsltJ middot-e respuesta de los modelos est imados no sin 1ntes mencionar que la metodoshylogiacutea de los vectores autorreiexcliexclresiacutevos reshyquieren de la aplicacioacuten de un test que

nos permita los rezagos oacutept imos (JUf ya se dettgtrmin6 en 2 para la cuacioacuten del trigo 5 para la ecuacioacuten de la harina y 3 para Id ecuacioacuten del pan del mismo modo requiere la aplicacioacuten dPI test de causalidad de Granger a traveacutes del cual se va iexcl hacer una correcta ordeniexcliexclciacuteoacuten de las variables en liexcliexcls ecuaciones Inishyc ia lmente tenemos la ecuac ioacuten del trigo y cuya ordenacioacuten de variables fue el salario (S) el precio naclonal del trigo (PT) el tipo de C ilmbio (R) y el precio in middot ternacional del trigo (PIT) middot

A partir d( las relac iones estimadas en la ECUACION OH TRIGO se proceshydioacute a simular tanto los efectos de una

middot var iacioacuten en el precio nacional del trishygo precio internacional del trigocomo del t ipo de cambio y el salario obteshyn ieacutendose cpmo resultados cuatro esceshynarios que son resumidos a continuashycioacuten en el graacutefico 2

Graacutefico NIJ 2 Fnd6fi llflalsoacute Res de la Ec11iexcliexcldoacuten 1 irrgo middot middot iexcl 1 bull - - bull

a) Respo-e of PT iu One S D lnJuwatioshyon4 --------------==========------

=1

0 03

0 02

0 00

- 0 0 1

- O Ol - a middot 4

1 4 G 8 10 iexcliexcl

Q e a a

14 16

i

18 JO

IJERAH A(RARIO RURAl 225

h) Response ofPIT fa 011e SD btnovations

o os

0 06 -ixmiddotmiddot iexclmiddot-middot J_middotmiddotmiddot

-- _ L (t bullbull bull Jmiddotmiddotmiddotmiddot-irmiddotmiddotmiddot- - middot M---f_ __ _ ____ iquest __ J -

0 (14

r) Respeue of S to One SD lmunraiiacuteou

0 10

o os

0 06

0 04

0 1)2

0 00

bull OOJ 4 14

--middot-middot S --Jo- R

1oacute 18 20

210 ECliAIIOK OtIIATf

galletas dentro de las mismas empresas y el 2 deg para el consumo doacutemeacutestico Cashybe resaltar que la mayor parte de la proshyduccioacuten de harina se orienta a Lima desshytinaacutendose principalmente a la paniiicashycioacuten (Ver graacutefico 1)

Por otro lado el hecho de dar un ni-

vcl de proteccioacuten al trigo nacional imshyplica elevar el costo para las empresas molineras lo que lleva a que el trigo reshypresente el 70h del costo de producshycioacuten de la harina disminuyendo de esta tnltmera los maacutergenes de ganancias y por ende la oportunidad de crecer

Cuadro No 2 Precios de los principales derivados del Trigo (US$)

PRODUCTO Hbullrinbull gt------------

(Saco 50 Kg) Bolivi lbOO Colomnbullbull 1517 Ecuador lbOO Venezuel1 2_300 Meacutexim 1350 Chile 1200 Peru 1800

fueme loliacutelica Comerual EXernbull del Trigo Apoyo C onsulloriacutea

middot-------------- ---iexcliexcl(iexcl-iexcl--------Pan (Kg) (Kg) middotmiddot---middot-middot-------- --middotmiddot---------

0-il 057 142 011 010 lUlO 1 () 07h 100 061 OHil 081 l 04 014

--

----

-

---

-

-

--

---

Graacutefico Ndeg 1 Produccioacuten de Harinas Seguacuten Destino

lanificacioacuten

Tomando en cuentil el proceso pru ductivo de las molineras y la cadtnd va lor de la industria molinera podernfJ afirmar que se encuentra verticalmenlmiddot intPgrada considerando entre sus pro

Consumo domeacutestico

Industriales

cesos no soacutelo la molienda de trigo sino tambien la produccioacuten de derivados y distribucioacuten La oferta es eminentemenshyte locl aunque tambieacuten existen empreshysas extranjeras el nivel de competencia

es elevado sobre todo por el exceso en la capacidad instalada (35) y los maacutershygenes por ende son reducidos

El Pan

La panificaci(m requiere harinas de muy buen contenido proteico que aseshyguren el proceso de fermentacioacuten y leshyvado de la masa Actualmente en el mercado se encuentra el pan tradicional (casero) y el pan industrial (de molde) esllt uacuteltimo es demandado en los paiacuteses industrializados yo grandes ciudades del mundo y consumido por los sectores sodales de ingresos altos y medio alto en tanto el pan tradicionl (de piso) es consumido por sectores medios y de bshyjos ingresos Cabe indicar que el consu mo anual peruano de pan tradicional se estimltJ en 70 kg por habitante mientras que el industrializado promedio un 35 kg por hlbitante

La elaboracioacuten de este producto (pan tradicional) demanda entre et SS y el 90Y de ltonsumo interno de huina de trigo para lo distintos paniiacuteicados El agua puPde llegar a representar entrl el 20)( y 30 del producto final y la mashyteria grasa dt origen animal y vegetal de 01deg a 45

Elt importante tambieuron anotar que en la fase de segunda transformacioacuten (caso del trigo y del maiacutez) las unidades agroindustriales tienden a mostrar un alshyto grado de polarizcioacuten en un extremo por el nuacutemero muy reducido de grandes empresas industriales productores de pan de molde o de caja y olra serie de derivados del trigo (Bimbo Unioacuten PYC y otros) que estariacutean respectivamente en el grupo de baacutesicos modernos y de dile-

DftIJ ACRI1-tl() RIIRIl 211

renciacuteados y en el otro por una multipli shycidad de pequentildeas unidades generalshymente micro industrias --muchas de ellas de tipo familiar qll cumplen con frecuencia tanto la funri(m dP segunda transformacioacuten nmm la dtgt comercialishyzacioacuten minorista eJe los productorps que generan

Otro punto de refPFenda importante para el anaacutelisis yo tbullstutlio dtgt la cadena agroalimentaria trigo-harina-pan es el conocer el coacutemo se ha estado proteshygiendo el mercado interno en el marco del comercio PxtPriacuteor pueto que los aranceles vigentes de trigo y derivados pueden afectar de manera importante a la industria molinera es de esperar que en un contlxlo donde el arancel dP la harina y sus derivados se mantienen m un 25 So nean diferenciacuteas importanshytes entre los precios dP los productos fishynales En ese contexto el gobierno sin pretenderlo habraacute sustituido derivados del trigo hecho en el Peruacute por derivados del trigo hechos fuera producieacutendose un arancel redundante

Transmisioacuten de precios en la cadena agroalimentaria trigo-harina-pan

En los modelos de transmisioacuten de precios por lo general se considera los precios de las distintas etapas de la coshymercializacioacuten 1nalizando las relacio nes dinaacutemicas entre el precio al producshytor y el precio al consumidor a traveacutes de un modelo claacutesico de maacutergenes similar 1 la ecuacioacuten de forma reducida de Borshysen 11985) consirlmando ademaacutes el precio de lm insumos de produccioacuten del producto Estos modtbulllos presentan dos limitaciones en primer lugar son

estaacuteticos 1bull pues no permite malizu los ajustes en el corto plazo a lo largo de la cadena de comerCializacioacuten (Kasavan 1992) En segundo lugar suponen impliacuteshycitamente que el precio de los insumos y el precio del productor causan o deshyterminan el comportamiento del precio al consumidor

La solucioacuten a las restricciones antes descritas se da a traveacutes de especificar un modelo VAR el cual permite un anaacutelisis dinaacutemico y no establece a priori cuaacuteles son las relaciones de causalidad exisshytente entre las variables es decir todas las variables son consideradas como enshydoacutegenas La aplicacioacuten de esta metodoshylogiacutea a la transmisioacuten de precios se pueshyde revisar en los trabajos de Babula y Bessler (1990) Babula y Bailey ( 1 99 1 ) B(gtrsen 11985) En todos estos trabajos los modelos son estimados y contrasta-

Max QtQ sa

Donde

dos coosider mdo qutgt las sene son es tacionarias

Transmisioacuten de precios en la cadena agroalimentaria Trigo-Harina-Pan

Para comprender las relaciones de la formacioacuten transmisioacuten de precios y la dinaacutemica en la cadena agroalirnentashyria de la cadena Trigo - Harina - Pan en la economiacutea del Peruacute tomaremos como referencia el modelo desarrollado por Kevoredo ( 1 994) quien analiza el imshypacto de variaciones en los precios inshyternacionales sobre los consumidores En este modelo de precios se considera la relacioacuten del precio internacional del trigo con los precios domeacutestkos de trishygo de la harina y del pan La maximizashycioacuten para la firma que produce harina viene dado por

(1)

=Cantidad demandada de trigo por la empresa monopsoacutenica

= Cantidad demandada de trigo por el poder comprador

= Precio pagado del trigo en el mercado domeacutestico

= Precio de la Harina

Cantidad Producida de t larina

= Costo de importacioacuten de trigo

= Cantidad importada de trigo

la relaciones de causalidad liderazgo no estaacuten rnuy claras en losmercadm agrarios y deshypenden en la mayor parte de las ocasione de la esrruclUra de mercado en cada eslaboacuten de la cadena de comercializacioacuten

DtiiATf ACKARto RutltAL 13

La condicione de primer orden vienen dadas por

P OQH N[ J E12] 11 -- = Piexcl 1 +-o +-o

IXJr E E2

Donde

(2)

(3)

Eo 2 bull Elasticidad precio de la Oferta de trigo ante cambios en la cantidad

demandada del poder comprador

E() 1 bull

Elasticidad precio de la oferta de trigo ante cambios en la cantidad

demandada de la empresa monopsoacutenica

Elaslicidad de la demanda del poder comprador ante cambios en la

cantidad demandada por la empresa monopsoacutenica (Elasticidad Conshy

jetural)

El signo de la elasticidad conjetural pues es loacutegico esperar que un incremenshyto de fa demanda de la empresa monop soacutenica lleve a que el poder comprador disminuya sus adquisiciones de insumo debido a que ello implicariacutea un alza del

N p M Piexcl = Pr

p = [J___J[ 1 1 aM 1 +--+ E2 Eo Eo 1 2

precio recibido por los productores por tanto podriacutea esperarse un valor para fa elasticidad conjetural negativa Resolshyviendo las condiciones de primer orden se obtiene que el precio pagado a los productores de trigo estariacutea dado por

(4)

214 f( UADOK 0EBAI F

Donde

a1 == Coefkienle teacutemko del trigo nacional

a1 Coeficiente teacutecnico del trigo importado

Como corolario interesantt- de la ecuacioacuten dt-1 predo del trigo nacional se observa que la variabilidad del costo de importaciuacuten se transmite directashymente al predo del productor uc trigo

Por otro lado el precio de la harina estaacute asociado a los precios del trigo nashycional e importado Para ello sumando

La ecuacioacuten del precio del pan pueshyde derivarse de la misma manera en funcioacuten del precio de la harina y de las

aunque en un porcentaje menor suposhyniendo que la elasticidad conjetural es menor a uno en valor absoluto y por tanto el valor de 1 se encuentra Pntre O y1

(5)

ambos lados de las condiciones de prishymer orden y despejando el precio de la harina se obtiene

(6)

elasticidades de oferta de la harina y la demanda de pan

(7)

Donde

Piexcl Precio del pan

1+ E H

1 I+shyE1

DHlAil AGfltAKIO RtJKAI 215

E1 Elastiacutecioacutead precio de la demanda del pan

E 11 Elasticidad precio de la oferta de la harina al

Coeficiente teacutecnico de la harina en la produccioacuten de pan

Tenemos que

Si A en la ecuacioacuten (7) es menor a 1 enlonce los cambios en el preshycio de la harina no se reflejan totalmente en el precio del pan y

Si A es iguiexcliexcll o mayor a 1 entonces lo cambiogt en el precio de la hashyrina repercuten maacute fuertemente sobre el mercado del pan

Lo supuesto a considerar en el mo delo son lt) Lo prltsem ilt en el mercado de trigo de una demanda concentrada asiacute como la presencia de produccioacuten nacional e importadoacuten de trigo es deshycir el trigo en el Peruacute es soacutelo un bien imshyportable 5us costos unitario no permishyten exportarlo lo qut conlleva a que la uacutenica demanda a la que se enfrentan lo- productores de trigo es la de la imJuWIacuteil harinera domeacutestica b) lrl demanda por trigo funciona romo demanda coludiacutedlt por tanto en lugar de tomar tgtl precio como dato va a incorporar en su toma

de decisioacuten la curva inversa de oferta de insumo e) la luncioacuten de produn ioacuten de la huina se va a asumir con el fin de sirnpliacuteiiacutecar la modelizacioacuten que depenshyde solamente de los insumos intermeshydios (trigo domeacutestico e importado) y no de los factores de produccioacuten capital y trahaiacuteo Esto fin emhargo no significa que no intervengan en la funcioacuten de produccioacuten diexcl El mercado del Pan se consiacutedtra qtw ambas parte tanto la oferta corno la demandd de hr1rina lic nen cierto poder de meH lflo

216 EnJMXJR DFR11

Evidencia empiacuterica y anaacutelisis de resultamiddot

dos

En esta seccioacuten ltentraremos nuestra atencioacuten en el estudio de los mecanisshymos de transmisioacuten de precios a lo larshygo de la Cadena Agroalimentaria Trigo Harina - Pan para lo cual se haraacute uso de las teacutecnicas de cointegracioacuten Se va a estudiar las relaciones dinaacutemicas de transmisioacuten existentes a partir de la forshymacioacuten del precio del trigo la harina y finalmente el pan

El modelo consta de tres ecuaciones (una para cada producto de la cadena) en las que intervienen las variables preshysentadas en un modelo teoacuterico2 las ecuaciones son de caraacutecter general en el sentidoacute que no asumen a priori los valores de las elasticidades ni el nuacutemeshyro de retardos implicados por la dinaacutemishyca del sistema3 Las tres ecuaciones planteadas pueden verse a continuashycioacuten4

PT = fl (PIT R S) PH = f2 (PT PIT R S) PP = f3 (PH S)

S Salario ReaL R Tipo de Cambio Real

PT Precio del Trigo Domeacutestico en Nuevos Soles Constantes

PIT Precio del Trigo Importado en Doacutelares constantes

PH Precio de la Harina en Nuevos Soles Constantes

PP Precio del Pan en Nuevos Soles Constantes

Cabe sentildealar que las ecuaciones de precios presentados en el modelo empiacuteshyrico no representan sistemas de oftrtas y demandas aunque eacutestos se encuentren impliacutecitos Son maacutes bien ecuaciones de reaccioacuten que muestran como reperushyten en el precio de un bien los cambios en el predo de sus insumos A pesar de no haber sido considerada la mano de obra en el modelo te6rico si se induyoacute en el modelo empiacuterico por participar activamente en la estructuracioacuten de los costos

El estudio se realiza utilizando datos promedios mensuales desde enero de 1990 hasta agosto de 2 002 expresados en soles de 1994 y transformados en loshygaritmos Se utilizoacute la teacutecnica de cointeshygracioacuten multivariados desarrollados por johansen (1988) y Stock Watson (1988) El propoacutesito de estos test es especificar y estimar el nuacutemero de vectores de coinshytegracioacuten (r) existentes en un conjunto de variables (p) con rltp pudieacutendose

2 Se parte de la idea que la modelizacioacuten completa de toda la informacioacuten proporcionada por un mercado es imposible de realizar y no es esencial para comprender las relaciones de precios

3 En tal sentido el marco teoacuterico presentado debe ser considerado como un marco de refeshyrencia en la medida que no dice nada acerca por tjernplo del manejo de inventarios o de la estacionalidad en la produccioacuten de harina y del pan

4 Todas las variables se encuentran en logaritmos

presentar tres casos a) Si el rango r=p se puede decir que el vector es estacioshynario b) Si el rango rO entonces estashymos ante la presencia de un proceso vectorial autorregresivo irrestriacutecto y e) Finalmente rltp en este caso r indica la cantidad de vectores de cointegracioacuten que existe en el sistema De esta forma el n(Jmero de vectores de coiacutentegracioacuten se corresponde con el nuacutemero de relashyciones funcionales independientes exisshytentes entre las variables

En lo que a estabilidad parameacutetrica se refiere el modelo seraacute evaluado por el test de coeficientes recursivos la estashybilidad estructural de los residuos de las regresiones se verificaraacute mediante la sushyma acumulada de cuadrados de los resishyduos recursivos la prueba de autocorreshylacioacuten del residuo se evaluaraacute con el test del Multiplicador de lagrange baiacuteo la hipoacutetesis nula 11no autocorrelacioacuten la heterocedasticidad middotde la ecuacioacuten de corto plazo se evaluarltiacute con el test de White la normalidad de los errores se evaluaraacute con el test de )arque Bera

Anaacutelisis de estacionariedad de las series

Previo al anaacutelisis de estacionariedad de las series se procedioacute a uniformizar los datos para lo cual todos fueronmiddot de-

DmATF AGRARIO RURAL 217

flactadm con un mismo iacutendice ( 1994) luego se procedioacute a tomar el logmiddotaritmo a las series con el fin de reducir la estaciacuteoshynariedad de la varianza semiddot evaluoacute la presencia de raiacutez unitaria de las series del modelo bajo la hipoacutetesis 1 (1) vs 1(0) para lo cual se recurri6 a los tests Oickey Fuller (Of y ADF ) y Phillips y Perron para niveles de rezago de 1 hasmiddot ta 4 de las variables del modelo obsershyvaacutendose que en valor absoluto son infeshyriores al valor criacutetico pua un nivel de significancia del 5Yo aceptaacutendose la hishypoacutetesis nula de existencia raiacutez unitaria o no estacionariedad de las variables de estudio sin embargo en aacutelguno casos estos resultados soacutelo incluyen constanshyte tendencia y en otros no incluyen constante ni tendencia Tambieacuten se evashyluoacute las series

diferenciadas (DPT OPIT

OPH DPP DR DS) baiacuteo la hipoacutetesis 1 (1) vs 1(2) observaacutendose que en todoacutes los casos se rechaza la hipoacutetesis nula de la existencia de dos ralees unitarias (es decir las series en pri111eras diferenias son estacionarias) concluyeacutendose que las Vdriableo del modelo SOn integradas de orden 1 es decir son 1 (1) y por tanshyto debe contrastarse la posibleacutemiddot presenshycia de relaciones de equilibrio a largo plazo entre las mismas (esto esr si coinshytegran) ver cuadro 3

TEST PT PIT

DF 1 e -297 -236

T 1

-321 -259

N -094 -095 4DF(2) 1 e 1 -233 - 231 T 1 -250 -255 N -081 -092 4Df(3) e -29 4 -231 T -3 04 -245

N -107 -103

ADF(4) e

1 -320 -200

T -333 -222 -1 11 -089 PP(2) e -305 -226 T -318 -233 N 1 -081 -1 09

PP(3) e -306 -229

T -321 -238 N 111 -108 PP(4) e -313 -229

T -329 -238

1 N -1 11 -109

PH pp

-267 -361 -272 -669 -129 -049

-306 -293

-327 -666 -122 -031

-317 -248 -370 -787 -096 -010

-399 -207 -402 -439 -170 -093

-399 -294 -411 -450 -1 74 -074

-405 -290 -424 -4A3 -171 -074

-403 -278 -422 -426 -1 73 -074

IR 1

-283 -316 -079

-315

-304 -132

-406

-395

-157

-453

-417 -190

-345 -372 -110

-351 -382 -111

-347 -380 -110

Cuadro No 3 Prueba de raiacutez unitaria

S DPT DPIT

-077 -1l04 -734

-266 -1100 -732 middotDIO -1107 -735

-076 -710 -669 -267 -710 -669 012 -i 11 -669

-059 middot57i -632 -269 -577 -630 023 -5 77 -632

-084 -619 -554

-300 -621 -551 004 -619 -557

-082 -1211 -898 -249 -1207 -896 013 -1215 -900

-076 -12 13 -894

1 -246 -1208 -892 017 -1217 -896

1 -079 -1211 -886

J -247 -1207 -884

016 -1215 -888

DPH

-8 10 -810 -810

-574

-571 -575

-671 -680 -666

-641 -658 -631

1 -1615 -1619

1 - 1595 1 -1593

1 -1596

- 1596

-15 95

-1597

VC Valor Criro Oif Dfterencias

DPP DR

-903 -1199

-9()3 -1202 -906 middot1200

-979 -769 -988 -778 -983 -767

-827 -6 1 5

-817 -836 -829 -808

-838 -1025 -825 -1096 -832 -1002

-840 -1539

-838 -1534

-844 -15 44

-831 -1535 -828 middot1 5 30 -835 -1539

-822 - 1543 -820 -1538 -826 -1547

C incluye ronstantc T incluye constante y tendencia i No incluye conStante ni tendencia los nuacutemeros entre parentests indiacutecan el nuacutemero de rezagos del contraste de raiz unitaria

os

-899 910

-901

-608 -824 -609

-567 -5 83

-567

-503 -516 -503

-1345

-1355

-1348

1 349

-1 361 -1352

-1346 -1359

- 1349

VC 5 1 VC Soo Nivel Dlf

-288 -288 -344 -344 -194 -194

-288 -288 -344 -344

-194 -194

-268 -288 -344 -344

-194 -194

-288 -288 -344 -344

-194 -gt94

-288 -288 -344 -344

-194 -194

-288 -288 -344 i -344

-194 iexcl -194

1 -288 -288 -344 -344

-194 - 194 1

N -00 m () e gt

Cl m iexcl m

Ecuaciones a largo plazo

Una vez contrastada la posiblEbull preshysencia de relaciones de equilibrio a larshygo plazo y para verificar la hipoacutetesis de cointegracioacuten (especificacioacuten de largo plazo del modelo) se aplicoacute el enfoque de maacutexima verosimilitud propuesto por Johansen pues se trata de deterrninilr si calJa precio responde a sus propios facshytores determinantes o bien si los precios responden a un conjunto de factores coshymuneacutes Cabe anotar que los coeficientes estimados representan las elasticidades de cada una de las variables que particishypan en el modelo

Para realizar este anaacutelisis partimos de las tres ecuaciones del modelo empiacuteshyrico iniciando el estudio con el caso de 1 ECUACION DEL TRIGO En este cashyso el test de Johansen nos indica que a un nivel de significancia del so la hipoacuteshytesis nula de cointegracioacuten (cero vectoshyres de cointegracioacuten) es fuertemente reshychazada pues el valor calculado del log likelihood ratio es mayor que el vashylor criacutetico mientras la hipoacutetesis de uno o maacutes vectores de cointegracioacuten es

DHltiacutefF ACRARO RURAl 219

aceptad en contra la alternante de la estacionalidad de las series (Log likelishyhood ratio lt valor criacutetico) Establecienshydo una representacioacuten de largo plazo asumiendo una tendencia lineal con inshytercepto y no tendenda asumiendo dos rezagos

En el modelo al no existir variables exoacutegenas propiamente dichas la ecuashycioacuten estimada tiene una interpretacioacuten diferente a la de un modelo economeacutetrishyco en ese sentido los paraacutemetros explishycan coacutemo cada variable evoluciona en el tiempo conociendo losvaloresen el pasado La ecuacioacuten de cointegracioacuten de largo plazo obtenida por el procedishymierilo del test de Johansen nos permite afirmar que el mercado del trigo en el Peruacute para el periacuteodo 1990 2002 se encuentra integrado y que los precios se mueven en la misrna direccioacuten es decir que cualquier variacioacuten en uno de los precios se transmite perfectamente en el largo plazo

A continuacioacuten presentamos la ecuacioacuten de largo plazo que explica el comportamiento del precio delmiddot trigo y sus determinantes

PT = 1161148 + 0324815PIT + 01917825 + 1016678R

Siacute bien con el modelo estimado no es posible realizar un anaacutelisis estructural en el sentido de determinar el efecto de un cmbio exoacutegeno en una variable deshypendiente podemos afirmar que una variacioacuten futura del10 en el precio inshyternacional del trigo provoca una variashycioacuten del 33 en el precio nacional del trigo una variacioacuten del 1 0 del salario provocJ una variacioacuten del 1 9 en el

precio nKiacuteonal del trigo y una variashycioacuten del 10 del tipo de cambio provoshyca una variacioacuten del 1 03 en el precio nacional del trigo mostrando una mashyyor elasticidad y por lo tanto una mayor influencia en el precio nacional del trishygo

los resultados nos permiten afirmar que el precio del trigo es altamente senshysible d la fluctuacioacuten del tipo de cambio

llO El UADOR DEHAH

(R) porque en un pars donde se depenshyde de las importaciones es loacutegko que todos los preCios nacionales sean afecshytados al tipo de cambio y al precio inshyternacional del trigo (PIT) sin embargo menos sensible a la variacioacuten del salaacuteshyrio explicado baacutesicamente por los bajos niveles salariales observados en el peshyriodo de estudio y muy probablemente debido a que el salario promedio de la economfa no ridleja de manera muy daacutera la evoluCioacuten del salario sectorial

middotEn el caso de la ECUACION OE LA HARINA el test de Johansen nos sugiere

la presencia de al meacutenos 3 o 4 vectores de cointegradoacuten asumiendo una tenshydencia lineal con interceptomiddot y no tenshydencia asumiendo cinco rezaacutegos La ecuacioacuten de coiacutentegracioacuten de largo plashyzuacute middotobtenida por el procedimiento del test de Johansen nos permitemiddot afirmar que el mercado de harina en el Peruacute pashyra el periodo 1990 2002 se ericuacuteentra integrado y que los precios se mutven en la misma direccioacuten es dedr que cualquier variacioacuten en uno de ellos se transmite perfectamente en el largo plashyzo

PH = 1098373+0613481PT+0937578PIT +0291280S+1892649R

Podemos afirmar que una variadoacuten futura del 1 O en Efl preciacuteonacional del trigo provltgtca una variacioacuten del 61 en el precio de la harina una variacioacuten del 1 OYo del precio internacional del trigo provoca una variacioacuten del 938 en el precio de la harina una variacioacuten del 1 0 en el salario proyoca una variacioacuten del 29 en el precio de la harina y una variacioacuten del 10 del tipo de cambio provoca una variacioacuten del 189 en el precio de la harina

Los resuiIacuteados indican que el precio de la harina es altamente sensible a L fluctuacioacuten del tipo de cambio (R) y al precio internacional del trigo (PIT) debishydo a las riexcliexclzones descritas en el caso del trigo pero menogt sensible a la variacioacuten del precio nacional del trigo por particishypar eacutesle en la industria molinera en un

porcentaje miacutenjmo (1) y tambieacuten al salario

finalmente para el caso de la ECUAmiddot CION OEL PAN el test de johmsen nos indica q11e a un nivel de significancia del 5 la hipoacutetesis nula de cOintegrashycioacuten (cero vectores de uuntegradoacuten) A continuacioacuten presentamos la ecJJacioacuten de largo plazo que explica el comportashymiento del precio del pan y sus determishynantes asumindo una tendencia lineal con intercepto y tendencia asumiendo tres rezagos podemos concluir que el mercado del pan en el Peruacute para el peshyriacuteodomiddot 1990 2002 se encuentra inteshygrado y los precios se mueven en la misshyma direccioacuten es decir que cualquier vashyriacioacuten en uno de los precios se transmishyte perfectamente e el largo plazo

DmATf AGRAIltIltJ RuRAL 221

LPP = 2123831+0373068LPH+0015014LS+ 00019681

Con los resultados riel modelo estishymadaacute podemos afirmar ciexclue una varia doacuten futura del 10 en el precio de la harinlt1 provoca una variacioacuten del 37 en el precio del pan y una variacioacuten del l 0 del salario provoca una variacioacuten del 02V en el precio del pan

lus resultados nos permiten afirmar que el precio del pan es altamente senshysible iexcliexcl la fluctuacioacuten del predo de la harina (ligtH) es loacutegico porque es su principal insumo y poco sensible al sashylario por ser eacutesta una variable que se ha caracleacuterizado por presentar bajosniveshyles dtbido baacutesicamente a la inestabilishydad laboral propios de la liberalizacioacuten de mercado asumida a partir de 1 99 1 y probablemente porque el sa ario promeshydio no refleja claramente la evolucioacuten del salario senorial

Ecuaciones de corto plazo

Una vez verificada la nliacutentegfacioacuten se

ellmoacute el Modtgtlo de Correcooacuten de Errores (Mecanismo de Correccioacuten de

frrores MCfl como una forma de remiddot presentar la transmrsioacuten de precios en el

mercado peruano de la Cadena Agroalishymentaria Trigo t-lariha Pan en el cor-

ro plazo Tal como se desprende del teoshy

rema de Represenldcioacuten de Granger dashy

do rue el mecanismo de transmisioacutenmiddot de

precios cointegra tambieacuten tiene una reshypresentalti()n de correccioacuten de errores

Hay que recordar que el MCES estishyma una relacioacuten en diferencias inclushyyendo como regresores las diferencias rezagadaacutes de las variahles dependie_nmiddot tes los valores rezagados de las variashybles independientes y un teacutermino de coshyrreccioacuten de errores que representa el error de eciexcluilibrio o residuo de la ecuacioacuten de cointegracioacuten (rezagada un periodo) En tste sentido el teacutermino de correccioacuten de errores intuitivamente se interpreta como el atractor hacia el cual converge la dinaacutemica de corto plashyzo pues mide el grado en que la relashycioacuten de largo plazo estaacute fuera de equilishybrio

En ese contexto para el caso del mercado yo ECUACION DEL TRIGO podemos afirmar que alrededor del 225 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plazo en el mercadomiddot peshyruano de la Cadena Agroalimentaria Trishygo - lirina -middot- Pan durante el antildeo (t l ) son corregidos en el siguiente periacuteodo

5 En lo que a estabilidad parameacutetrica se refiere el modelo fue evaluddO por el test de coeshyficientes recursivos la estabilidad estructural de lo residuos de las regresiones se verifishycaraacute mediante la suma acumulada de cmiddotuadrados de los Hsiduos recursivos la prueba de autmurrelaciacuteoacuten del residuo se evaluara con el test del Multiplicador de 1 agrange bajo la hipoacutetesis nula no autocorrelaciacuteoacuten la hereroceddsltciacutedld de la ecuacioacuten de corto plazo se evaluaraacute con el test de White la normalidad de lo errores se evaluaraacute con el test de arque Bera

222 EcuADOR DEBATF

DP1 bull 022425(0324815PITtt-1l+ Ol9118lS(I I)+ 1016678Roaiexcl)+ 0389843DPT(IIl bull 0234271 DPT(tmiddot1l OIOI I85DPITltt-1)0094671 DPITltt-1)00071 71 D8ct-ar0005522DS t-1iexcl+021 2301 DRo arO 1 09086Du)

R ajustado 055

Durbiacuten Watsonc 1 80

Test lM ( 1 ) 00001

]arque y Bera 2 1 4864 log l ikeliacutehood 27424 Schwarz - U5

Ademaacutes ten len do la ecuacioacuten de corto plazo presentado podemos conshycluir que el efecto de las variaciones en el precio internadon a l del trigo (PIT) el 5a laacuterio (S) y el ti po de cambio (1) sobre los cambios del predo naciacuteonal del trishygo (PT) no son persigttentes porque su estructura de rezagos es del oacuterden 2 Asi por ejemplo una variacioacuten del 1 OYo en el PT se explica por una variaacutedoacuten del orden de 389 en un periacuteodo a nte r ior (t- 1 ) y una cafda de su propio pre c io del orden del 2 3 en dos periacuteodos anteriores (t-2) Una variacioacuten del l O en el PIT explica la caiacuteda del PT en 1 0 1 en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden 09 en 0-2) Una variacioacuten del 1 01

DERegresioacuten 004

F Estadfst ico 1 6 1 8 1Pst ARCH (2) 063 Test de White 00001

Akaik1 355 n 1 4

del S expl ica la caiacuteda del PT en 0071 en el periodo (t- 1 ) y 005 en el periacuteoshydo (t-2) Finalmente una variacioacuten del 1 OYo del R explica Ulla variacioacuten de 21 2 en PT en el periacuteodo (t 1 ) y una

middot caiacuteda del 1 09Yltgt en el periacuteodo (t-2) conduyendo que el precio middotnacional del trigo es maacutes sensible a la va riacuteacioacuten de sus propios prec ios y al tipo de cambio

la dinaacutemica de corto plazo para el caso de la ECUACION DE LA HARINA podemos afirmll que a lredPdor del 1 78 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plato NI el middot mercado peshyruano de la cadena Agroalimentcria Trishygo - HaririJ Pan durante el antildeo t- 1 son corregidos en el siguiente

DPiexcl bull - 0017808 (061348lPT(I-tiexcl+0937578PIT1t-1iexcl+0l91l80Siexclt-iexcl + 189264R (l-a+02309l ODPD(I-tr007392DPHiexcl_Jiexcl+024459DPH1aJiexcl- 034051 DPH1gt + Ot55682DPHiexcl5)+ OU330DPT1 ar0234387DPT(I-n- 0075t4DPT1tJ)+000402DPTltt-ltll -004230PT1u1 +008083DPIT (1-1) 003396DPrr1 21+ 003192DPITlttJr000 l 02DPIT H + 006209DPIT1_siexcl-OOIS96D8tt-tr000307DSiexcl_1l +007802DSiexcltJl+0071 t l DS1004498DS (t-)+056287D_oOl469DRo-aiexcl+0375226DaJ)+006ll9Dt-ltll+034534Dt-5)

R ajustado 081 DERegresiacuteoacuten 002 Durbin Watnn 1 66 F Estadiacutestico 2 1 47 Test lM 25) 0064 Test ARCH (3) 036 ]arque y Bera 7856 Test de White 001 3 Log l ikel ihood H880 AkaikP 427 Schwarz 372 n 1 46

Entonces teniendo la ecuacioacuten de cor1o plazo podemos decir que el efecshyto de las variaciones en el precio nacioshynal del trigo (PT) precio internacional del trigo (PIT) el salario (S) y el tipo de cambio (R) sobre los cambios del preshycio de la harina (LPH) son relativamenshyte persistentes porque su estructura de rezagos es del orden 5 En el caso de una variacioacuten del 1 0 en el PH se exshyplica por una variacioacuten de 231 en su propio precio un periacuteodo antes (t- 1 ) y 156 en cinco periacuteodos anteriores (t-5) tras experimentar caiacutedas en el segundo y cuarto periacuteodos anteriores Una variashycioacuten del 1 0 en el PT se explica por una variacioacuten riel orden de 123 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1) y una caiacuteda del orden del 064 en cinco periacuteodos anteriores (t -5) Una variacioacuten del 1 0 en el PIT explica la variacioacuten del precio Je la harina en 081 en el

DfHATE AGRARIO RuRAL 223

middot periacuteodo (t- 1) y del orden 062 en (t-5) Una variacioacuten del 10 del salario explishyca la caiacuteda del precio de la harina en 016 en el periacuteodo t- 1 ) y 045 en el periacuteodo (t-5) y una variacioacuten del 1 0 del tipo de cambio explica una variashycioacuten de 563 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden de 345 en el periacuteodo (t-5) lo que nos hace conshycluir que el precio de la harina es maacutes sensible a las variaciones del tipo de cambio y a la variacioacuten de su propio pmcio

En el caso de la ECUACION DEL PAN podemos afirmar que alrededor del 59 16 de las desviaciones (de la relacioacuten de largo plazo) en el mercado peruano de la Cadeniexcliexcl Agroalimentaria Trigq Harina - Pan en la ecuacioacuten del pan durante el antildeo (t- 1 ) son corregidos en el siguiente

DP=-6591576(0373068PH11tiexcl+OOI50141bull1r0001 968T+022l79DPP111 -00434SDPPiexclziexcl+002807 D PPiexclbull-lr00723DPH11bull11+006 1 01 DPII1_z1-0 1 1 026DPHiexcl1-Jiexcl -004068DSII-ti000948D1-ziexcl + 003 122DS11Jiexcl

K ajustado 08 1 Durbin Watson 1 69 Test LM (25) 0 1 4 ]arque y Hera 1 4825 Log iikelihood 35677 Schwaa - 445

Los resultados de la ecuacioacuten de corto plazo permiten afirmar que el efeCto de las variaciones eu el precio de la harina (PH) y el salario (S sobre los cambios del precio del pan (LPP) no son persistentes porque u estructura de rezagos es del orden 3 por ejemplo una variacioacuten del 1 0 en el PI se expl i -

DERegresioacuten 002 F Estadiacutestico 4806 Test ARCH (2) 01 9 Test de White 0008 Akaike - 467 n 1 48

ca por una variacioacuten del orden de 224 en un periacuteodo anterioacuter (t- 1 ) y 028 de su propio precio etbull tres periacuteoshydos anteriores (t-3) tras experimentar una caiacuteda en el periacuteodo (t-2) Una variashycioacuten del 1 0 en el LPH explica la caiacuteda del IP en 073 en el periacuteodo (t- 1 y del orden de 1 10 en (t-3) y una varia-

224 ErUA10R DFfiAfE

cioacuten dei 1 0 del S explka la ralda del LPP en 041 Yo en El periodo lt- 1 ) y 03 1 u en el periacuteodo (t-3) concluyen do que el precio del pan es maacutes sensible a la variacioacuten de su propio precio y al precio de la harina

Funciones de impulso - respuesta y desshy

composicioacuten de la varianza

Los modelos estimados no pueden ser ana lizados como modelos econoshymeacutetricos tradic ionales en tal sentido a continuacioacuten procedemos a analizar las illterrelaciones entre las variables que lo fotman exa minando )os eftos de shocks sobre la evaluacioacuten en el t iempo de-las variables para lo cual se haraacute uso del anaacutelisis de las funciones de impu lsltJ middot-e respuesta de los modelos est imados no sin 1ntes mencionar que la metodoshylogiacutea de los vectores autorreiexcliexclresiacutevos reshyquieren de la aplicacioacuten de un test que

nos permita los rezagos oacutept imos (JUf ya se dettgtrmin6 en 2 para la cuacioacuten del trigo 5 para la ecuacioacuten de la harina y 3 para Id ecuacioacuten del pan del mismo modo requiere la aplicacioacuten dPI test de causalidad de Granger a traveacutes del cual se va iexcl hacer una correcta ordeniexcliexclciacuteoacuten de las variables en liexcliexcls ecuaciones Inishyc ia lmente tenemos la ecuac ioacuten del trigo y cuya ordenacioacuten de variables fue el salario (S) el precio naclonal del trigo (PT) el tipo de C ilmbio (R) y el precio in middot ternacional del trigo (PIT) middot

A partir d( las relac iones estimadas en la ECUACION OH TRIGO se proceshydioacute a simular tanto los efectos de una

middot var iacioacuten en el precio nacional del trishygo precio internacional del trigocomo del t ipo de cambio y el salario obteshyn ieacutendose cpmo resultados cuatro esceshynarios que son resumidos a continuashycioacuten en el graacutefico 2

Graacutefico NIJ 2 Fnd6fi llflalsoacute Res de la Ec11iexcliexcldoacuten 1 irrgo middot middot iexcl 1 bull - - bull

a) Respo-e of PT iu One S D lnJuwatioshyon4 --------------==========------

=1

0 03

0 02

0 00

- 0 0 1

- O Ol - a middot 4

1 4 G 8 10 iexcliexcl

Q e a a

14 16

i

18 JO

IJERAH A(RARIO RURAl 225

h) Response ofPIT fa 011e SD btnovations

o os

0 06 -ixmiddotmiddot iexclmiddot-middot J_middotmiddotmiddot

-- _ L (t bullbull bull Jmiddotmiddotmiddotmiddot-irmiddotmiddotmiddot- - middot M---f_ __ _ ____ iquest __ J -

0 (14

r) Respeue of S to One SD lmunraiiacuteou

0 10

o os

0 06

0 04

0 1)2

0 00

bull OOJ 4 14

--middot-middot S --Jo- R

1oacute 18 20

es elevado sobre todo por el exceso en la capacidad instalada (35) y los maacutershygenes por ende son reducidos

El Pan

La panificaci(m requiere harinas de muy buen contenido proteico que aseshyguren el proceso de fermentacioacuten y leshyvado de la masa Actualmente en el mercado se encuentra el pan tradicional (casero) y el pan industrial (de molde) esllt uacuteltimo es demandado en los paiacuteses industrializados yo grandes ciudades del mundo y consumido por los sectores sodales de ingresos altos y medio alto en tanto el pan tradicionl (de piso) es consumido por sectores medios y de bshyjos ingresos Cabe indicar que el consu mo anual peruano de pan tradicional se estimltJ en 70 kg por habitante mientras que el industrializado promedio un 35 kg por hlbitante

La elaboracioacuten de este producto (pan tradicional) demanda entre et SS y el 90Y de ltonsumo interno de huina de trigo para lo distintos paniiacuteicados El agua puPde llegar a representar entrl el 20)( y 30 del producto final y la mashyteria grasa dt origen animal y vegetal de 01deg a 45

Elt importante tambieuron anotar que en la fase de segunda transformacioacuten (caso del trigo y del maiacutez) las unidades agroindustriales tienden a mostrar un alshyto grado de polarizcioacuten en un extremo por el nuacutemero muy reducido de grandes empresas industriales productores de pan de molde o de caja y olra serie de derivados del trigo (Bimbo Unioacuten PYC y otros) que estariacutean respectivamente en el grupo de baacutesicos modernos y de dile-

DftIJ ACRI1-tl() RIIRIl 211

renciacuteados y en el otro por una multipli shycidad de pequentildeas unidades generalshymente micro industrias --muchas de ellas de tipo familiar qll cumplen con frecuencia tanto la funri(m dP segunda transformacioacuten nmm la dtgt comercialishyzacioacuten minorista eJe los productorps que generan

Otro punto de refPFenda importante para el anaacutelisis yo tbullstutlio dtgt la cadena agroalimentaria trigo-harina-pan es el conocer el coacutemo se ha estado proteshygiendo el mercado interno en el marco del comercio PxtPriacuteor pueto que los aranceles vigentes de trigo y derivados pueden afectar de manera importante a la industria molinera es de esperar que en un contlxlo donde el arancel dP la harina y sus derivados se mantienen m un 25 So nean diferenciacuteas importanshytes entre los precios dP los productos fishynales En ese contexto el gobierno sin pretenderlo habraacute sustituido derivados del trigo hecho en el Peruacute por derivados del trigo hechos fuera producieacutendose un arancel redundante

Transmisioacuten de precios en la cadena agroalimentaria trigo-harina-pan

En los modelos de transmisioacuten de precios por lo general se considera los precios de las distintas etapas de la coshymercializacioacuten 1nalizando las relacio nes dinaacutemicas entre el precio al producshytor y el precio al consumidor a traveacutes de un modelo claacutesico de maacutergenes similar 1 la ecuacioacuten de forma reducida de Borshysen 11985) consirlmando ademaacutes el precio de lm insumos de produccioacuten del producto Estos modtbulllos presentan dos limitaciones en primer lugar son

estaacuteticos 1bull pues no permite malizu los ajustes en el corto plazo a lo largo de la cadena de comerCializacioacuten (Kasavan 1992) En segundo lugar suponen impliacuteshycitamente que el precio de los insumos y el precio del productor causan o deshyterminan el comportamiento del precio al consumidor

La solucioacuten a las restricciones antes descritas se da a traveacutes de especificar un modelo VAR el cual permite un anaacutelisis dinaacutemico y no establece a priori cuaacuteles son las relaciones de causalidad exisshytente entre las variables es decir todas las variables son consideradas como enshydoacutegenas La aplicacioacuten de esta metodoshylogiacutea a la transmisioacuten de precios se pueshyde revisar en los trabajos de Babula y Bessler (1990) Babula y Bailey ( 1 99 1 ) B(gtrsen 11985) En todos estos trabajos los modelos son estimados y contrasta-

Max QtQ sa

Donde

dos coosider mdo qutgt las sene son es tacionarias

Transmisioacuten de precios en la cadena agroalimentaria Trigo-Harina-Pan

Para comprender las relaciones de la formacioacuten transmisioacuten de precios y la dinaacutemica en la cadena agroalirnentashyria de la cadena Trigo - Harina - Pan en la economiacutea del Peruacute tomaremos como referencia el modelo desarrollado por Kevoredo ( 1 994) quien analiza el imshypacto de variaciones en los precios inshyternacionales sobre los consumidores En este modelo de precios se considera la relacioacuten del precio internacional del trigo con los precios domeacutestkos de trishygo de la harina y del pan La maximizashycioacuten para la firma que produce harina viene dado por

(1)

=Cantidad demandada de trigo por la empresa monopsoacutenica

= Cantidad demandada de trigo por el poder comprador

= Precio pagado del trigo en el mercado domeacutestico

= Precio de la Harina

Cantidad Producida de t larina

= Costo de importacioacuten de trigo

= Cantidad importada de trigo

la relaciones de causalidad liderazgo no estaacuten rnuy claras en losmercadm agrarios y deshypenden en la mayor parte de las ocasione de la esrruclUra de mercado en cada eslaboacuten de la cadena de comercializacioacuten

DtiiATf ACKARto RutltAL 13

La condicione de primer orden vienen dadas por

P OQH N[ J E12] 11 -- = Piexcl 1 +-o +-o

IXJr E E2

Donde

(2)

(3)

Eo 2 bull Elasticidad precio de la Oferta de trigo ante cambios en la cantidad

demandada del poder comprador

E() 1 bull

Elasticidad precio de la oferta de trigo ante cambios en la cantidad

demandada de la empresa monopsoacutenica

Elaslicidad de la demanda del poder comprador ante cambios en la

cantidad demandada por la empresa monopsoacutenica (Elasticidad Conshy

jetural)

El signo de la elasticidad conjetural pues es loacutegico esperar que un incremenshyto de fa demanda de la empresa monop soacutenica lleve a que el poder comprador disminuya sus adquisiciones de insumo debido a que ello implicariacutea un alza del

N p M Piexcl = Pr

p = [J___J[ 1 1 aM 1 +--+ E2 Eo Eo 1 2

precio recibido por los productores por tanto podriacutea esperarse un valor para fa elasticidad conjetural negativa Resolshyviendo las condiciones de primer orden se obtiene que el precio pagado a los productores de trigo estariacutea dado por

(4)

214 f( UADOK 0EBAI F

Donde

a1 == Coefkienle teacutemko del trigo nacional

a1 Coeficiente teacutecnico del trigo importado

Como corolario interesantt- de la ecuacioacuten dt-1 predo del trigo nacional se observa que la variabilidad del costo de importaciuacuten se transmite directashymente al predo del productor uc trigo

Por otro lado el precio de la harina estaacute asociado a los precios del trigo nashycional e importado Para ello sumando

La ecuacioacuten del precio del pan pueshyde derivarse de la misma manera en funcioacuten del precio de la harina y de las

aunque en un porcentaje menor suposhyniendo que la elasticidad conjetural es menor a uno en valor absoluto y por tanto el valor de 1 se encuentra Pntre O y1

(5)

ambos lados de las condiciones de prishymer orden y despejando el precio de la harina se obtiene

(6)

elasticidades de oferta de la harina y la demanda de pan

(7)

Donde

Piexcl Precio del pan

1+ E H

1 I+shyE1

DHlAil AGfltAKIO RtJKAI 215

E1 Elastiacutecioacutead precio de la demanda del pan

E 11 Elasticidad precio de la oferta de la harina al

Coeficiente teacutecnico de la harina en la produccioacuten de pan

Tenemos que

Si A en la ecuacioacuten (7) es menor a 1 enlonce los cambios en el preshycio de la harina no se reflejan totalmente en el precio del pan y

Si A es iguiexcliexcll o mayor a 1 entonces lo cambiogt en el precio de la hashyrina repercuten maacute fuertemente sobre el mercado del pan

Lo supuesto a considerar en el mo delo son lt) Lo prltsem ilt en el mercado de trigo de una demanda concentrada asiacute como la presencia de produccioacuten nacional e importadoacuten de trigo es deshycir el trigo en el Peruacute es soacutelo un bien imshyportable 5us costos unitario no permishyten exportarlo lo qut conlleva a que la uacutenica demanda a la que se enfrentan lo- productores de trigo es la de la imJuWIacuteil harinera domeacutestica b) lrl demanda por trigo funciona romo demanda coludiacutedlt por tanto en lugar de tomar tgtl precio como dato va a incorporar en su toma

de decisioacuten la curva inversa de oferta de insumo e) la luncioacuten de produn ioacuten de la huina se va a asumir con el fin de sirnpliacuteiiacutecar la modelizacioacuten que depenshyde solamente de los insumos intermeshydios (trigo domeacutestico e importado) y no de los factores de produccioacuten capital y trahaiacuteo Esto fin emhargo no significa que no intervengan en la funcioacuten de produccioacuten diexcl El mercado del Pan se consiacutedtra qtw ambas parte tanto la oferta corno la demandd de hr1rina lic nen cierto poder de meH lflo

216 EnJMXJR DFR11

Evidencia empiacuterica y anaacutelisis de resultamiddot

dos

En esta seccioacuten ltentraremos nuestra atencioacuten en el estudio de los mecanisshymos de transmisioacuten de precios a lo larshygo de la Cadena Agroalimentaria Trigo Harina - Pan para lo cual se haraacute uso de las teacutecnicas de cointegracioacuten Se va a estudiar las relaciones dinaacutemicas de transmisioacuten existentes a partir de la forshymacioacuten del precio del trigo la harina y finalmente el pan

El modelo consta de tres ecuaciones (una para cada producto de la cadena) en las que intervienen las variables preshysentadas en un modelo teoacuterico2 las ecuaciones son de caraacutecter general en el sentidoacute que no asumen a priori los valores de las elasticidades ni el nuacutemeshyro de retardos implicados por la dinaacutemishyca del sistema3 Las tres ecuaciones planteadas pueden verse a continuashycioacuten4

PT = fl (PIT R S) PH = f2 (PT PIT R S) PP = f3 (PH S)

S Salario ReaL R Tipo de Cambio Real

PT Precio del Trigo Domeacutestico en Nuevos Soles Constantes

PIT Precio del Trigo Importado en Doacutelares constantes

PH Precio de la Harina en Nuevos Soles Constantes

PP Precio del Pan en Nuevos Soles Constantes

Cabe sentildealar que las ecuaciones de precios presentados en el modelo empiacuteshyrico no representan sistemas de oftrtas y demandas aunque eacutestos se encuentren impliacutecitos Son maacutes bien ecuaciones de reaccioacuten que muestran como reperushyten en el precio de un bien los cambios en el predo de sus insumos A pesar de no haber sido considerada la mano de obra en el modelo te6rico si se induyoacute en el modelo empiacuterico por participar activamente en la estructuracioacuten de los costos

El estudio se realiza utilizando datos promedios mensuales desde enero de 1990 hasta agosto de 2 002 expresados en soles de 1994 y transformados en loshygaritmos Se utilizoacute la teacutecnica de cointeshygracioacuten multivariados desarrollados por johansen (1988) y Stock Watson (1988) El propoacutesito de estos test es especificar y estimar el nuacutemero de vectores de coinshytegracioacuten (r) existentes en un conjunto de variables (p) con rltp pudieacutendose

2 Se parte de la idea que la modelizacioacuten completa de toda la informacioacuten proporcionada por un mercado es imposible de realizar y no es esencial para comprender las relaciones de precios

3 En tal sentido el marco teoacuterico presentado debe ser considerado como un marco de refeshyrencia en la medida que no dice nada acerca por tjernplo del manejo de inventarios o de la estacionalidad en la produccioacuten de harina y del pan

4 Todas las variables se encuentran en logaritmos

presentar tres casos a) Si el rango r=p se puede decir que el vector es estacioshynario b) Si el rango rO entonces estashymos ante la presencia de un proceso vectorial autorregresivo irrestriacutecto y e) Finalmente rltp en este caso r indica la cantidad de vectores de cointegracioacuten que existe en el sistema De esta forma el n(Jmero de vectores de coiacutentegracioacuten se corresponde con el nuacutemero de relashyciones funcionales independientes exisshytentes entre las variables

En lo que a estabilidad parameacutetrica se refiere el modelo seraacute evaluado por el test de coeficientes recursivos la estashybilidad estructural de los residuos de las regresiones se verificaraacute mediante la sushyma acumulada de cuadrados de los resishyduos recursivos la prueba de autocorreshylacioacuten del residuo se evaluaraacute con el test del Multiplicador de lagrange baiacuteo la hipoacutetesis nula 11no autocorrelacioacuten la heterocedasticidad middotde la ecuacioacuten de corto plazo se evaluarltiacute con el test de White la normalidad de los errores se evaluaraacute con el test de )arque Bera

Anaacutelisis de estacionariedad de las series

Previo al anaacutelisis de estacionariedad de las series se procedioacute a uniformizar los datos para lo cual todos fueronmiddot de-

DmATF AGRARIO RURAL 217

flactadm con un mismo iacutendice ( 1994) luego se procedioacute a tomar el logmiddotaritmo a las series con el fin de reducir la estaciacuteoshynariedad de la varianza semiddot evaluoacute la presencia de raiacutez unitaria de las series del modelo bajo la hipoacutetesis 1 (1) vs 1(0) para lo cual se recurri6 a los tests Oickey Fuller (Of y ADF ) y Phillips y Perron para niveles de rezago de 1 hasmiddot ta 4 de las variables del modelo obsershyvaacutendose que en valor absoluto son infeshyriores al valor criacutetico pua un nivel de significancia del 5Yo aceptaacutendose la hishypoacutetesis nula de existencia raiacutez unitaria o no estacionariedad de las variables de estudio sin embargo en aacutelguno casos estos resultados soacutelo incluyen constanshyte tendencia y en otros no incluyen constante ni tendencia Tambieacuten se evashyluoacute las series

diferenciadas (DPT OPIT

OPH DPP DR DS) baiacuteo la hipoacutetesis 1 (1) vs 1(2) observaacutendose que en todoacutes los casos se rechaza la hipoacutetesis nula de la existencia de dos ralees unitarias (es decir las series en pri111eras diferenias son estacionarias) concluyeacutendose que las Vdriableo del modelo SOn integradas de orden 1 es decir son 1 (1) y por tanshyto debe contrastarse la posibleacutemiddot presenshycia de relaciones de equilibrio a largo plazo entre las mismas (esto esr si coinshytegran) ver cuadro 3

TEST PT PIT

DF 1 e -297 -236

T 1

-321 -259

N -094 -095 4DF(2) 1 e 1 -233 - 231 T 1 -250 -255 N -081 -092 4Df(3) e -29 4 -231 T -3 04 -245

N -107 -103

ADF(4) e

1 -320 -200

T -333 -222 -1 11 -089 PP(2) e -305 -226 T -318 -233 N 1 -081 -1 09

PP(3) e -306 -229

T -321 -238 N 111 -108 PP(4) e -313 -229

T -329 -238

1 N -1 11 -109

PH pp

-267 -361 -272 -669 -129 -049

-306 -293

-327 -666 -122 -031

-317 -248 -370 -787 -096 -010

-399 -207 -402 -439 -170 -093

-399 -294 -411 -450 -1 74 -074

-405 -290 -424 -4A3 -171 -074

-403 -278 -422 -426 -1 73 -074

IR 1

-283 -316 -079

-315

-304 -132

-406

-395

-157

-453

-417 -190

-345 -372 -110

-351 -382 -111

-347 -380 -110

Cuadro No 3 Prueba de raiacutez unitaria

S DPT DPIT

-077 -1l04 -734

-266 -1100 -732 middotDIO -1107 -735

-076 -710 -669 -267 -710 -669 012 -i 11 -669

-059 middot57i -632 -269 -577 -630 023 -5 77 -632

-084 -619 -554

-300 -621 -551 004 -619 -557

-082 -1211 -898 -249 -1207 -896 013 -1215 -900

-076 -12 13 -894

1 -246 -1208 -892 017 -1217 -896

1 -079 -1211 -886

J -247 -1207 -884

016 -1215 -888

DPH

-8 10 -810 -810

-574

-571 -575

-671 -680 -666

-641 -658 -631

1 -1615 -1619

1 - 1595 1 -1593

1 -1596

- 1596

-15 95

-1597

VC Valor Criro Oif Dfterencias

DPP DR

-903 -1199

-9()3 -1202 -906 middot1200

-979 -769 -988 -778 -983 -767

-827 -6 1 5

-817 -836 -829 -808

-838 -1025 -825 -1096 -832 -1002

-840 -1539

-838 -1534

-844 -15 44

-831 -1535 -828 middot1 5 30 -835 -1539

-822 - 1543 -820 -1538 -826 -1547

C incluye ronstantc T incluye constante y tendencia i No incluye conStante ni tendencia los nuacutemeros entre parentests indiacutecan el nuacutemero de rezagos del contraste de raiz unitaria

os

-899 910

-901

-608 -824 -609

-567 -5 83

-567

-503 -516 -503

-1345

-1355

-1348

1 349

-1 361 -1352

-1346 -1359

- 1349

VC 5 1 VC Soo Nivel Dlf

-288 -288 -344 -344 -194 -194

-288 -288 -344 -344

-194 -194

-268 -288 -344 -344

-194 -194

-288 -288 -344 -344

-194 -gt94

-288 -288 -344 -344

-194 -194

-288 -288 -344 i -344

-194 iexcl -194

1 -288 -288 -344 -344

-194 - 194 1

N -00 m () e gt

Cl m iexcl m

Ecuaciones a largo plazo

Una vez contrastada la posiblEbull preshysencia de relaciones de equilibrio a larshygo plazo y para verificar la hipoacutetesis de cointegracioacuten (especificacioacuten de largo plazo del modelo) se aplicoacute el enfoque de maacutexima verosimilitud propuesto por Johansen pues se trata de deterrninilr si calJa precio responde a sus propios facshytores determinantes o bien si los precios responden a un conjunto de factores coshymuneacutes Cabe anotar que los coeficientes estimados representan las elasticidades de cada una de las variables que particishypan en el modelo

Para realizar este anaacutelisis partimos de las tres ecuaciones del modelo empiacuteshyrico iniciando el estudio con el caso de 1 ECUACION DEL TRIGO En este cashyso el test de Johansen nos indica que a un nivel de significancia del so la hipoacuteshytesis nula de cointegracioacuten (cero vectoshyres de cointegracioacuten) es fuertemente reshychazada pues el valor calculado del log likelihood ratio es mayor que el vashylor criacutetico mientras la hipoacutetesis de uno o maacutes vectores de cointegracioacuten es

DHltiacutefF ACRARO RURAl 219

aceptad en contra la alternante de la estacionalidad de las series (Log likelishyhood ratio lt valor criacutetico) Establecienshydo una representacioacuten de largo plazo asumiendo una tendencia lineal con inshytercepto y no tendenda asumiendo dos rezagos

En el modelo al no existir variables exoacutegenas propiamente dichas la ecuashycioacuten estimada tiene una interpretacioacuten diferente a la de un modelo economeacutetrishyco en ese sentido los paraacutemetros explishycan coacutemo cada variable evoluciona en el tiempo conociendo losvaloresen el pasado La ecuacioacuten de cointegracioacuten de largo plazo obtenida por el procedishymierilo del test de Johansen nos permite afirmar que el mercado del trigo en el Peruacute para el periacuteodo 1990 2002 se encuentra integrado y que los precios se mueven en la misrna direccioacuten es decir que cualquier variacioacuten en uno de los precios se transmite perfectamente en el largo plazo

A continuacioacuten presentamos la ecuacioacuten de largo plazo que explica el comportamiento del precio delmiddot trigo y sus determinantes

PT = 1161148 + 0324815PIT + 01917825 + 1016678R

Siacute bien con el modelo estimado no es posible realizar un anaacutelisis estructural en el sentido de determinar el efecto de un cmbio exoacutegeno en una variable deshypendiente podemos afirmar que una variacioacuten futura del10 en el precio inshyternacional del trigo provoca una variashycioacuten del 33 en el precio nacional del trigo una variacioacuten del 1 0 del salario provocJ una variacioacuten del 1 9 en el

precio nKiacuteonal del trigo y una variashycioacuten del 10 del tipo de cambio provoshyca una variacioacuten del 1 03 en el precio nacional del trigo mostrando una mashyyor elasticidad y por lo tanto una mayor influencia en el precio nacional del trishygo

los resultados nos permiten afirmar que el precio del trigo es altamente senshysible d la fluctuacioacuten del tipo de cambio

llO El UADOR DEHAH

(R) porque en un pars donde se depenshyde de las importaciones es loacutegko que todos los preCios nacionales sean afecshytados al tipo de cambio y al precio inshyternacional del trigo (PIT) sin embargo menos sensible a la variacioacuten del salaacuteshyrio explicado baacutesicamente por los bajos niveles salariales observados en el peshyriodo de estudio y muy probablemente debido a que el salario promedio de la economfa no ridleja de manera muy daacutera la evoluCioacuten del salario sectorial

middotEn el caso de la ECUACION OE LA HARINA el test de Johansen nos sugiere

la presencia de al meacutenos 3 o 4 vectores de cointegradoacuten asumiendo una tenshydencia lineal con interceptomiddot y no tenshydencia asumiendo cinco rezaacutegos La ecuacioacuten de coiacutentegracioacuten de largo plashyzuacute middotobtenida por el procedimiento del test de Johansen nos permitemiddot afirmar que el mercado de harina en el Peruacute pashyra el periodo 1990 2002 se ericuacuteentra integrado y que los precios se mutven en la misma direccioacuten es dedr que cualquier variacioacuten en uno de ellos se transmite perfectamente en el largo plashyzo

PH = 1098373+0613481PT+0937578PIT +0291280S+1892649R

Podemos afirmar que una variadoacuten futura del 1 O en Efl preciacuteonacional del trigo provltgtca una variacioacuten del 61 en el precio de la harina una variacioacuten del 1 OYo del precio internacional del trigo provoca una variacioacuten del 938 en el precio de la harina una variacioacuten del 1 0 en el salario proyoca una variacioacuten del 29 en el precio de la harina y una variacioacuten del 10 del tipo de cambio provoca una variacioacuten del 189 en el precio de la harina

Los resuiIacuteados indican que el precio de la harina es altamente sensible a L fluctuacioacuten del tipo de cambio (R) y al precio internacional del trigo (PIT) debishydo a las riexcliexclzones descritas en el caso del trigo pero menogt sensible a la variacioacuten del precio nacional del trigo por particishypar eacutesle en la industria molinera en un

porcentaje miacutenjmo (1) y tambieacuten al salario

finalmente para el caso de la ECUAmiddot CION OEL PAN el test de johmsen nos indica q11e a un nivel de significancia del 5 la hipoacutetesis nula de cOintegrashycioacuten (cero vectores de uuntegradoacuten) A continuacioacuten presentamos la ecJJacioacuten de largo plazo que explica el comportashymiento del precio del pan y sus determishynantes asumindo una tendencia lineal con intercepto y tendencia asumiendo tres rezagos podemos concluir que el mercado del pan en el Peruacute para el peshyriacuteodomiddot 1990 2002 se encuentra inteshygrado y los precios se mueven en la misshyma direccioacuten es decir que cualquier vashyriacioacuten en uno de los precios se transmishyte perfectamente e el largo plazo

DmATf AGRAIltIltJ RuRAL 221

LPP = 2123831+0373068LPH+0015014LS+ 00019681

Con los resultados riel modelo estishymadaacute podemos afirmar ciexclue una varia doacuten futura del 10 en el precio de la harinlt1 provoca una variacioacuten del 37 en el precio del pan y una variacioacuten del l 0 del salario provoca una variacioacuten del 02V en el precio del pan

lus resultados nos permiten afirmar que el precio del pan es altamente senshysible iexcliexcl la fluctuacioacuten del predo de la harina (ligtH) es loacutegico porque es su principal insumo y poco sensible al sashylario por ser eacutesta una variable que se ha caracleacuterizado por presentar bajosniveshyles dtbido baacutesicamente a la inestabilishydad laboral propios de la liberalizacioacuten de mercado asumida a partir de 1 99 1 y probablemente porque el sa ario promeshydio no refleja claramente la evolucioacuten del salario senorial

Ecuaciones de corto plazo

Una vez verificada la nliacutentegfacioacuten se

ellmoacute el Modtgtlo de Correcooacuten de Errores (Mecanismo de Correccioacuten de

frrores MCfl como una forma de remiddot presentar la transmrsioacuten de precios en el

mercado peruano de la Cadena Agroalishymentaria Trigo t-lariha Pan en el cor-

ro plazo Tal como se desprende del teoshy

rema de Represenldcioacuten de Granger dashy

do rue el mecanismo de transmisioacutenmiddot de

precios cointegra tambieacuten tiene una reshypresentalti()n de correccioacuten de errores

Hay que recordar que el MCES estishyma una relacioacuten en diferencias inclushyyendo como regresores las diferencias rezagadaacutes de las variahles dependie_nmiddot tes los valores rezagados de las variashybles independientes y un teacutermino de coshyrreccioacuten de errores que representa el error de eciexcluilibrio o residuo de la ecuacioacuten de cointegracioacuten (rezagada un periodo) En tste sentido el teacutermino de correccioacuten de errores intuitivamente se interpreta como el atractor hacia el cual converge la dinaacutemica de corto plashyzo pues mide el grado en que la relashycioacuten de largo plazo estaacute fuera de equilishybrio

En ese contexto para el caso del mercado yo ECUACION DEL TRIGO podemos afirmar que alrededor del 225 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plazo en el mercadomiddot peshyruano de la Cadena Agroalimentaria Trishygo - lirina -middot- Pan durante el antildeo (t l ) son corregidos en el siguiente periacuteodo

5 En lo que a estabilidad parameacutetrica se refiere el modelo fue evaluddO por el test de coeshyficientes recursivos la estabilidad estructural de lo residuos de las regresiones se verifishycaraacute mediante la suma acumulada de cmiddotuadrados de los Hsiduos recursivos la prueba de autmurrelaciacuteoacuten del residuo se evaluara con el test del Multiplicador de 1 agrange bajo la hipoacutetesis nula no autocorrelaciacuteoacuten la hereroceddsltciacutedld de la ecuacioacuten de corto plazo se evaluaraacute con el test de White la normalidad de lo errores se evaluaraacute con el test de arque Bera

222 EcuADOR DEBATF

DP1 bull 022425(0324815PITtt-1l+ Ol9118lS(I I)+ 1016678Roaiexcl)+ 0389843DPT(IIl bull 0234271 DPT(tmiddot1l OIOI I85DPITltt-1)0094671 DPITltt-1)00071 71 D8ct-ar0005522DS t-1iexcl+021 2301 DRo arO 1 09086Du)

R ajustado 055

Durbiacuten Watsonc 1 80

Test lM ( 1 ) 00001

]arque y Bera 2 1 4864 log l ikeliacutehood 27424 Schwarz - U5

Ademaacutes ten len do la ecuacioacuten de corto plazo presentado podemos conshycluir que el efecto de las variaciones en el precio internadon a l del trigo (PIT) el 5a laacuterio (S) y el ti po de cambio (1) sobre los cambios del predo naciacuteonal del trishygo (PT) no son persigttentes porque su estructura de rezagos es del oacuterden 2 Asi por ejemplo una variacioacuten del 1 OYo en el PT se explica por una variaacutedoacuten del orden de 389 en un periacuteodo a nte r ior (t- 1 ) y una cafda de su propio pre c io del orden del 2 3 en dos periacuteodos anteriores (t-2) Una variacioacuten del l O en el PIT explica la caiacuteda del PT en 1 0 1 en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden 09 en 0-2) Una variacioacuten del 1 01

DERegresioacuten 004

F Estadfst ico 1 6 1 8 1Pst ARCH (2) 063 Test de White 00001

Akaik1 355 n 1 4

del S expl ica la caiacuteda del PT en 0071 en el periodo (t- 1 ) y 005 en el periacuteoshydo (t-2) Finalmente una variacioacuten del 1 OYo del R explica Ulla variacioacuten de 21 2 en PT en el periacuteodo (t 1 ) y una

middot caiacuteda del 1 09Yltgt en el periacuteodo (t-2) conduyendo que el precio middotnacional del trigo es maacutes sensible a la va riacuteacioacuten de sus propios prec ios y al tipo de cambio

la dinaacutemica de corto plazo para el caso de la ECUACION DE LA HARINA podemos afirmll que a lredPdor del 1 78 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plato NI el middot mercado peshyruano de la cadena Agroalimentcria Trishygo - HaririJ Pan durante el antildeo t- 1 son corregidos en el siguiente

DPiexcl bull - 0017808 (061348lPT(I-tiexcl+0937578PIT1t-1iexcl+0l91l80Siexclt-iexcl + 189264R (l-a+02309l ODPD(I-tr007392DPHiexcl_Jiexcl+024459DPH1aJiexcl- 034051 DPH1gt + Ot55682DPHiexcl5)+ OU330DPT1 ar0234387DPT(I-n- 0075t4DPT1tJ)+000402DPTltt-ltll -004230PT1u1 +008083DPIT (1-1) 003396DPrr1 21+ 003192DPITlttJr000 l 02DPIT H + 006209DPIT1_siexcl-OOIS96D8tt-tr000307DSiexcl_1l +007802DSiexcltJl+0071 t l DS1004498DS (t-)+056287D_oOl469DRo-aiexcl+0375226DaJ)+006ll9Dt-ltll+034534Dt-5)

R ajustado 081 DERegresiacuteoacuten 002 Durbin Watnn 1 66 F Estadiacutestico 2 1 47 Test lM 25) 0064 Test ARCH (3) 036 ]arque y Bera 7856 Test de White 001 3 Log l ikel ihood H880 AkaikP 427 Schwarz 372 n 1 46

Entonces teniendo la ecuacioacuten de cor1o plazo podemos decir que el efecshyto de las variaciones en el precio nacioshynal del trigo (PT) precio internacional del trigo (PIT) el salario (S) y el tipo de cambio (R) sobre los cambios del preshycio de la harina (LPH) son relativamenshyte persistentes porque su estructura de rezagos es del orden 5 En el caso de una variacioacuten del 1 0 en el PH se exshyplica por una variacioacuten de 231 en su propio precio un periacuteodo antes (t- 1 ) y 156 en cinco periacuteodos anteriores (t-5) tras experimentar caiacutedas en el segundo y cuarto periacuteodos anteriores Una variashycioacuten del 1 0 en el PT se explica por una variacioacuten riel orden de 123 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1) y una caiacuteda del orden del 064 en cinco periacuteodos anteriores (t -5) Una variacioacuten del 1 0 en el PIT explica la variacioacuten del precio Je la harina en 081 en el

DfHATE AGRARIO RuRAL 223

middot periacuteodo (t- 1) y del orden 062 en (t-5) Una variacioacuten del 10 del salario explishyca la caiacuteda del precio de la harina en 016 en el periacuteodo t- 1 ) y 045 en el periacuteodo (t-5) y una variacioacuten del 1 0 del tipo de cambio explica una variashycioacuten de 563 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden de 345 en el periacuteodo (t-5) lo que nos hace conshycluir que el precio de la harina es maacutes sensible a las variaciones del tipo de cambio y a la variacioacuten de su propio pmcio

En el caso de la ECUACION DEL PAN podemos afirmar que alrededor del 59 16 de las desviaciones (de la relacioacuten de largo plazo) en el mercado peruano de la Cadeniexcliexcl Agroalimentaria Trigq Harina - Pan en la ecuacioacuten del pan durante el antildeo (t- 1 ) son corregidos en el siguiente

DP=-6591576(0373068PH11tiexcl+OOI50141bull1r0001 968T+022l79DPP111 -00434SDPPiexclziexcl+002807 D PPiexclbull-lr00723DPH11bull11+006 1 01 DPII1_z1-0 1 1 026DPHiexcl1-Jiexcl -004068DSII-ti000948D1-ziexcl + 003 122DS11Jiexcl

K ajustado 08 1 Durbin Watson 1 69 Test LM (25) 0 1 4 ]arque y Hera 1 4825 Log iikelihood 35677 Schwaa - 445

Los resultados de la ecuacioacuten de corto plazo permiten afirmar que el efeCto de las variaciones eu el precio de la harina (PH) y el salario (S sobre los cambios del precio del pan (LPP) no son persistentes porque u estructura de rezagos es del orden 3 por ejemplo una variacioacuten del 1 0 en el PI se expl i -

DERegresioacuten 002 F Estadiacutestico 4806 Test ARCH (2) 01 9 Test de White 0008 Akaike - 467 n 1 48

ca por una variacioacuten del orden de 224 en un periacuteodo anterioacuter (t- 1 ) y 028 de su propio precio etbull tres periacuteoshydos anteriores (t-3) tras experimentar una caiacuteda en el periacuteodo (t-2) Una variashycioacuten del 1 0 en el LPH explica la caiacuteda del IP en 073 en el periacuteodo (t- 1 y del orden de 1 10 en (t-3) y una varia-

224 ErUA10R DFfiAfE

cioacuten dei 1 0 del S explka la ralda del LPP en 041 Yo en El periodo lt- 1 ) y 03 1 u en el periacuteodo (t-3) concluyen do que el precio del pan es maacutes sensible a la variacioacuten de su propio precio y al precio de la harina

Funciones de impulso - respuesta y desshy

composicioacuten de la varianza

Los modelos estimados no pueden ser ana lizados como modelos econoshymeacutetricos tradic ionales en tal sentido a continuacioacuten procedemos a analizar las illterrelaciones entre las variables que lo fotman exa minando )os eftos de shocks sobre la evaluacioacuten en el t iempo de-las variables para lo cual se haraacute uso del anaacutelisis de las funciones de impu lsltJ middot-e respuesta de los modelos est imados no sin 1ntes mencionar que la metodoshylogiacutea de los vectores autorreiexcliexclresiacutevos reshyquieren de la aplicacioacuten de un test que

nos permita los rezagos oacutept imos (JUf ya se dettgtrmin6 en 2 para la cuacioacuten del trigo 5 para la ecuacioacuten de la harina y 3 para Id ecuacioacuten del pan del mismo modo requiere la aplicacioacuten dPI test de causalidad de Granger a traveacutes del cual se va iexcl hacer una correcta ordeniexcliexclciacuteoacuten de las variables en liexcliexcls ecuaciones Inishyc ia lmente tenemos la ecuac ioacuten del trigo y cuya ordenacioacuten de variables fue el salario (S) el precio naclonal del trigo (PT) el tipo de C ilmbio (R) y el precio in middot ternacional del trigo (PIT) middot

A partir d( las relac iones estimadas en la ECUACION OH TRIGO se proceshydioacute a simular tanto los efectos de una

middot var iacioacuten en el precio nacional del trishygo precio internacional del trigocomo del t ipo de cambio y el salario obteshyn ieacutendose cpmo resultados cuatro esceshynarios que son resumidos a continuashycioacuten en el graacutefico 2

Graacutefico NIJ 2 Fnd6fi llflalsoacute Res de la Ec11iexcliexcldoacuten 1 irrgo middot middot iexcl 1 bull - - bull

a) Respo-e of PT iu One S D lnJuwatioshyon4 --------------==========------

=1

0 03

0 02

0 00

- 0 0 1

- O Ol - a middot 4

1 4 G 8 10 iexcliexcl

Q e a a

14 16

i

18 JO

IJERAH A(RARIO RURAl 225

h) Response ofPIT fa 011e SD btnovations

o os

0 06 -ixmiddotmiddot iexclmiddot-middot J_middotmiddotmiddot

-- _ L (t bullbull bull Jmiddotmiddotmiddotmiddot-irmiddotmiddotmiddot- - middot M---f_ __ _ ____ iquest __ J -

0 (14

r) Respeue of S to One SD lmunraiiacuteou

0 10

o os

0 06

0 04

0 1)2

0 00

bull OOJ 4 14

--middot-middot S --Jo- R

1oacute 18 20

estaacuteticos 1bull pues no permite malizu los ajustes en el corto plazo a lo largo de la cadena de comerCializacioacuten (Kasavan 1992) En segundo lugar suponen impliacuteshycitamente que el precio de los insumos y el precio del productor causan o deshyterminan el comportamiento del precio al consumidor

La solucioacuten a las restricciones antes descritas se da a traveacutes de especificar un modelo VAR el cual permite un anaacutelisis dinaacutemico y no establece a priori cuaacuteles son las relaciones de causalidad exisshytente entre las variables es decir todas las variables son consideradas como enshydoacutegenas La aplicacioacuten de esta metodoshylogiacutea a la transmisioacuten de precios se pueshyde revisar en los trabajos de Babula y Bessler (1990) Babula y Bailey ( 1 99 1 ) B(gtrsen 11985) En todos estos trabajos los modelos son estimados y contrasta-

Max QtQ sa

Donde

dos coosider mdo qutgt las sene son es tacionarias

Transmisioacuten de precios en la cadena agroalimentaria Trigo-Harina-Pan

Para comprender las relaciones de la formacioacuten transmisioacuten de precios y la dinaacutemica en la cadena agroalirnentashyria de la cadena Trigo - Harina - Pan en la economiacutea del Peruacute tomaremos como referencia el modelo desarrollado por Kevoredo ( 1 994) quien analiza el imshypacto de variaciones en los precios inshyternacionales sobre los consumidores En este modelo de precios se considera la relacioacuten del precio internacional del trigo con los precios domeacutestkos de trishygo de la harina y del pan La maximizashycioacuten para la firma que produce harina viene dado por

(1)

=Cantidad demandada de trigo por la empresa monopsoacutenica

= Cantidad demandada de trigo por el poder comprador

= Precio pagado del trigo en el mercado domeacutestico

= Precio de la Harina

Cantidad Producida de t larina

= Costo de importacioacuten de trigo

= Cantidad importada de trigo

la relaciones de causalidad liderazgo no estaacuten rnuy claras en losmercadm agrarios y deshypenden en la mayor parte de las ocasione de la esrruclUra de mercado en cada eslaboacuten de la cadena de comercializacioacuten

DtiiATf ACKARto RutltAL 13

La condicione de primer orden vienen dadas por

P OQH N[ J E12] 11 -- = Piexcl 1 +-o +-o

IXJr E E2

Donde

(2)

(3)

Eo 2 bull Elasticidad precio de la Oferta de trigo ante cambios en la cantidad

demandada del poder comprador

E() 1 bull

Elasticidad precio de la oferta de trigo ante cambios en la cantidad

demandada de la empresa monopsoacutenica

Elaslicidad de la demanda del poder comprador ante cambios en la

cantidad demandada por la empresa monopsoacutenica (Elasticidad Conshy

jetural)

El signo de la elasticidad conjetural pues es loacutegico esperar que un incremenshyto de fa demanda de la empresa monop soacutenica lleve a que el poder comprador disminuya sus adquisiciones de insumo debido a que ello implicariacutea un alza del

N p M Piexcl = Pr

p = [J___J[ 1 1 aM 1 +--+ E2 Eo Eo 1 2

precio recibido por los productores por tanto podriacutea esperarse un valor para fa elasticidad conjetural negativa Resolshyviendo las condiciones de primer orden se obtiene que el precio pagado a los productores de trigo estariacutea dado por

(4)

214 f( UADOK 0EBAI F

Donde

a1 == Coefkienle teacutemko del trigo nacional

a1 Coeficiente teacutecnico del trigo importado

Como corolario interesantt- de la ecuacioacuten dt-1 predo del trigo nacional se observa que la variabilidad del costo de importaciuacuten se transmite directashymente al predo del productor uc trigo

Por otro lado el precio de la harina estaacute asociado a los precios del trigo nashycional e importado Para ello sumando

La ecuacioacuten del precio del pan pueshyde derivarse de la misma manera en funcioacuten del precio de la harina y de las

aunque en un porcentaje menor suposhyniendo que la elasticidad conjetural es menor a uno en valor absoluto y por tanto el valor de 1 se encuentra Pntre O y1

(5)

ambos lados de las condiciones de prishymer orden y despejando el precio de la harina se obtiene

(6)

elasticidades de oferta de la harina y la demanda de pan

(7)

Donde

Piexcl Precio del pan

1+ E H

1 I+shyE1

DHlAil AGfltAKIO RtJKAI 215

E1 Elastiacutecioacutead precio de la demanda del pan

E 11 Elasticidad precio de la oferta de la harina al

Coeficiente teacutecnico de la harina en la produccioacuten de pan

Tenemos que

Si A en la ecuacioacuten (7) es menor a 1 enlonce los cambios en el preshycio de la harina no se reflejan totalmente en el precio del pan y

Si A es iguiexcliexcll o mayor a 1 entonces lo cambiogt en el precio de la hashyrina repercuten maacute fuertemente sobre el mercado del pan

Lo supuesto a considerar en el mo delo son lt) Lo prltsem ilt en el mercado de trigo de una demanda concentrada asiacute como la presencia de produccioacuten nacional e importadoacuten de trigo es deshycir el trigo en el Peruacute es soacutelo un bien imshyportable 5us costos unitario no permishyten exportarlo lo qut conlleva a que la uacutenica demanda a la que se enfrentan lo- productores de trigo es la de la imJuWIacuteil harinera domeacutestica b) lrl demanda por trigo funciona romo demanda coludiacutedlt por tanto en lugar de tomar tgtl precio como dato va a incorporar en su toma

de decisioacuten la curva inversa de oferta de insumo e) la luncioacuten de produn ioacuten de la huina se va a asumir con el fin de sirnpliacuteiiacutecar la modelizacioacuten que depenshyde solamente de los insumos intermeshydios (trigo domeacutestico e importado) y no de los factores de produccioacuten capital y trahaiacuteo Esto fin emhargo no significa que no intervengan en la funcioacuten de produccioacuten diexcl El mercado del Pan se consiacutedtra qtw ambas parte tanto la oferta corno la demandd de hr1rina lic nen cierto poder de meH lflo

216 EnJMXJR DFR11

Evidencia empiacuterica y anaacutelisis de resultamiddot

dos

En esta seccioacuten ltentraremos nuestra atencioacuten en el estudio de los mecanisshymos de transmisioacuten de precios a lo larshygo de la Cadena Agroalimentaria Trigo Harina - Pan para lo cual se haraacute uso de las teacutecnicas de cointegracioacuten Se va a estudiar las relaciones dinaacutemicas de transmisioacuten existentes a partir de la forshymacioacuten del precio del trigo la harina y finalmente el pan

El modelo consta de tres ecuaciones (una para cada producto de la cadena) en las que intervienen las variables preshysentadas en un modelo teoacuterico2 las ecuaciones son de caraacutecter general en el sentidoacute que no asumen a priori los valores de las elasticidades ni el nuacutemeshyro de retardos implicados por la dinaacutemishyca del sistema3 Las tres ecuaciones planteadas pueden verse a continuashycioacuten4

PT = fl (PIT R S) PH = f2 (PT PIT R S) PP = f3 (PH S)

S Salario ReaL R Tipo de Cambio Real

PT Precio del Trigo Domeacutestico en Nuevos Soles Constantes

PIT Precio del Trigo Importado en Doacutelares constantes

PH Precio de la Harina en Nuevos Soles Constantes

PP Precio del Pan en Nuevos Soles Constantes

Cabe sentildealar que las ecuaciones de precios presentados en el modelo empiacuteshyrico no representan sistemas de oftrtas y demandas aunque eacutestos se encuentren impliacutecitos Son maacutes bien ecuaciones de reaccioacuten que muestran como reperushyten en el precio de un bien los cambios en el predo de sus insumos A pesar de no haber sido considerada la mano de obra en el modelo te6rico si se induyoacute en el modelo empiacuterico por participar activamente en la estructuracioacuten de los costos

El estudio se realiza utilizando datos promedios mensuales desde enero de 1990 hasta agosto de 2 002 expresados en soles de 1994 y transformados en loshygaritmos Se utilizoacute la teacutecnica de cointeshygracioacuten multivariados desarrollados por johansen (1988) y Stock Watson (1988) El propoacutesito de estos test es especificar y estimar el nuacutemero de vectores de coinshytegracioacuten (r) existentes en un conjunto de variables (p) con rltp pudieacutendose

2 Se parte de la idea que la modelizacioacuten completa de toda la informacioacuten proporcionada por un mercado es imposible de realizar y no es esencial para comprender las relaciones de precios

3 En tal sentido el marco teoacuterico presentado debe ser considerado como un marco de refeshyrencia en la medida que no dice nada acerca por tjernplo del manejo de inventarios o de la estacionalidad en la produccioacuten de harina y del pan

4 Todas las variables se encuentran en logaritmos

presentar tres casos a) Si el rango r=p se puede decir que el vector es estacioshynario b) Si el rango rO entonces estashymos ante la presencia de un proceso vectorial autorregresivo irrestriacutecto y e) Finalmente rltp en este caso r indica la cantidad de vectores de cointegracioacuten que existe en el sistema De esta forma el n(Jmero de vectores de coiacutentegracioacuten se corresponde con el nuacutemero de relashyciones funcionales independientes exisshytentes entre las variables

En lo que a estabilidad parameacutetrica se refiere el modelo seraacute evaluado por el test de coeficientes recursivos la estashybilidad estructural de los residuos de las regresiones se verificaraacute mediante la sushyma acumulada de cuadrados de los resishyduos recursivos la prueba de autocorreshylacioacuten del residuo se evaluaraacute con el test del Multiplicador de lagrange baiacuteo la hipoacutetesis nula 11no autocorrelacioacuten la heterocedasticidad middotde la ecuacioacuten de corto plazo se evaluarltiacute con el test de White la normalidad de los errores se evaluaraacute con el test de )arque Bera

Anaacutelisis de estacionariedad de las series

Previo al anaacutelisis de estacionariedad de las series se procedioacute a uniformizar los datos para lo cual todos fueronmiddot de-

DmATF AGRARIO RURAL 217

flactadm con un mismo iacutendice ( 1994) luego se procedioacute a tomar el logmiddotaritmo a las series con el fin de reducir la estaciacuteoshynariedad de la varianza semiddot evaluoacute la presencia de raiacutez unitaria de las series del modelo bajo la hipoacutetesis 1 (1) vs 1(0) para lo cual se recurri6 a los tests Oickey Fuller (Of y ADF ) y Phillips y Perron para niveles de rezago de 1 hasmiddot ta 4 de las variables del modelo obsershyvaacutendose que en valor absoluto son infeshyriores al valor criacutetico pua un nivel de significancia del 5Yo aceptaacutendose la hishypoacutetesis nula de existencia raiacutez unitaria o no estacionariedad de las variables de estudio sin embargo en aacutelguno casos estos resultados soacutelo incluyen constanshyte tendencia y en otros no incluyen constante ni tendencia Tambieacuten se evashyluoacute las series

diferenciadas (DPT OPIT

OPH DPP DR DS) baiacuteo la hipoacutetesis 1 (1) vs 1(2) observaacutendose que en todoacutes los casos se rechaza la hipoacutetesis nula de la existencia de dos ralees unitarias (es decir las series en pri111eras diferenias son estacionarias) concluyeacutendose que las Vdriableo del modelo SOn integradas de orden 1 es decir son 1 (1) y por tanshyto debe contrastarse la posibleacutemiddot presenshycia de relaciones de equilibrio a largo plazo entre las mismas (esto esr si coinshytegran) ver cuadro 3

TEST PT PIT

DF 1 e -297 -236

T 1

-321 -259

N -094 -095 4DF(2) 1 e 1 -233 - 231 T 1 -250 -255 N -081 -092 4Df(3) e -29 4 -231 T -3 04 -245

N -107 -103

ADF(4) e

1 -320 -200

T -333 -222 -1 11 -089 PP(2) e -305 -226 T -318 -233 N 1 -081 -1 09

PP(3) e -306 -229

T -321 -238 N 111 -108 PP(4) e -313 -229

T -329 -238

1 N -1 11 -109

PH pp

-267 -361 -272 -669 -129 -049

-306 -293

-327 -666 -122 -031

-317 -248 -370 -787 -096 -010

-399 -207 -402 -439 -170 -093

-399 -294 -411 -450 -1 74 -074

-405 -290 -424 -4A3 -171 -074

-403 -278 -422 -426 -1 73 -074

IR 1

-283 -316 -079

-315

-304 -132

-406

-395

-157

-453

-417 -190

-345 -372 -110

-351 -382 -111

-347 -380 -110

Cuadro No 3 Prueba de raiacutez unitaria

S DPT DPIT

-077 -1l04 -734

-266 -1100 -732 middotDIO -1107 -735

-076 -710 -669 -267 -710 -669 012 -i 11 -669

-059 middot57i -632 -269 -577 -630 023 -5 77 -632

-084 -619 -554

-300 -621 -551 004 -619 -557

-082 -1211 -898 -249 -1207 -896 013 -1215 -900

-076 -12 13 -894

1 -246 -1208 -892 017 -1217 -896

1 -079 -1211 -886

J -247 -1207 -884

016 -1215 -888

DPH

-8 10 -810 -810

-574

-571 -575

-671 -680 -666

-641 -658 -631

1 -1615 -1619

1 - 1595 1 -1593

1 -1596

- 1596

-15 95

-1597

VC Valor Criro Oif Dfterencias

DPP DR

-903 -1199

-9()3 -1202 -906 middot1200

-979 -769 -988 -778 -983 -767

-827 -6 1 5

-817 -836 -829 -808

-838 -1025 -825 -1096 -832 -1002

-840 -1539

-838 -1534

-844 -15 44

-831 -1535 -828 middot1 5 30 -835 -1539

-822 - 1543 -820 -1538 -826 -1547

C incluye ronstantc T incluye constante y tendencia i No incluye conStante ni tendencia los nuacutemeros entre parentests indiacutecan el nuacutemero de rezagos del contraste de raiz unitaria

os

-899 910

-901

-608 -824 -609

-567 -5 83

-567

-503 -516 -503

-1345

-1355

-1348

1 349

-1 361 -1352

-1346 -1359

- 1349

VC 5 1 VC Soo Nivel Dlf

-288 -288 -344 -344 -194 -194

-288 -288 -344 -344

-194 -194

-268 -288 -344 -344

-194 -194

-288 -288 -344 -344

-194 -gt94

-288 -288 -344 -344

-194 -194

-288 -288 -344 i -344

-194 iexcl -194

1 -288 -288 -344 -344

-194 - 194 1

N -00 m () e gt

Cl m iexcl m

Ecuaciones a largo plazo

Una vez contrastada la posiblEbull preshysencia de relaciones de equilibrio a larshygo plazo y para verificar la hipoacutetesis de cointegracioacuten (especificacioacuten de largo plazo del modelo) se aplicoacute el enfoque de maacutexima verosimilitud propuesto por Johansen pues se trata de deterrninilr si calJa precio responde a sus propios facshytores determinantes o bien si los precios responden a un conjunto de factores coshymuneacutes Cabe anotar que los coeficientes estimados representan las elasticidades de cada una de las variables que particishypan en el modelo

Para realizar este anaacutelisis partimos de las tres ecuaciones del modelo empiacuteshyrico iniciando el estudio con el caso de 1 ECUACION DEL TRIGO En este cashyso el test de Johansen nos indica que a un nivel de significancia del so la hipoacuteshytesis nula de cointegracioacuten (cero vectoshyres de cointegracioacuten) es fuertemente reshychazada pues el valor calculado del log likelihood ratio es mayor que el vashylor criacutetico mientras la hipoacutetesis de uno o maacutes vectores de cointegracioacuten es

DHltiacutefF ACRARO RURAl 219

aceptad en contra la alternante de la estacionalidad de las series (Log likelishyhood ratio lt valor criacutetico) Establecienshydo una representacioacuten de largo plazo asumiendo una tendencia lineal con inshytercepto y no tendenda asumiendo dos rezagos

En el modelo al no existir variables exoacutegenas propiamente dichas la ecuashycioacuten estimada tiene una interpretacioacuten diferente a la de un modelo economeacutetrishyco en ese sentido los paraacutemetros explishycan coacutemo cada variable evoluciona en el tiempo conociendo losvaloresen el pasado La ecuacioacuten de cointegracioacuten de largo plazo obtenida por el procedishymierilo del test de Johansen nos permite afirmar que el mercado del trigo en el Peruacute para el periacuteodo 1990 2002 se encuentra integrado y que los precios se mueven en la misrna direccioacuten es decir que cualquier variacioacuten en uno de los precios se transmite perfectamente en el largo plazo

A continuacioacuten presentamos la ecuacioacuten de largo plazo que explica el comportamiento del precio delmiddot trigo y sus determinantes

PT = 1161148 + 0324815PIT + 01917825 + 1016678R

Siacute bien con el modelo estimado no es posible realizar un anaacutelisis estructural en el sentido de determinar el efecto de un cmbio exoacutegeno en una variable deshypendiente podemos afirmar que una variacioacuten futura del10 en el precio inshyternacional del trigo provoca una variashycioacuten del 33 en el precio nacional del trigo una variacioacuten del 1 0 del salario provocJ una variacioacuten del 1 9 en el

precio nKiacuteonal del trigo y una variashycioacuten del 10 del tipo de cambio provoshyca una variacioacuten del 1 03 en el precio nacional del trigo mostrando una mashyyor elasticidad y por lo tanto una mayor influencia en el precio nacional del trishygo

los resultados nos permiten afirmar que el precio del trigo es altamente senshysible d la fluctuacioacuten del tipo de cambio

llO El UADOR DEHAH

(R) porque en un pars donde se depenshyde de las importaciones es loacutegko que todos los preCios nacionales sean afecshytados al tipo de cambio y al precio inshyternacional del trigo (PIT) sin embargo menos sensible a la variacioacuten del salaacuteshyrio explicado baacutesicamente por los bajos niveles salariales observados en el peshyriodo de estudio y muy probablemente debido a que el salario promedio de la economfa no ridleja de manera muy daacutera la evoluCioacuten del salario sectorial

middotEn el caso de la ECUACION OE LA HARINA el test de Johansen nos sugiere

la presencia de al meacutenos 3 o 4 vectores de cointegradoacuten asumiendo una tenshydencia lineal con interceptomiddot y no tenshydencia asumiendo cinco rezaacutegos La ecuacioacuten de coiacutentegracioacuten de largo plashyzuacute middotobtenida por el procedimiento del test de Johansen nos permitemiddot afirmar que el mercado de harina en el Peruacute pashyra el periodo 1990 2002 se ericuacuteentra integrado y que los precios se mutven en la misma direccioacuten es dedr que cualquier variacioacuten en uno de ellos se transmite perfectamente en el largo plashyzo

PH = 1098373+0613481PT+0937578PIT +0291280S+1892649R

Podemos afirmar que una variadoacuten futura del 1 O en Efl preciacuteonacional del trigo provltgtca una variacioacuten del 61 en el precio de la harina una variacioacuten del 1 OYo del precio internacional del trigo provoca una variacioacuten del 938 en el precio de la harina una variacioacuten del 1 0 en el salario proyoca una variacioacuten del 29 en el precio de la harina y una variacioacuten del 10 del tipo de cambio provoca una variacioacuten del 189 en el precio de la harina

Los resuiIacuteados indican que el precio de la harina es altamente sensible a L fluctuacioacuten del tipo de cambio (R) y al precio internacional del trigo (PIT) debishydo a las riexcliexclzones descritas en el caso del trigo pero menogt sensible a la variacioacuten del precio nacional del trigo por particishypar eacutesle en la industria molinera en un

porcentaje miacutenjmo (1) y tambieacuten al salario

finalmente para el caso de la ECUAmiddot CION OEL PAN el test de johmsen nos indica q11e a un nivel de significancia del 5 la hipoacutetesis nula de cOintegrashycioacuten (cero vectores de uuntegradoacuten) A continuacioacuten presentamos la ecJJacioacuten de largo plazo que explica el comportashymiento del precio del pan y sus determishynantes asumindo una tendencia lineal con intercepto y tendencia asumiendo tres rezagos podemos concluir que el mercado del pan en el Peruacute para el peshyriacuteodomiddot 1990 2002 se encuentra inteshygrado y los precios se mueven en la misshyma direccioacuten es decir que cualquier vashyriacioacuten en uno de los precios se transmishyte perfectamente e el largo plazo

DmATf AGRAIltIltJ RuRAL 221

LPP = 2123831+0373068LPH+0015014LS+ 00019681

Con los resultados riel modelo estishymadaacute podemos afirmar ciexclue una varia doacuten futura del 10 en el precio de la harinlt1 provoca una variacioacuten del 37 en el precio del pan y una variacioacuten del l 0 del salario provoca una variacioacuten del 02V en el precio del pan

lus resultados nos permiten afirmar que el precio del pan es altamente senshysible iexcliexcl la fluctuacioacuten del predo de la harina (ligtH) es loacutegico porque es su principal insumo y poco sensible al sashylario por ser eacutesta una variable que se ha caracleacuterizado por presentar bajosniveshyles dtbido baacutesicamente a la inestabilishydad laboral propios de la liberalizacioacuten de mercado asumida a partir de 1 99 1 y probablemente porque el sa ario promeshydio no refleja claramente la evolucioacuten del salario senorial

Ecuaciones de corto plazo

Una vez verificada la nliacutentegfacioacuten se

ellmoacute el Modtgtlo de Correcooacuten de Errores (Mecanismo de Correccioacuten de

frrores MCfl como una forma de remiddot presentar la transmrsioacuten de precios en el

mercado peruano de la Cadena Agroalishymentaria Trigo t-lariha Pan en el cor-

ro plazo Tal como se desprende del teoshy

rema de Represenldcioacuten de Granger dashy

do rue el mecanismo de transmisioacutenmiddot de

precios cointegra tambieacuten tiene una reshypresentalti()n de correccioacuten de errores

Hay que recordar que el MCES estishyma una relacioacuten en diferencias inclushyyendo como regresores las diferencias rezagadaacutes de las variahles dependie_nmiddot tes los valores rezagados de las variashybles independientes y un teacutermino de coshyrreccioacuten de errores que representa el error de eciexcluilibrio o residuo de la ecuacioacuten de cointegracioacuten (rezagada un periodo) En tste sentido el teacutermino de correccioacuten de errores intuitivamente se interpreta como el atractor hacia el cual converge la dinaacutemica de corto plashyzo pues mide el grado en que la relashycioacuten de largo plazo estaacute fuera de equilishybrio

En ese contexto para el caso del mercado yo ECUACION DEL TRIGO podemos afirmar que alrededor del 225 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plazo en el mercadomiddot peshyruano de la Cadena Agroalimentaria Trishygo - lirina -middot- Pan durante el antildeo (t l ) son corregidos en el siguiente periacuteodo

5 En lo que a estabilidad parameacutetrica se refiere el modelo fue evaluddO por el test de coeshyficientes recursivos la estabilidad estructural de lo residuos de las regresiones se verifishycaraacute mediante la suma acumulada de cmiddotuadrados de los Hsiduos recursivos la prueba de autmurrelaciacuteoacuten del residuo se evaluara con el test del Multiplicador de 1 agrange bajo la hipoacutetesis nula no autocorrelaciacuteoacuten la hereroceddsltciacutedld de la ecuacioacuten de corto plazo se evaluaraacute con el test de White la normalidad de lo errores se evaluaraacute con el test de arque Bera

222 EcuADOR DEBATF

DP1 bull 022425(0324815PITtt-1l+ Ol9118lS(I I)+ 1016678Roaiexcl)+ 0389843DPT(IIl bull 0234271 DPT(tmiddot1l OIOI I85DPITltt-1)0094671 DPITltt-1)00071 71 D8ct-ar0005522DS t-1iexcl+021 2301 DRo arO 1 09086Du)

R ajustado 055

Durbiacuten Watsonc 1 80

Test lM ( 1 ) 00001

]arque y Bera 2 1 4864 log l ikeliacutehood 27424 Schwarz - U5

Ademaacutes ten len do la ecuacioacuten de corto plazo presentado podemos conshycluir que el efecto de las variaciones en el precio internadon a l del trigo (PIT) el 5a laacuterio (S) y el ti po de cambio (1) sobre los cambios del predo naciacuteonal del trishygo (PT) no son persigttentes porque su estructura de rezagos es del oacuterden 2 Asi por ejemplo una variacioacuten del 1 OYo en el PT se explica por una variaacutedoacuten del orden de 389 en un periacuteodo a nte r ior (t- 1 ) y una cafda de su propio pre c io del orden del 2 3 en dos periacuteodos anteriores (t-2) Una variacioacuten del l O en el PIT explica la caiacuteda del PT en 1 0 1 en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden 09 en 0-2) Una variacioacuten del 1 01

DERegresioacuten 004

F Estadfst ico 1 6 1 8 1Pst ARCH (2) 063 Test de White 00001

Akaik1 355 n 1 4

del S expl ica la caiacuteda del PT en 0071 en el periodo (t- 1 ) y 005 en el periacuteoshydo (t-2) Finalmente una variacioacuten del 1 OYo del R explica Ulla variacioacuten de 21 2 en PT en el periacuteodo (t 1 ) y una

middot caiacuteda del 1 09Yltgt en el periacuteodo (t-2) conduyendo que el precio middotnacional del trigo es maacutes sensible a la va riacuteacioacuten de sus propios prec ios y al tipo de cambio

la dinaacutemica de corto plazo para el caso de la ECUACION DE LA HARINA podemos afirmll que a lredPdor del 1 78 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plato NI el middot mercado peshyruano de la cadena Agroalimentcria Trishygo - HaririJ Pan durante el antildeo t- 1 son corregidos en el siguiente

DPiexcl bull - 0017808 (061348lPT(I-tiexcl+0937578PIT1t-1iexcl+0l91l80Siexclt-iexcl + 189264R (l-a+02309l ODPD(I-tr007392DPHiexcl_Jiexcl+024459DPH1aJiexcl- 034051 DPH1gt + Ot55682DPHiexcl5)+ OU330DPT1 ar0234387DPT(I-n- 0075t4DPT1tJ)+000402DPTltt-ltll -004230PT1u1 +008083DPIT (1-1) 003396DPrr1 21+ 003192DPITlttJr000 l 02DPIT H + 006209DPIT1_siexcl-OOIS96D8tt-tr000307DSiexcl_1l +007802DSiexcltJl+0071 t l DS1004498DS (t-)+056287D_oOl469DRo-aiexcl+0375226DaJ)+006ll9Dt-ltll+034534Dt-5)

R ajustado 081 DERegresiacuteoacuten 002 Durbin Watnn 1 66 F Estadiacutestico 2 1 47 Test lM 25) 0064 Test ARCH (3) 036 ]arque y Bera 7856 Test de White 001 3 Log l ikel ihood H880 AkaikP 427 Schwarz 372 n 1 46

Entonces teniendo la ecuacioacuten de cor1o plazo podemos decir que el efecshyto de las variaciones en el precio nacioshynal del trigo (PT) precio internacional del trigo (PIT) el salario (S) y el tipo de cambio (R) sobre los cambios del preshycio de la harina (LPH) son relativamenshyte persistentes porque su estructura de rezagos es del orden 5 En el caso de una variacioacuten del 1 0 en el PH se exshyplica por una variacioacuten de 231 en su propio precio un periacuteodo antes (t- 1 ) y 156 en cinco periacuteodos anteriores (t-5) tras experimentar caiacutedas en el segundo y cuarto periacuteodos anteriores Una variashycioacuten del 1 0 en el PT se explica por una variacioacuten riel orden de 123 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1) y una caiacuteda del orden del 064 en cinco periacuteodos anteriores (t -5) Una variacioacuten del 1 0 en el PIT explica la variacioacuten del precio Je la harina en 081 en el

DfHATE AGRARIO RuRAL 223

middot periacuteodo (t- 1) y del orden 062 en (t-5) Una variacioacuten del 10 del salario explishyca la caiacuteda del precio de la harina en 016 en el periacuteodo t- 1 ) y 045 en el periacuteodo (t-5) y una variacioacuten del 1 0 del tipo de cambio explica una variashycioacuten de 563 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden de 345 en el periacuteodo (t-5) lo que nos hace conshycluir que el precio de la harina es maacutes sensible a las variaciones del tipo de cambio y a la variacioacuten de su propio pmcio

En el caso de la ECUACION DEL PAN podemos afirmar que alrededor del 59 16 de las desviaciones (de la relacioacuten de largo plazo) en el mercado peruano de la Cadeniexcliexcl Agroalimentaria Trigq Harina - Pan en la ecuacioacuten del pan durante el antildeo (t- 1 ) son corregidos en el siguiente

DP=-6591576(0373068PH11tiexcl+OOI50141bull1r0001 968T+022l79DPP111 -00434SDPPiexclziexcl+002807 D PPiexclbull-lr00723DPH11bull11+006 1 01 DPII1_z1-0 1 1 026DPHiexcl1-Jiexcl -004068DSII-ti000948D1-ziexcl + 003 122DS11Jiexcl

K ajustado 08 1 Durbin Watson 1 69 Test LM (25) 0 1 4 ]arque y Hera 1 4825 Log iikelihood 35677 Schwaa - 445

Los resultados de la ecuacioacuten de corto plazo permiten afirmar que el efeCto de las variaciones eu el precio de la harina (PH) y el salario (S sobre los cambios del precio del pan (LPP) no son persistentes porque u estructura de rezagos es del orden 3 por ejemplo una variacioacuten del 1 0 en el PI se expl i -

DERegresioacuten 002 F Estadiacutestico 4806 Test ARCH (2) 01 9 Test de White 0008 Akaike - 467 n 1 48

ca por una variacioacuten del orden de 224 en un periacuteodo anterioacuter (t- 1 ) y 028 de su propio precio etbull tres periacuteoshydos anteriores (t-3) tras experimentar una caiacuteda en el periacuteodo (t-2) Una variashycioacuten del 1 0 en el LPH explica la caiacuteda del IP en 073 en el periacuteodo (t- 1 y del orden de 1 10 en (t-3) y una varia-

224 ErUA10R DFfiAfE

cioacuten dei 1 0 del S explka la ralda del LPP en 041 Yo en El periodo lt- 1 ) y 03 1 u en el periacuteodo (t-3) concluyen do que el precio del pan es maacutes sensible a la variacioacuten de su propio precio y al precio de la harina

Funciones de impulso - respuesta y desshy

composicioacuten de la varianza

Los modelos estimados no pueden ser ana lizados como modelos econoshymeacutetricos tradic ionales en tal sentido a continuacioacuten procedemos a analizar las illterrelaciones entre las variables que lo fotman exa minando )os eftos de shocks sobre la evaluacioacuten en el t iempo de-las variables para lo cual se haraacute uso del anaacutelisis de las funciones de impu lsltJ middot-e respuesta de los modelos est imados no sin 1ntes mencionar que la metodoshylogiacutea de los vectores autorreiexcliexclresiacutevos reshyquieren de la aplicacioacuten de un test que

nos permita los rezagos oacutept imos (JUf ya se dettgtrmin6 en 2 para la cuacioacuten del trigo 5 para la ecuacioacuten de la harina y 3 para Id ecuacioacuten del pan del mismo modo requiere la aplicacioacuten dPI test de causalidad de Granger a traveacutes del cual se va iexcl hacer una correcta ordeniexcliexclciacuteoacuten de las variables en liexcliexcls ecuaciones Inishyc ia lmente tenemos la ecuac ioacuten del trigo y cuya ordenacioacuten de variables fue el salario (S) el precio naclonal del trigo (PT) el tipo de C ilmbio (R) y el precio in middot ternacional del trigo (PIT) middot

A partir d( las relac iones estimadas en la ECUACION OH TRIGO se proceshydioacute a simular tanto los efectos de una

middot var iacioacuten en el precio nacional del trishygo precio internacional del trigocomo del t ipo de cambio y el salario obteshyn ieacutendose cpmo resultados cuatro esceshynarios que son resumidos a continuashycioacuten en el graacutefico 2

Graacutefico NIJ 2 Fnd6fi llflalsoacute Res de la Ec11iexcliexcldoacuten 1 irrgo middot middot iexcl 1 bull - - bull

a) Respo-e of PT iu One S D lnJuwatioshyon4 --------------==========------

=1

0 03

0 02

0 00

- 0 0 1

- O Ol - a middot 4

1 4 G 8 10 iexcliexcl

Q e a a

14 16

i

18 JO

IJERAH A(RARIO RURAl 225

h) Response ofPIT fa 011e SD btnovations

o os

0 06 -ixmiddotmiddot iexclmiddot-middot J_middotmiddotmiddot

-- _ L (t bullbull bull Jmiddotmiddotmiddotmiddot-irmiddotmiddotmiddot- - middot M---f_ __ _ ____ iquest __ J -

0 (14

r) Respeue of S to One SD lmunraiiacuteou

0 10

o os

0 06

0 04

0 1)2

0 00

bull OOJ 4 14

--middot-middot S --Jo- R

1oacute 18 20

DtiiATf ACKARto RutltAL 13

La condicione de primer orden vienen dadas por

P OQH N[ J E12] 11 -- = Piexcl 1 +-o +-o

IXJr E E2

Donde

(2)

(3)

Eo 2 bull Elasticidad precio de la Oferta de trigo ante cambios en la cantidad

demandada del poder comprador

E() 1 bull

Elasticidad precio de la oferta de trigo ante cambios en la cantidad

demandada de la empresa monopsoacutenica

Elaslicidad de la demanda del poder comprador ante cambios en la

cantidad demandada por la empresa monopsoacutenica (Elasticidad Conshy

jetural)

El signo de la elasticidad conjetural pues es loacutegico esperar que un incremenshyto de fa demanda de la empresa monop soacutenica lleve a que el poder comprador disminuya sus adquisiciones de insumo debido a que ello implicariacutea un alza del

N p M Piexcl = Pr

p = [J___J[ 1 1 aM 1 +--+ E2 Eo Eo 1 2

precio recibido por los productores por tanto podriacutea esperarse un valor para fa elasticidad conjetural negativa Resolshyviendo las condiciones de primer orden se obtiene que el precio pagado a los productores de trigo estariacutea dado por

(4)

214 f( UADOK 0EBAI F

Donde

a1 == Coefkienle teacutemko del trigo nacional

a1 Coeficiente teacutecnico del trigo importado

Como corolario interesantt- de la ecuacioacuten dt-1 predo del trigo nacional se observa que la variabilidad del costo de importaciuacuten se transmite directashymente al predo del productor uc trigo

Por otro lado el precio de la harina estaacute asociado a los precios del trigo nashycional e importado Para ello sumando

La ecuacioacuten del precio del pan pueshyde derivarse de la misma manera en funcioacuten del precio de la harina y de las

aunque en un porcentaje menor suposhyniendo que la elasticidad conjetural es menor a uno en valor absoluto y por tanto el valor de 1 se encuentra Pntre O y1

(5)

ambos lados de las condiciones de prishymer orden y despejando el precio de la harina se obtiene

(6)

elasticidades de oferta de la harina y la demanda de pan

(7)

Donde

Piexcl Precio del pan

1+ E H

1 I+shyE1

DHlAil AGfltAKIO RtJKAI 215

E1 Elastiacutecioacutead precio de la demanda del pan

E 11 Elasticidad precio de la oferta de la harina al

Coeficiente teacutecnico de la harina en la produccioacuten de pan

Tenemos que

Si A en la ecuacioacuten (7) es menor a 1 enlonce los cambios en el preshycio de la harina no se reflejan totalmente en el precio del pan y

Si A es iguiexcliexcll o mayor a 1 entonces lo cambiogt en el precio de la hashyrina repercuten maacute fuertemente sobre el mercado del pan

Lo supuesto a considerar en el mo delo son lt) Lo prltsem ilt en el mercado de trigo de una demanda concentrada asiacute como la presencia de produccioacuten nacional e importadoacuten de trigo es deshycir el trigo en el Peruacute es soacutelo un bien imshyportable 5us costos unitario no permishyten exportarlo lo qut conlleva a que la uacutenica demanda a la que se enfrentan lo- productores de trigo es la de la imJuWIacuteil harinera domeacutestica b) lrl demanda por trigo funciona romo demanda coludiacutedlt por tanto en lugar de tomar tgtl precio como dato va a incorporar en su toma

de decisioacuten la curva inversa de oferta de insumo e) la luncioacuten de produn ioacuten de la huina se va a asumir con el fin de sirnpliacuteiiacutecar la modelizacioacuten que depenshyde solamente de los insumos intermeshydios (trigo domeacutestico e importado) y no de los factores de produccioacuten capital y trahaiacuteo Esto fin emhargo no significa que no intervengan en la funcioacuten de produccioacuten diexcl El mercado del Pan se consiacutedtra qtw ambas parte tanto la oferta corno la demandd de hr1rina lic nen cierto poder de meH lflo

216 EnJMXJR DFR11

Evidencia empiacuterica y anaacutelisis de resultamiddot

dos

En esta seccioacuten ltentraremos nuestra atencioacuten en el estudio de los mecanisshymos de transmisioacuten de precios a lo larshygo de la Cadena Agroalimentaria Trigo Harina - Pan para lo cual se haraacute uso de las teacutecnicas de cointegracioacuten Se va a estudiar las relaciones dinaacutemicas de transmisioacuten existentes a partir de la forshymacioacuten del precio del trigo la harina y finalmente el pan

El modelo consta de tres ecuaciones (una para cada producto de la cadena) en las que intervienen las variables preshysentadas en un modelo teoacuterico2 las ecuaciones son de caraacutecter general en el sentidoacute que no asumen a priori los valores de las elasticidades ni el nuacutemeshyro de retardos implicados por la dinaacutemishyca del sistema3 Las tres ecuaciones planteadas pueden verse a continuashycioacuten4

PT = fl (PIT R S) PH = f2 (PT PIT R S) PP = f3 (PH S)

S Salario ReaL R Tipo de Cambio Real

PT Precio del Trigo Domeacutestico en Nuevos Soles Constantes

PIT Precio del Trigo Importado en Doacutelares constantes

PH Precio de la Harina en Nuevos Soles Constantes

PP Precio del Pan en Nuevos Soles Constantes

Cabe sentildealar que las ecuaciones de precios presentados en el modelo empiacuteshyrico no representan sistemas de oftrtas y demandas aunque eacutestos se encuentren impliacutecitos Son maacutes bien ecuaciones de reaccioacuten que muestran como reperushyten en el precio de un bien los cambios en el predo de sus insumos A pesar de no haber sido considerada la mano de obra en el modelo te6rico si se induyoacute en el modelo empiacuterico por participar activamente en la estructuracioacuten de los costos

El estudio se realiza utilizando datos promedios mensuales desde enero de 1990 hasta agosto de 2 002 expresados en soles de 1994 y transformados en loshygaritmos Se utilizoacute la teacutecnica de cointeshygracioacuten multivariados desarrollados por johansen (1988) y Stock Watson (1988) El propoacutesito de estos test es especificar y estimar el nuacutemero de vectores de coinshytegracioacuten (r) existentes en un conjunto de variables (p) con rltp pudieacutendose

2 Se parte de la idea que la modelizacioacuten completa de toda la informacioacuten proporcionada por un mercado es imposible de realizar y no es esencial para comprender las relaciones de precios

3 En tal sentido el marco teoacuterico presentado debe ser considerado como un marco de refeshyrencia en la medida que no dice nada acerca por tjernplo del manejo de inventarios o de la estacionalidad en la produccioacuten de harina y del pan

4 Todas las variables se encuentran en logaritmos

presentar tres casos a) Si el rango r=p se puede decir que el vector es estacioshynario b) Si el rango rO entonces estashymos ante la presencia de un proceso vectorial autorregresivo irrestriacutecto y e) Finalmente rltp en este caso r indica la cantidad de vectores de cointegracioacuten que existe en el sistema De esta forma el n(Jmero de vectores de coiacutentegracioacuten se corresponde con el nuacutemero de relashyciones funcionales independientes exisshytentes entre las variables

En lo que a estabilidad parameacutetrica se refiere el modelo seraacute evaluado por el test de coeficientes recursivos la estashybilidad estructural de los residuos de las regresiones se verificaraacute mediante la sushyma acumulada de cuadrados de los resishyduos recursivos la prueba de autocorreshylacioacuten del residuo se evaluaraacute con el test del Multiplicador de lagrange baiacuteo la hipoacutetesis nula 11no autocorrelacioacuten la heterocedasticidad middotde la ecuacioacuten de corto plazo se evaluarltiacute con el test de White la normalidad de los errores se evaluaraacute con el test de )arque Bera

Anaacutelisis de estacionariedad de las series

Previo al anaacutelisis de estacionariedad de las series se procedioacute a uniformizar los datos para lo cual todos fueronmiddot de-

DmATF AGRARIO RURAL 217

flactadm con un mismo iacutendice ( 1994) luego se procedioacute a tomar el logmiddotaritmo a las series con el fin de reducir la estaciacuteoshynariedad de la varianza semiddot evaluoacute la presencia de raiacutez unitaria de las series del modelo bajo la hipoacutetesis 1 (1) vs 1(0) para lo cual se recurri6 a los tests Oickey Fuller (Of y ADF ) y Phillips y Perron para niveles de rezago de 1 hasmiddot ta 4 de las variables del modelo obsershyvaacutendose que en valor absoluto son infeshyriores al valor criacutetico pua un nivel de significancia del 5Yo aceptaacutendose la hishypoacutetesis nula de existencia raiacutez unitaria o no estacionariedad de las variables de estudio sin embargo en aacutelguno casos estos resultados soacutelo incluyen constanshyte tendencia y en otros no incluyen constante ni tendencia Tambieacuten se evashyluoacute las series

diferenciadas (DPT OPIT

OPH DPP DR DS) baiacuteo la hipoacutetesis 1 (1) vs 1(2) observaacutendose que en todoacutes los casos se rechaza la hipoacutetesis nula de la existencia de dos ralees unitarias (es decir las series en pri111eras diferenias son estacionarias) concluyeacutendose que las Vdriableo del modelo SOn integradas de orden 1 es decir son 1 (1) y por tanshyto debe contrastarse la posibleacutemiddot presenshycia de relaciones de equilibrio a largo plazo entre las mismas (esto esr si coinshytegran) ver cuadro 3

TEST PT PIT

DF 1 e -297 -236

T 1

-321 -259

N -094 -095 4DF(2) 1 e 1 -233 - 231 T 1 -250 -255 N -081 -092 4Df(3) e -29 4 -231 T -3 04 -245

N -107 -103

ADF(4) e

1 -320 -200

T -333 -222 -1 11 -089 PP(2) e -305 -226 T -318 -233 N 1 -081 -1 09

PP(3) e -306 -229

T -321 -238 N 111 -108 PP(4) e -313 -229

T -329 -238

1 N -1 11 -109

PH pp

-267 -361 -272 -669 -129 -049

-306 -293

-327 -666 -122 -031

-317 -248 -370 -787 -096 -010

-399 -207 -402 -439 -170 -093

-399 -294 -411 -450 -1 74 -074

-405 -290 -424 -4A3 -171 -074

-403 -278 -422 -426 -1 73 -074

IR 1

-283 -316 -079

-315

-304 -132

-406

-395

-157

-453

-417 -190

-345 -372 -110

-351 -382 -111

-347 -380 -110

Cuadro No 3 Prueba de raiacutez unitaria

S DPT DPIT

-077 -1l04 -734

-266 -1100 -732 middotDIO -1107 -735

-076 -710 -669 -267 -710 -669 012 -i 11 -669

-059 middot57i -632 -269 -577 -630 023 -5 77 -632

-084 -619 -554

-300 -621 -551 004 -619 -557

-082 -1211 -898 -249 -1207 -896 013 -1215 -900

-076 -12 13 -894

1 -246 -1208 -892 017 -1217 -896

1 -079 -1211 -886

J -247 -1207 -884

016 -1215 -888

DPH

-8 10 -810 -810

-574

-571 -575

-671 -680 -666

-641 -658 -631

1 -1615 -1619

1 - 1595 1 -1593

1 -1596

- 1596

-15 95

-1597

VC Valor Criro Oif Dfterencias

DPP DR

-903 -1199

-9()3 -1202 -906 middot1200

-979 -769 -988 -778 -983 -767

-827 -6 1 5

-817 -836 -829 -808

-838 -1025 -825 -1096 -832 -1002

-840 -1539

-838 -1534

-844 -15 44

-831 -1535 -828 middot1 5 30 -835 -1539

-822 - 1543 -820 -1538 -826 -1547

C incluye ronstantc T incluye constante y tendencia i No incluye conStante ni tendencia los nuacutemeros entre parentests indiacutecan el nuacutemero de rezagos del contraste de raiz unitaria

os

-899 910

-901

-608 -824 -609

-567 -5 83

-567

-503 -516 -503

-1345

-1355

-1348

1 349

-1 361 -1352

-1346 -1359

- 1349

VC 5 1 VC Soo Nivel Dlf

-288 -288 -344 -344 -194 -194

-288 -288 -344 -344

-194 -194

-268 -288 -344 -344

-194 -194

-288 -288 -344 -344

-194 -gt94

-288 -288 -344 -344

-194 -194

-288 -288 -344 i -344

-194 iexcl -194

1 -288 -288 -344 -344

-194 - 194 1

N -00 m () e gt

Cl m iexcl m

Ecuaciones a largo plazo

Una vez contrastada la posiblEbull preshysencia de relaciones de equilibrio a larshygo plazo y para verificar la hipoacutetesis de cointegracioacuten (especificacioacuten de largo plazo del modelo) se aplicoacute el enfoque de maacutexima verosimilitud propuesto por Johansen pues se trata de deterrninilr si calJa precio responde a sus propios facshytores determinantes o bien si los precios responden a un conjunto de factores coshymuneacutes Cabe anotar que los coeficientes estimados representan las elasticidades de cada una de las variables que particishypan en el modelo

Para realizar este anaacutelisis partimos de las tres ecuaciones del modelo empiacuteshyrico iniciando el estudio con el caso de 1 ECUACION DEL TRIGO En este cashyso el test de Johansen nos indica que a un nivel de significancia del so la hipoacuteshytesis nula de cointegracioacuten (cero vectoshyres de cointegracioacuten) es fuertemente reshychazada pues el valor calculado del log likelihood ratio es mayor que el vashylor criacutetico mientras la hipoacutetesis de uno o maacutes vectores de cointegracioacuten es

DHltiacutefF ACRARO RURAl 219

aceptad en contra la alternante de la estacionalidad de las series (Log likelishyhood ratio lt valor criacutetico) Establecienshydo una representacioacuten de largo plazo asumiendo una tendencia lineal con inshytercepto y no tendenda asumiendo dos rezagos

En el modelo al no existir variables exoacutegenas propiamente dichas la ecuashycioacuten estimada tiene una interpretacioacuten diferente a la de un modelo economeacutetrishyco en ese sentido los paraacutemetros explishycan coacutemo cada variable evoluciona en el tiempo conociendo losvaloresen el pasado La ecuacioacuten de cointegracioacuten de largo plazo obtenida por el procedishymierilo del test de Johansen nos permite afirmar que el mercado del trigo en el Peruacute para el periacuteodo 1990 2002 se encuentra integrado y que los precios se mueven en la misrna direccioacuten es decir que cualquier variacioacuten en uno de los precios se transmite perfectamente en el largo plazo

A continuacioacuten presentamos la ecuacioacuten de largo plazo que explica el comportamiento del precio delmiddot trigo y sus determinantes

PT = 1161148 + 0324815PIT + 01917825 + 1016678R

Siacute bien con el modelo estimado no es posible realizar un anaacutelisis estructural en el sentido de determinar el efecto de un cmbio exoacutegeno en una variable deshypendiente podemos afirmar que una variacioacuten futura del10 en el precio inshyternacional del trigo provoca una variashycioacuten del 33 en el precio nacional del trigo una variacioacuten del 1 0 del salario provocJ una variacioacuten del 1 9 en el

precio nKiacuteonal del trigo y una variashycioacuten del 10 del tipo de cambio provoshyca una variacioacuten del 1 03 en el precio nacional del trigo mostrando una mashyyor elasticidad y por lo tanto una mayor influencia en el precio nacional del trishygo

los resultados nos permiten afirmar que el precio del trigo es altamente senshysible d la fluctuacioacuten del tipo de cambio

llO El UADOR DEHAH

(R) porque en un pars donde se depenshyde de las importaciones es loacutegko que todos los preCios nacionales sean afecshytados al tipo de cambio y al precio inshyternacional del trigo (PIT) sin embargo menos sensible a la variacioacuten del salaacuteshyrio explicado baacutesicamente por los bajos niveles salariales observados en el peshyriodo de estudio y muy probablemente debido a que el salario promedio de la economfa no ridleja de manera muy daacutera la evoluCioacuten del salario sectorial

middotEn el caso de la ECUACION OE LA HARINA el test de Johansen nos sugiere

la presencia de al meacutenos 3 o 4 vectores de cointegradoacuten asumiendo una tenshydencia lineal con interceptomiddot y no tenshydencia asumiendo cinco rezaacutegos La ecuacioacuten de coiacutentegracioacuten de largo plashyzuacute middotobtenida por el procedimiento del test de Johansen nos permitemiddot afirmar que el mercado de harina en el Peruacute pashyra el periodo 1990 2002 se ericuacuteentra integrado y que los precios se mutven en la misma direccioacuten es dedr que cualquier variacioacuten en uno de ellos se transmite perfectamente en el largo plashyzo

PH = 1098373+0613481PT+0937578PIT +0291280S+1892649R

Podemos afirmar que una variadoacuten futura del 1 O en Efl preciacuteonacional del trigo provltgtca una variacioacuten del 61 en el precio de la harina una variacioacuten del 1 OYo del precio internacional del trigo provoca una variacioacuten del 938 en el precio de la harina una variacioacuten del 1 0 en el salario proyoca una variacioacuten del 29 en el precio de la harina y una variacioacuten del 10 del tipo de cambio provoca una variacioacuten del 189 en el precio de la harina

Los resuiIacuteados indican que el precio de la harina es altamente sensible a L fluctuacioacuten del tipo de cambio (R) y al precio internacional del trigo (PIT) debishydo a las riexcliexclzones descritas en el caso del trigo pero menogt sensible a la variacioacuten del precio nacional del trigo por particishypar eacutesle en la industria molinera en un

porcentaje miacutenjmo (1) y tambieacuten al salario

finalmente para el caso de la ECUAmiddot CION OEL PAN el test de johmsen nos indica q11e a un nivel de significancia del 5 la hipoacutetesis nula de cOintegrashycioacuten (cero vectores de uuntegradoacuten) A continuacioacuten presentamos la ecJJacioacuten de largo plazo que explica el comportashymiento del precio del pan y sus determishynantes asumindo una tendencia lineal con intercepto y tendencia asumiendo tres rezagos podemos concluir que el mercado del pan en el Peruacute para el peshyriacuteodomiddot 1990 2002 se encuentra inteshygrado y los precios se mueven en la misshyma direccioacuten es decir que cualquier vashyriacioacuten en uno de los precios se transmishyte perfectamente e el largo plazo

DmATf AGRAIltIltJ RuRAL 221

LPP = 2123831+0373068LPH+0015014LS+ 00019681

Con los resultados riel modelo estishymadaacute podemos afirmar ciexclue una varia doacuten futura del 10 en el precio de la harinlt1 provoca una variacioacuten del 37 en el precio del pan y una variacioacuten del l 0 del salario provoca una variacioacuten del 02V en el precio del pan

lus resultados nos permiten afirmar que el precio del pan es altamente senshysible iexcliexcl la fluctuacioacuten del predo de la harina (ligtH) es loacutegico porque es su principal insumo y poco sensible al sashylario por ser eacutesta una variable que se ha caracleacuterizado por presentar bajosniveshyles dtbido baacutesicamente a la inestabilishydad laboral propios de la liberalizacioacuten de mercado asumida a partir de 1 99 1 y probablemente porque el sa ario promeshydio no refleja claramente la evolucioacuten del salario senorial

Ecuaciones de corto plazo

Una vez verificada la nliacutentegfacioacuten se

ellmoacute el Modtgtlo de Correcooacuten de Errores (Mecanismo de Correccioacuten de

frrores MCfl como una forma de remiddot presentar la transmrsioacuten de precios en el

mercado peruano de la Cadena Agroalishymentaria Trigo t-lariha Pan en el cor-

ro plazo Tal como se desprende del teoshy

rema de Represenldcioacuten de Granger dashy

do rue el mecanismo de transmisioacutenmiddot de

precios cointegra tambieacuten tiene una reshypresentalti()n de correccioacuten de errores

Hay que recordar que el MCES estishyma una relacioacuten en diferencias inclushyyendo como regresores las diferencias rezagadaacutes de las variahles dependie_nmiddot tes los valores rezagados de las variashybles independientes y un teacutermino de coshyrreccioacuten de errores que representa el error de eciexcluilibrio o residuo de la ecuacioacuten de cointegracioacuten (rezagada un periodo) En tste sentido el teacutermino de correccioacuten de errores intuitivamente se interpreta como el atractor hacia el cual converge la dinaacutemica de corto plashyzo pues mide el grado en que la relashycioacuten de largo plazo estaacute fuera de equilishybrio

En ese contexto para el caso del mercado yo ECUACION DEL TRIGO podemos afirmar que alrededor del 225 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plazo en el mercadomiddot peshyruano de la Cadena Agroalimentaria Trishygo - lirina -middot- Pan durante el antildeo (t l ) son corregidos en el siguiente periacuteodo

5 En lo que a estabilidad parameacutetrica se refiere el modelo fue evaluddO por el test de coeshyficientes recursivos la estabilidad estructural de lo residuos de las regresiones se verifishycaraacute mediante la suma acumulada de cmiddotuadrados de los Hsiduos recursivos la prueba de autmurrelaciacuteoacuten del residuo se evaluara con el test del Multiplicador de 1 agrange bajo la hipoacutetesis nula no autocorrelaciacuteoacuten la hereroceddsltciacutedld de la ecuacioacuten de corto plazo se evaluaraacute con el test de White la normalidad de lo errores se evaluaraacute con el test de arque Bera

222 EcuADOR DEBATF

DP1 bull 022425(0324815PITtt-1l+ Ol9118lS(I I)+ 1016678Roaiexcl)+ 0389843DPT(IIl bull 0234271 DPT(tmiddot1l OIOI I85DPITltt-1)0094671 DPITltt-1)00071 71 D8ct-ar0005522DS t-1iexcl+021 2301 DRo arO 1 09086Du)

R ajustado 055

Durbiacuten Watsonc 1 80

Test lM ( 1 ) 00001

]arque y Bera 2 1 4864 log l ikeliacutehood 27424 Schwarz - U5

Ademaacutes ten len do la ecuacioacuten de corto plazo presentado podemos conshycluir que el efecto de las variaciones en el precio internadon a l del trigo (PIT) el 5a laacuterio (S) y el ti po de cambio (1) sobre los cambios del predo naciacuteonal del trishygo (PT) no son persigttentes porque su estructura de rezagos es del oacuterden 2 Asi por ejemplo una variacioacuten del 1 OYo en el PT se explica por una variaacutedoacuten del orden de 389 en un periacuteodo a nte r ior (t- 1 ) y una cafda de su propio pre c io del orden del 2 3 en dos periacuteodos anteriores (t-2) Una variacioacuten del l O en el PIT explica la caiacuteda del PT en 1 0 1 en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden 09 en 0-2) Una variacioacuten del 1 01

DERegresioacuten 004

F Estadfst ico 1 6 1 8 1Pst ARCH (2) 063 Test de White 00001

Akaik1 355 n 1 4

del S expl ica la caiacuteda del PT en 0071 en el periodo (t- 1 ) y 005 en el periacuteoshydo (t-2) Finalmente una variacioacuten del 1 OYo del R explica Ulla variacioacuten de 21 2 en PT en el periacuteodo (t 1 ) y una

middot caiacuteda del 1 09Yltgt en el periacuteodo (t-2) conduyendo que el precio middotnacional del trigo es maacutes sensible a la va riacuteacioacuten de sus propios prec ios y al tipo de cambio

la dinaacutemica de corto plazo para el caso de la ECUACION DE LA HARINA podemos afirmll que a lredPdor del 1 78 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plato NI el middot mercado peshyruano de la cadena Agroalimentcria Trishygo - HaririJ Pan durante el antildeo t- 1 son corregidos en el siguiente

DPiexcl bull - 0017808 (061348lPT(I-tiexcl+0937578PIT1t-1iexcl+0l91l80Siexclt-iexcl + 189264R (l-a+02309l ODPD(I-tr007392DPHiexcl_Jiexcl+024459DPH1aJiexcl- 034051 DPH1gt + Ot55682DPHiexcl5)+ OU330DPT1 ar0234387DPT(I-n- 0075t4DPT1tJ)+000402DPTltt-ltll -004230PT1u1 +008083DPIT (1-1) 003396DPrr1 21+ 003192DPITlttJr000 l 02DPIT H + 006209DPIT1_siexcl-OOIS96D8tt-tr000307DSiexcl_1l +007802DSiexcltJl+0071 t l DS1004498DS (t-)+056287D_oOl469DRo-aiexcl+0375226DaJ)+006ll9Dt-ltll+034534Dt-5)

R ajustado 081 DERegresiacuteoacuten 002 Durbin Watnn 1 66 F Estadiacutestico 2 1 47 Test lM 25) 0064 Test ARCH (3) 036 ]arque y Bera 7856 Test de White 001 3 Log l ikel ihood H880 AkaikP 427 Schwarz 372 n 1 46

Entonces teniendo la ecuacioacuten de cor1o plazo podemos decir que el efecshyto de las variaciones en el precio nacioshynal del trigo (PT) precio internacional del trigo (PIT) el salario (S) y el tipo de cambio (R) sobre los cambios del preshycio de la harina (LPH) son relativamenshyte persistentes porque su estructura de rezagos es del orden 5 En el caso de una variacioacuten del 1 0 en el PH se exshyplica por una variacioacuten de 231 en su propio precio un periacuteodo antes (t- 1 ) y 156 en cinco periacuteodos anteriores (t-5) tras experimentar caiacutedas en el segundo y cuarto periacuteodos anteriores Una variashycioacuten del 1 0 en el PT se explica por una variacioacuten riel orden de 123 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1) y una caiacuteda del orden del 064 en cinco periacuteodos anteriores (t -5) Una variacioacuten del 1 0 en el PIT explica la variacioacuten del precio Je la harina en 081 en el

DfHATE AGRARIO RuRAL 223

middot periacuteodo (t- 1) y del orden 062 en (t-5) Una variacioacuten del 10 del salario explishyca la caiacuteda del precio de la harina en 016 en el periacuteodo t- 1 ) y 045 en el periacuteodo (t-5) y una variacioacuten del 1 0 del tipo de cambio explica una variashycioacuten de 563 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden de 345 en el periacuteodo (t-5) lo que nos hace conshycluir que el precio de la harina es maacutes sensible a las variaciones del tipo de cambio y a la variacioacuten de su propio pmcio

En el caso de la ECUACION DEL PAN podemos afirmar que alrededor del 59 16 de las desviaciones (de la relacioacuten de largo plazo) en el mercado peruano de la Cadeniexcliexcl Agroalimentaria Trigq Harina - Pan en la ecuacioacuten del pan durante el antildeo (t- 1 ) son corregidos en el siguiente

DP=-6591576(0373068PH11tiexcl+OOI50141bull1r0001 968T+022l79DPP111 -00434SDPPiexclziexcl+002807 D PPiexclbull-lr00723DPH11bull11+006 1 01 DPII1_z1-0 1 1 026DPHiexcl1-Jiexcl -004068DSII-ti000948D1-ziexcl + 003 122DS11Jiexcl

K ajustado 08 1 Durbin Watson 1 69 Test LM (25) 0 1 4 ]arque y Hera 1 4825 Log iikelihood 35677 Schwaa - 445

Los resultados de la ecuacioacuten de corto plazo permiten afirmar que el efeCto de las variaciones eu el precio de la harina (PH) y el salario (S sobre los cambios del precio del pan (LPP) no son persistentes porque u estructura de rezagos es del orden 3 por ejemplo una variacioacuten del 1 0 en el PI se expl i -

DERegresioacuten 002 F Estadiacutestico 4806 Test ARCH (2) 01 9 Test de White 0008 Akaike - 467 n 1 48

ca por una variacioacuten del orden de 224 en un periacuteodo anterioacuter (t- 1 ) y 028 de su propio precio etbull tres periacuteoshydos anteriores (t-3) tras experimentar una caiacuteda en el periacuteodo (t-2) Una variashycioacuten del 1 0 en el LPH explica la caiacuteda del IP en 073 en el periacuteodo (t- 1 y del orden de 1 10 en (t-3) y una varia-

224 ErUA10R DFfiAfE

cioacuten dei 1 0 del S explka la ralda del LPP en 041 Yo en El periodo lt- 1 ) y 03 1 u en el periacuteodo (t-3) concluyen do que el precio del pan es maacutes sensible a la variacioacuten de su propio precio y al precio de la harina

Funciones de impulso - respuesta y desshy

composicioacuten de la varianza

Los modelos estimados no pueden ser ana lizados como modelos econoshymeacutetricos tradic ionales en tal sentido a continuacioacuten procedemos a analizar las illterrelaciones entre las variables que lo fotman exa minando )os eftos de shocks sobre la evaluacioacuten en el t iempo de-las variables para lo cual se haraacute uso del anaacutelisis de las funciones de impu lsltJ middot-e respuesta de los modelos est imados no sin 1ntes mencionar que la metodoshylogiacutea de los vectores autorreiexcliexclresiacutevos reshyquieren de la aplicacioacuten de un test que

nos permita los rezagos oacutept imos (JUf ya se dettgtrmin6 en 2 para la cuacioacuten del trigo 5 para la ecuacioacuten de la harina y 3 para Id ecuacioacuten del pan del mismo modo requiere la aplicacioacuten dPI test de causalidad de Granger a traveacutes del cual se va iexcl hacer una correcta ordeniexcliexclciacuteoacuten de las variables en liexcliexcls ecuaciones Inishyc ia lmente tenemos la ecuac ioacuten del trigo y cuya ordenacioacuten de variables fue el salario (S) el precio naclonal del trigo (PT) el tipo de C ilmbio (R) y el precio in middot ternacional del trigo (PIT) middot

A partir d( las relac iones estimadas en la ECUACION OH TRIGO se proceshydioacute a simular tanto los efectos de una

middot var iacioacuten en el precio nacional del trishygo precio internacional del trigocomo del t ipo de cambio y el salario obteshyn ieacutendose cpmo resultados cuatro esceshynarios que son resumidos a continuashycioacuten en el graacutefico 2

Graacutefico NIJ 2 Fnd6fi llflalsoacute Res de la Ec11iexcliexcldoacuten 1 irrgo middot middot iexcl 1 bull - - bull

a) Respo-e of PT iu One S D lnJuwatioshyon4 --------------==========------

=1

0 03

0 02

0 00

- 0 0 1

- O Ol - a middot 4

1 4 G 8 10 iexcliexcl

Q e a a

14 16

i

18 JO

IJERAH A(RARIO RURAl 225

h) Response ofPIT fa 011e SD btnovations

o os

0 06 -ixmiddotmiddot iexclmiddot-middot J_middotmiddotmiddot

-- _ L (t bullbull bull Jmiddotmiddotmiddotmiddot-irmiddotmiddotmiddot- - middot M---f_ __ _ ____ iquest __ J -

0 (14

r) Respeue of S to One SD lmunraiiacuteou

0 10

o os

0 06

0 04

0 1)2

0 00

bull OOJ 4 14

--middot-middot S --Jo- R

1oacute 18 20

214 f( UADOK 0EBAI F

Donde

a1 == Coefkienle teacutemko del trigo nacional

a1 Coeficiente teacutecnico del trigo importado

Como corolario interesantt- de la ecuacioacuten dt-1 predo del trigo nacional se observa que la variabilidad del costo de importaciuacuten se transmite directashymente al predo del productor uc trigo

Por otro lado el precio de la harina estaacute asociado a los precios del trigo nashycional e importado Para ello sumando

La ecuacioacuten del precio del pan pueshyde derivarse de la misma manera en funcioacuten del precio de la harina y de las

aunque en un porcentaje menor suposhyniendo que la elasticidad conjetural es menor a uno en valor absoluto y por tanto el valor de 1 se encuentra Pntre O y1

(5)

ambos lados de las condiciones de prishymer orden y despejando el precio de la harina se obtiene

(6)

elasticidades de oferta de la harina y la demanda de pan

(7)

Donde

Piexcl Precio del pan

1+ E H

1 I+shyE1

DHlAil AGfltAKIO RtJKAI 215

E1 Elastiacutecioacutead precio de la demanda del pan

E 11 Elasticidad precio de la oferta de la harina al

Coeficiente teacutecnico de la harina en la produccioacuten de pan

Tenemos que

Si A en la ecuacioacuten (7) es menor a 1 enlonce los cambios en el preshycio de la harina no se reflejan totalmente en el precio del pan y

Si A es iguiexcliexcll o mayor a 1 entonces lo cambiogt en el precio de la hashyrina repercuten maacute fuertemente sobre el mercado del pan

Lo supuesto a considerar en el mo delo son lt) Lo prltsem ilt en el mercado de trigo de una demanda concentrada asiacute como la presencia de produccioacuten nacional e importadoacuten de trigo es deshycir el trigo en el Peruacute es soacutelo un bien imshyportable 5us costos unitario no permishyten exportarlo lo qut conlleva a que la uacutenica demanda a la que se enfrentan lo- productores de trigo es la de la imJuWIacuteil harinera domeacutestica b) lrl demanda por trigo funciona romo demanda coludiacutedlt por tanto en lugar de tomar tgtl precio como dato va a incorporar en su toma

de decisioacuten la curva inversa de oferta de insumo e) la luncioacuten de produn ioacuten de la huina se va a asumir con el fin de sirnpliacuteiiacutecar la modelizacioacuten que depenshyde solamente de los insumos intermeshydios (trigo domeacutestico e importado) y no de los factores de produccioacuten capital y trahaiacuteo Esto fin emhargo no significa que no intervengan en la funcioacuten de produccioacuten diexcl El mercado del Pan se consiacutedtra qtw ambas parte tanto la oferta corno la demandd de hr1rina lic nen cierto poder de meH lflo

216 EnJMXJR DFR11

Evidencia empiacuterica y anaacutelisis de resultamiddot

dos

En esta seccioacuten ltentraremos nuestra atencioacuten en el estudio de los mecanisshymos de transmisioacuten de precios a lo larshygo de la Cadena Agroalimentaria Trigo Harina - Pan para lo cual se haraacute uso de las teacutecnicas de cointegracioacuten Se va a estudiar las relaciones dinaacutemicas de transmisioacuten existentes a partir de la forshymacioacuten del precio del trigo la harina y finalmente el pan

El modelo consta de tres ecuaciones (una para cada producto de la cadena) en las que intervienen las variables preshysentadas en un modelo teoacuterico2 las ecuaciones son de caraacutecter general en el sentidoacute que no asumen a priori los valores de las elasticidades ni el nuacutemeshyro de retardos implicados por la dinaacutemishyca del sistema3 Las tres ecuaciones planteadas pueden verse a continuashycioacuten4

PT = fl (PIT R S) PH = f2 (PT PIT R S) PP = f3 (PH S)

S Salario ReaL R Tipo de Cambio Real

PT Precio del Trigo Domeacutestico en Nuevos Soles Constantes

PIT Precio del Trigo Importado en Doacutelares constantes

PH Precio de la Harina en Nuevos Soles Constantes

PP Precio del Pan en Nuevos Soles Constantes

Cabe sentildealar que las ecuaciones de precios presentados en el modelo empiacuteshyrico no representan sistemas de oftrtas y demandas aunque eacutestos se encuentren impliacutecitos Son maacutes bien ecuaciones de reaccioacuten que muestran como reperushyten en el precio de un bien los cambios en el predo de sus insumos A pesar de no haber sido considerada la mano de obra en el modelo te6rico si se induyoacute en el modelo empiacuterico por participar activamente en la estructuracioacuten de los costos

El estudio se realiza utilizando datos promedios mensuales desde enero de 1990 hasta agosto de 2 002 expresados en soles de 1994 y transformados en loshygaritmos Se utilizoacute la teacutecnica de cointeshygracioacuten multivariados desarrollados por johansen (1988) y Stock Watson (1988) El propoacutesito de estos test es especificar y estimar el nuacutemero de vectores de coinshytegracioacuten (r) existentes en un conjunto de variables (p) con rltp pudieacutendose

2 Se parte de la idea que la modelizacioacuten completa de toda la informacioacuten proporcionada por un mercado es imposible de realizar y no es esencial para comprender las relaciones de precios

3 En tal sentido el marco teoacuterico presentado debe ser considerado como un marco de refeshyrencia en la medida que no dice nada acerca por tjernplo del manejo de inventarios o de la estacionalidad en la produccioacuten de harina y del pan

4 Todas las variables se encuentran en logaritmos

presentar tres casos a) Si el rango r=p se puede decir que el vector es estacioshynario b) Si el rango rO entonces estashymos ante la presencia de un proceso vectorial autorregresivo irrestriacutecto y e) Finalmente rltp en este caso r indica la cantidad de vectores de cointegracioacuten que existe en el sistema De esta forma el n(Jmero de vectores de coiacutentegracioacuten se corresponde con el nuacutemero de relashyciones funcionales independientes exisshytentes entre las variables

En lo que a estabilidad parameacutetrica se refiere el modelo seraacute evaluado por el test de coeficientes recursivos la estashybilidad estructural de los residuos de las regresiones se verificaraacute mediante la sushyma acumulada de cuadrados de los resishyduos recursivos la prueba de autocorreshylacioacuten del residuo se evaluaraacute con el test del Multiplicador de lagrange baiacuteo la hipoacutetesis nula 11no autocorrelacioacuten la heterocedasticidad middotde la ecuacioacuten de corto plazo se evaluarltiacute con el test de White la normalidad de los errores se evaluaraacute con el test de )arque Bera

Anaacutelisis de estacionariedad de las series

Previo al anaacutelisis de estacionariedad de las series se procedioacute a uniformizar los datos para lo cual todos fueronmiddot de-

DmATF AGRARIO RURAL 217

flactadm con un mismo iacutendice ( 1994) luego se procedioacute a tomar el logmiddotaritmo a las series con el fin de reducir la estaciacuteoshynariedad de la varianza semiddot evaluoacute la presencia de raiacutez unitaria de las series del modelo bajo la hipoacutetesis 1 (1) vs 1(0) para lo cual se recurri6 a los tests Oickey Fuller (Of y ADF ) y Phillips y Perron para niveles de rezago de 1 hasmiddot ta 4 de las variables del modelo obsershyvaacutendose que en valor absoluto son infeshyriores al valor criacutetico pua un nivel de significancia del 5Yo aceptaacutendose la hishypoacutetesis nula de existencia raiacutez unitaria o no estacionariedad de las variables de estudio sin embargo en aacutelguno casos estos resultados soacutelo incluyen constanshyte tendencia y en otros no incluyen constante ni tendencia Tambieacuten se evashyluoacute las series

diferenciadas (DPT OPIT

OPH DPP DR DS) baiacuteo la hipoacutetesis 1 (1) vs 1(2) observaacutendose que en todoacutes los casos se rechaza la hipoacutetesis nula de la existencia de dos ralees unitarias (es decir las series en pri111eras diferenias son estacionarias) concluyeacutendose que las Vdriableo del modelo SOn integradas de orden 1 es decir son 1 (1) y por tanshyto debe contrastarse la posibleacutemiddot presenshycia de relaciones de equilibrio a largo plazo entre las mismas (esto esr si coinshytegran) ver cuadro 3

TEST PT PIT

DF 1 e -297 -236

T 1

-321 -259

N -094 -095 4DF(2) 1 e 1 -233 - 231 T 1 -250 -255 N -081 -092 4Df(3) e -29 4 -231 T -3 04 -245

N -107 -103

ADF(4) e

1 -320 -200

T -333 -222 -1 11 -089 PP(2) e -305 -226 T -318 -233 N 1 -081 -1 09

PP(3) e -306 -229

T -321 -238 N 111 -108 PP(4) e -313 -229

T -329 -238

1 N -1 11 -109

PH pp

-267 -361 -272 -669 -129 -049

-306 -293

-327 -666 -122 -031

-317 -248 -370 -787 -096 -010

-399 -207 -402 -439 -170 -093

-399 -294 -411 -450 -1 74 -074

-405 -290 -424 -4A3 -171 -074

-403 -278 -422 -426 -1 73 -074

IR 1

-283 -316 -079

-315

-304 -132

-406

-395

-157

-453

-417 -190

-345 -372 -110

-351 -382 -111

-347 -380 -110

Cuadro No 3 Prueba de raiacutez unitaria

S DPT DPIT

-077 -1l04 -734

-266 -1100 -732 middotDIO -1107 -735

-076 -710 -669 -267 -710 -669 012 -i 11 -669

-059 middot57i -632 -269 -577 -630 023 -5 77 -632

-084 -619 -554

-300 -621 -551 004 -619 -557

-082 -1211 -898 -249 -1207 -896 013 -1215 -900

-076 -12 13 -894

1 -246 -1208 -892 017 -1217 -896

1 -079 -1211 -886

J -247 -1207 -884

016 -1215 -888

DPH

-8 10 -810 -810

-574

-571 -575

-671 -680 -666

-641 -658 -631

1 -1615 -1619

1 - 1595 1 -1593

1 -1596

- 1596

-15 95

-1597

VC Valor Criro Oif Dfterencias

DPP DR

-903 -1199

-9()3 -1202 -906 middot1200

-979 -769 -988 -778 -983 -767

-827 -6 1 5

-817 -836 -829 -808

-838 -1025 -825 -1096 -832 -1002

-840 -1539

-838 -1534

-844 -15 44

-831 -1535 -828 middot1 5 30 -835 -1539

-822 - 1543 -820 -1538 -826 -1547

C incluye ronstantc T incluye constante y tendencia i No incluye conStante ni tendencia los nuacutemeros entre parentests indiacutecan el nuacutemero de rezagos del contraste de raiz unitaria

os

-899 910

-901

-608 -824 -609

-567 -5 83

-567

-503 -516 -503

-1345

-1355

-1348

1 349

-1 361 -1352

-1346 -1359

- 1349

VC 5 1 VC Soo Nivel Dlf

-288 -288 -344 -344 -194 -194

-288 -288 -344 -344

-194 -194

-268 -288 -344 -344

-194 -194

-288 -288 -344 -344

-194 -gt94

-288 -288 -344 -344

-194 -194

-288 -288 -344 i -344

-194 iexcl -194

1 -288 -288 -344 -344

-194 - 194 1

N -00 m () e gt

Cl m iexcl m

Ecuaciones a largo plazo

Una vez contrastada la posiblEbull preshysencia de relaciones de equilibrio a larshygo plazo y para verificar la hipoacutetesis de cointegracioacuten (especificacioacuten de largo plazo del modelo) se aplicoacute el enfoque de maacutexima verosimilitud propuesto por Johansen pues se trata de deterrninilr si calJa precio responde a sus propios facshytores determinantes o bien si los precios responden a un conjunto de factores coshymuneacutes Cabe anotar que los coeficientes estimados representan las elasticidades de cada una de las variables que particishypan en el modelo

Para realizar este anaacutelisis partimos de las tres ecuaciones del modelo empiacuteshyrico iniciando el estudio con el caso de 1 ECUACION DEL TRIGO En este cashyso el test de Johansen nos indica que a un nivel de significancia del so la hipoacuteshytesis nula de cointegracioacuten (cero vectoshyres de cointegracioacuten) es fuertemente reshychazada pues el valor calculado del log likelihood ratio es mayor que el vashylor criacutetico mientras la hipoacutetesis de uno o maacutes vectores de cointegracioacuten es

DHltiacutefF ACRARO RURAl 219

aceptad en contra la alternante de la estacionalidad de las series (Log likelishyhood ratio lt valor criacutetico) Establecienshydo una representacioacuten de largo plazo asumiendo una tendencia lineal con inshytercepto y no tendenda asumiendo dos rezagos

En el modelo al no existir variables exoacutegenas propiamente dichas la ecuashycioacuten estimada tiene una interpretacioacuten diferente a la de un modelo economeacutetrishyco en ese sentido los paraacutemetros explishycan coacutemo cada variable evoluciona en el tiempo conociendo losvaloresen el pasado La ecuacioacuten de cointegracioacuten de largo plazo obtenida por el procedishymierilo del test de Johansen nos permite afirmar que el mercado del trigo en el Peruacute para el periacuteodo 1990 2002 se encuentra integrado y que los precios se mueven en la misrna direccioacuten es decir que cualquier variacioacuten en uno de los precios se transmite perfectamente en el largo plazo

A continuacioacuten presentamos la ecuacioacuten de largo plazo que explica el comportamiento del precio delmiddot trigo y sus determinantes

PT = 1161148 + 0324815PIT + 01917825 + 1016678R

Siacute bien con el modelo estimado no es posible realizar un anaacutelisis estructural en el sentido de determinar el efecto de un cmbio exoacutegeno en una variable deshypendiente podemos afirmar que una variacioacuten futura del10 en el precio inshyternacional del trigo provoca una variashycioacuten del 33 en el precio nacional del trigo una variacioacuten del 1 0 del salario provocJ una variacioacuten del 1 9 en el

precio nKiacuteonal del trigo y una variashycioacuten del 10 del tipo de cambio provoshyca una variacioacuten del 1 03 en el precio nacional del trigo mostrando una mashyyor elasticidad y por lo tanto una mayor influencia en el precio nacional del trishygo

los resultados nos permiten afirmar que el precio del trigo es altamente senshysible d la fluctuacioacuten del tipo de cambio

llO El UADOR DEHAH

(R) porque en un pars donde se depenshyde de las importaciones es loacutegko que todos los preCios nacionales sean afecshytados al tipo de cambio y al precio inshyternacional del trigo (PIT) sin embargo menos sensible a la variacioacuten del salaacuteshyrio explicado baacutesicamente por los bajos niveles salariales observados en el peshyriodo de estudio y muy probablemente debido a que el salario promedio de la economfa no ridleja de manera muy daacutera la evoluCioacuten del salario sectorial

middotEn el caso de la ECUACION OE LA HARINA el test de Johansen nos sugiere

la presencia de al meacutenos 3 o 4 vectores de cointegradoacuten asumiendo una tenshydencia lineal con interceptomiddot y no tenshydencia asumiendo cinco rezaacutegos La ecuacioacuten de coiacutentegracioacuten de largo plashyzuacute middotobtenida por el procedimiento del test de Johansen nos permitemiddot afirmar que el mercado de harina en el Peruacute pashyra el periodo 1990 2002 se ericuacuteentra integrado y que los precios se mutven en la misma direccioacuten es dedr que cualquier variacioacuten en uno de ellos se transmite perfectamente en el largo plashyzo

PH = 1098373+0613481PT+0937578PIT +0291280S+1892649R

Podemos afirmar que una variadoacuten futura del 1 O en Efl preciacuteonacional del trigo provltgtca una variacioacuten del 61 en el precio de la harina una variacioacuten del 1 OYo del precio internacional del trigo provoca una variacioacuten del 938 en el precio de la harina una variacioacuten del 1 0 en el salario proyoca una variacioacuten del 29 en el precio de la harina y una variacioacuten del 10 del tipo de cambio provoca una variacioacuten del 189 en el precio de la harina

Los resuiIacuteados indican que el precio de la harina es altamente sensible a L fluctuacioacuten del tipo de cambio (R) y al precio internacional del trigo (PIT) debishydo a las riexcliexclzones descritas en el caso del trigo pero menogt sensible a la variacioacuten del precio nacional del trigo por particishypar eacutesle en la industria molinera en un

porcentaje miacutenjmo (1) y tambieacuten al salario

finalmente para el caso de la ECUAmiddot CION OEL PAN el test de johmsen nos indica q11e a un nivel de significancia del 5 la hipoacutetesis nula de cOintegrashycioacuten (cero vectores de uuntegradoacuten) A continuacioacuten presentamos la ecJJacioacuten de largo plazo que explica el comportashymiento del precio del pan y sus determishynantes asumindo una tendencia lineal con intercepto y tendencia asumiendo tres rezagos podemos concluir que el mercado del pan en el Peruacute para el peshyriacuteodomiddot 1990 2002 se encuentra inteshygrado y los precios se mueven en la misshyma direccioacuten es decir que cualquier vashyriacioacuten en uno de los precios se transmishyte perfectamente e el largo plazo

DmATf AGRAIltIltJ RuRAL 221

LPP = 2123831+0373068LPH+0015014LS+ 00019681

Con los resultados riel modelo estishymadaacute podemos afirmar ciexclue una varia doacuten futura del 10 en el precio de la harinlt1 provoca una variacioacuten del 37 en el precio del pan y una variacioacuten del l 0 del salario provoca una variacioacuten del 02V en el precio del pan

lus resultados nos permiten afirmar que el precio del pan es altamente senshysible iexcliexcl la fluctuacioacuten del predo de la harina (ligtH) es loacutegico porque es su principal insumo y poco sensible al sashylario por ser eacutesta una variable que se ha caracleacuterizado por presentar bajosniveshyles dtbido baacutesicamente a la inestabilishydad laboral propios de la liberalizacioacuten de mercado asumida a partir de 1 99 1 y probablemente porque el sa ario promeshydio no refleja claramente la evolucioacuten del salario senorial

Ecuaciones de corto plazo

Una vez verificada la nliacutentegfacioacuten se

ellmoacute el Modtgtlo de Correcooacuten de Errores (Mecanismo de Correccioacuten de

frrores MCfl como una forma de remiddot presentar la transmrsioacuten de precios en el

mercado peruano de la Cadena Agroalishymentaria Trigo t-lariha Pan en el cor-

ro plazo Tal como se desprende del teoshy

rema de Represenldcioacuten de Granger dashy

do rue el mecanismo de transmisioacutenmiddot de

precios cointegra tambieacuten tiene una reshypresentalti()n de correccioacuten de errores

Hay que recordar que el MCES estishyma una relacioacuten en diferencias inclushyyendo como regresores las diferencias rezagadaacutes de las variahles dependie_nmiddot tes los valores rezagados de las variashybles independientes y un teacutermino de coshyrreccioacuten de errores que representa el error de eciexcluilibrio o residuo de la ecuacioacuten de cointegracioacuten (rezagada un periodo) En tste sentido el teacutermino de correccioacuten de errores intuitivamente se interpreta como el atractor hacia el cual converge la dinaacutemica de corto plashyzo pues mide el grado en que la relashycioacuten de largo plazo estaacute fuera de equilishybrio

En ese contexto para el caso del mercado yo ECUACION DEL TRIGO podemos afirmar que alrededor del 225 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plazo en el mercadomiddot peshyruano de la Cadena Agroalimentaria Trishygo - lirina -middot- Pan durante el antildeo (t l ) son corregidos en el siguiente periacuteodo

5 En lo que a estabilidad parameacutetrica se refiere el modelo fue evaluddO por el test de coeshyficientes recursivos la estabilidad estructural de lo residuos de las regresiones se verifishycaraacute mediante la suma acumulada de cmiddotuadrados de los Hsiduos recursivos la prueba de autmurrelaciacuteoacuten del residuo se evaluara con el test del Multiplicador de 1 agrange bajo la hipoacutetesis nula no autocorrelaciacuteoacuten la hereroceddsltciacutedld de la ecuacioacuten de corto plazo se evaluaraacute con el test de White la normalidad de lo errores se evaluaraacute con el test de arque Bera

222 EcuADOR DEBATF

DP1 bull 022425(0324815PITtt-1l+ Ol9118lS(I I)+ 1016678Roaiexcl)+ 0389843DPT(IIl bull 0234271 DPT(tmiddot1l OIOI I85DPITltt-1)0094671 DPITltt-1)00071 71 D8ct-ar0005522DS t-1iexcl+021 2301 DRo arO 1 09086Du)

R ajustado 055

Durbiacuten Watsonc 1 80

Test lM ( 1 ) 00001

]arque y Bera 2 1 4864 log l ikeliacutehood 27424 Schwarz - U5

Ademaacutes ten len do la ecuacioacuten de corto plazo presentado podemos conshycluir que el efecto de las variaciones en el precio internadon a l del trigo (PIT) el 5a laacuterio (S) y el ti po de cambio (1) sobre los cambios del predo naciacuteonal del trishygo (PT) no son persigttentes porque su estructura de rezagos es del oacuterden 2 Asi por ejemplo una variacioacuten del 1 OYo en el PT se explica por una variaacutedoacuten del orden de 389 en un periacuteodo a nte r ior (t- 1 ) y una cafda de su propio pre c io del orden del 2 3 en dos periacuteodos anteriores (t-2) Una variacioacuten del l O en el PIT explica la caiacuteda del PT en 1 0 1 en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden 09 en 0-2) Una variacioacuten del 1 01

DERegresioacuten 004

F Estadfst ico 1 6 1 8 1Pst ARCH (2) 063 Test de White 00001

Akaik1 355 n 1 4

del S expl ica la caiacuteda del PT en 0071 en el periodo (t- 1 ) y 005 en el periacuteoshydo (t-2) Finalmente una variacioacuten del 1 OYo del R explica Ulla variacioacuten de 21 2 en PT en el periacuteodo (t 1 ) y una

middot caiacuteda del 1 09Yltgt en el periacuteodo (t-2) conduyendo que el precio middotnacional del trigo es maacutes sensible a la va riacuteacioacuten de sus propios prec ios y al tipo de cambio

la dinaacutemica de corto plazo para el caso de la ECUACION DE LA HARINA podemos afirmll que a lredPdor del 1 78 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plato NI el middot mercado peshyruano de la cadena Agroalimentcria Trishygo - HaririJ Pan durante el antildeo t- 1 son corregidos en el siguiente

DPiexcl bull - 0017808 (061348lPT(I-tiexcl+0937578PIT1t-1iexcl+0l91l80Siexclt-iexcl + 189264R (l-a+02309l ODPD(I-tr007392DPHiexcl_Jiexcl+024459DPH1aJiexcl- 034051 DPH1gt + Ot55682DPHiexcl5)+ OU330DPT1 ar0234387DPT(I-n- 0075t4DPT1tJ)+000402DPTltt-ltll -004230PT1u1 +008083DPIT (1-1) 003396DPrr1 21+ 003192DPITlttJr000 l 02DPIT H + 006209DPIT1_siexcl-OOIS96D8tt-tr000307DSiexcl_1l +007802DSiexcltJl+0071 t l DS1004498DS (t-)+056287D_oOl469DRo-aiexcl+0375226DaJ)+006ll9Dt-ltll+034534Dt-5)

R ajustado 081 DERegresiacuteoacuten 002 Durbin Watnn 1 66 F Estadiacutestico 2 1 47 Test lM 25) 0064 Test ARCH (3) 036 ]arque y Bera 7856 Test de White 001 3 Log l ikel ihood H880 AkaikP 427 Schwarz 372 n 1 46

Entonces teniendo la ecuacioacuten de cor1o plazo podemos decir que el efecshyto de las variaciones en el precio nacioshynal del trigo (PT) precio internacional del trigo (PIT) el salario (S) y el tipo de cambio (R) sobre los cambios del preshycio de la harina (LPH) son relativamenshyte persistentes porque su estructura de rezagos es del orden 5 En el caso de una variacioacuten del 1 0 en el PH se exshyplica por una variacioacuten de 231 en su propio precio un periacuteodo antes (t- 1 ) y 156 en cinco periacuteodos anteriores (t-5) tras experimentar caiacutedas en el segundo y cuarto periacuteodos anteriores Una variashycioacuten del 1 0 en el PT se explica por una variacioacuten riel orden de 123 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1) y una caiacuteda del orden del 064 en cinco periacuteodos anteriores (t -5) Una variacioacuten del 1 0 en el PIT explica la variacioacuten del precio Je la harina en 081 en el

DfHATE AGRARIO RuRAL 223

middot periacuteodo (t- 1) y del orden 062 en (t-5) Una variacioacuten del 10 del salario explishyca la caiacuteda del precio de la harina en 016 en el periacuteodo t- 1 ) y 045 en el periacuteodo (t-5) y una variacioacuten del 1 0 del tipo de cambio explica una variashycioacuten de 563 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden de 345 en el periacuteodo (t-5) lo que nos hace conshycluir que el precio de la harina es maacutes sensible a las variaciones del tipo de cambio y a la variacioacuten de su propio pmcio

En el caso de la ECUACION DEL PAN podemos afirmar que alrededor del 59 16 de las desviaciones (de la relacioacuten de largo plazo) en el mercado peruano de la Cadeniexcliexcl Agroalimentaria Trigq Harina - Pan en la ecuacioacuten del pan durante el antildeo (t- 1 ) son corregidos en el siguiente

DP=-6591576(0373068PH11tiexcl+OOI50141bull1r0001 968T+022l79DPP111 -00434SDPPiexclziexcl+002807 D PPiexclbull-lr00723DPH11bull11+006 1 01 DPII1_z1-0 1 1 026DPHiexcl1-Jiexcl -004068DSII-ti000948D1-ziexcl + 003 122DS11Jiexcl

K ajustado 08 1 Durbin Watson 1 69 Test LM (25) 0 1 4 ]arque y Hera 1 4825 Log iikelihood 35677 Schwaa - 445

Los resultados de la ecuacioacuten de corto plazo permiten afirmar que el efeCto de las variaciones eu el precio de la harina (PH) y el salario (S sobre los cambios del precio del pan (LPP) no son persistentes porque u estructura de rezagos es del orden 3 por ejemplo una variacioacuten del 1 0 en el PI se expl i -

DERegresioacuten 002 F Estadiacutestico 4806 Test ARCH (2) 01 9 Test de White 0008 Akaike - 467 n 1 48

ca por una variacioacuten del orden de 224 en un periacuteodo anterioacuter (t- 1 ) y 028 de su propio precio etbull tres periacuteoshydos anteriores (t-3) tras experimentar una caiacuteda en el periacuteodo (t-2) Una variashycioacuten del 1 0 en el LPH explica la caiacuteda del IP en 073 en el periacuteodo (t- 1 y del orden de 1 10 en (t-3) y una varia-

224 ErUA10R DFfiAfE

cioacuten dei 1 0 del S explka la ralda del LPP en 041 Yo en El periodo lt- 1 ) y 03 1 u en el periacuteodo (t-3) concluyen do que el precio del pan es maacutes sensible a la variacioacuten de su propio precio y al precio de la harina

Funciones de impulso - respuesta y desshy

composicioacuten de la varianza

Los modelos estimados no pueden ser ana lizados como modelos econoshymeacutetricos tradic ionales en tal sentido a continuacioacuten procedemos a analizar las illterrelaciones entre las variables que lo fotman exa minando )os eftos de shocks sobre la evaluacioacuten en el t iempo de-las variables para lo cual se haraacute uso del anaacutelisis de las funciones de impu lsltJ middot-e respuesta de los modelos est imados no sin 1ntes mencionar que la metodoshylogiacutea de los vectores autorreiexcliexclresiacutevos reshyquieren de la aplicacioacuten de un test que

nos permita los rezagos oacutept imos (JUf ya se dettgtrmin6 en 2 para la cuacioacuten del trigo 5 para la ecuacioacuten de la harina y 3 para Id ecuacioacuten del pan del mismo modo requiere la aplicacioacuten dPI test de causalidad de Granger a traveacutes del cual se va iexcl hacer una correcta ordeniexcliexclciacuteoacuten de las variables en liexcliexcls ecuaciones Inishyc ia lmente tenemos la ecuac ioacuten del trigo y cuya ordenacioacuten de variables fue el salario (S) el precio naclonal del trigo (PT) el tipo de C ilmbio (R) y el precio in middot ternacional del trigo (PIT) middot

A partir d( las relac iones estimadas en la ECUACION OH TRIGO se proceshydioacute a simular tanto los efectos de una

middot var iacioacuten en el precio nacional del trishygo precio internacional del trigocomo del t ipo de cambio y el salario obteshyn ieacutendose cpmo resultados cuatro esceshynarios que son resumidos a continuashycioacuten en el graacutefico 2

Graacutefico NIJ 2 Fnd6fi llflalsoacute Res de la Ec11iexcliexcldoacuten 1 irrgo middot middot iexcl 1 bull - - bull

a) Respo-e of PT iu One S D lnJuwatioshyon4 --------------==========------

=1

0 03

0 02

0 00

- 0 0 1

- O Ol - a middot 4

1 4 G 8 10 iexcliexcl

Q e a a

14 16

i

18 JO

IJERAH A(RARIO RURAl 225

h) Response ofPIT fa 011e SD btnovations

o os

0 06 -ixmiddotmiddot iexclmiddot-middot J_middotmiddotmiddot

-- _ L (t bullbull bull Jmiddotmiddotmiddotmiddot-irmiddotmiddotmiddot- - middot M---f_ __ _ ____ iquest __ J -

0 (14

r) Respeue of S to One SD lmunraiiacuteou

0 10

o os

0 06

0 04

0 1)2

0 00

bull OOJ 4 14

--middot-middot S --Jo- R

1oacute 18 20

Donde

Piexcl Precio del pan

1+ E H

1 I+shyE1

DHlAil AGfltAKIO RtJKAI 215

E1 Elastiacutecioacutead precio de la demanda del pan

E 11 Elasticidad precio de la oferta de la harina al

Coeficiente teacutecnico de la harina en la produccioacuten de pan

Tenemos que

Si A en la ecuacioacuten (7) es menor a 1 enlonce los cambios en el preshycio de la harina no se reflejan totalmente en el precio del pan y

Si A es iguiexcliexcll o mayor a 1 entonces lo cambiogt en el precio de la hashyrina repercuten maacute fuertemente sobre el mercado del pan

Lo supuesto a considerar en el mo delo son lt) Lo prltsem ilt en el mercado de trigo de una demanda concentrada asiacute como la presencia de produccioacuten nacional e importadoacuten de trigo es deshycir el trigo en el Peruacute es soacutelo un bien imshyportable 5us costos unitario no permishyten exportarlo lo qut conlleva a que la uacutenica demanda a la que se enfrentan lo- productores de trigo es la de la imJuWIacuteil harinera domeacutestica b) lrl demanda por trigo funciona romo demanda coludiacutedlt por tanto en lugar de tomar tgtl precio como dato va a incorporar en su toma

de decisioacuten la curva inversa de oferta de insumo e) la luncioacuten de produn ioacuten de la huina se va a asumir con el fin de sirnpliacuteiiacutecar la modelizacioacuten que depenshyde solamente de los insumos intermeshydios (trigo domeacutestico e importado) y no de los factores de produccioacuten capital y trahaiacuteo Esto fin emhargo no significa que no intervengan en la funcioacuten de produccioacuten diexcl El mercado del Pan se consiacutedtra qtw ambas parte tanto la oferta corno la demandd de hr1rina lic nen cierto poder de meH lflo

216 EnJMXJR DFR11

Evidencia empiacuterica y anaacutelisis de resultamiddot

dos

En esta seccioacuten ltentraremos nuestra atencioacuten en el estudio de los mecanisshymos de transmisioacuten de precios a lo larshygo de la Cadena Agroalimentaria Trigo Harina - Pan para lo cual se haraacute uso de las teacutecnicas de cointegracioacuten Se va a estudiar las relaciones dinaacutemicas de transmisioacuten existentes a partir de la forshymacioacuten del precio del trigo la harina y finalmente el pan

El modelo consta de tres ecuaciones (una para cada producto de la cadena) en las que intervienen las variables preshysentadas en un modelo teoacuterico2 las ecuaciones son de caraacutecter general en el sentidoacute que no asumen a priori los valores de las elasticidades ni el nuacutemeshyro de retardos implicados por la dinaacutemishyca del sistema3 Las tres ecuaciones planteadas pueden verse a continuashycioacuten4

PT = fl (PIT R S) PH = f2 (PT PIT R S) PP = f3 (PH S)

S Salario ReaL R Tipo de Cambio Real

PT Precio del Trigo Domeacutestico en Nuevos Soles Constantes

PIT Precio del Trigo Importado en Doacutelares constantes

PH Precio de la Harina en Nuevos Soles Constantes

PP Precio del Pan en Nuevos Soles Constantes

Cabe sentildealar que las ecuaciones de precios presentados en el modelo empiacuteshyrico no representan sistemas de oftrtas y demandas aunque eacutestos se encuentren impliacutecitos Son maacutes bien ecuaciones de reaccioacuten que muestran como reperushyten en el precio de un bien los cambios en el predo de sus insumos A pesar de no haber sido considerada la mano de obra en el modelo te6rico si se induyoacute en el modelo empiacuterico por participar activamente en la estructuracioacuten de los costos

El estudio se realiza utilizando datos promedios mensuales desde enero de 1990 hasta agosto de 2 002 expresados en soles de 1994 y transformados en loshygaritmos Se utilizoacute la teacutecnica de cointeshygracioacuten multivariados desarrollados por johansen (1988) y Stock Watson (1988) El propoacutesito de estos test es especificar y estimar el nuacutemero de vectores de coinshytegracioacuten (r) existentes en un conjunto de variables (p) con rltp pudieacutendose

2 Se parte de la idea que la modelizacioacuten completa de toda la informacioacuten proporcionada por un mercado es imposible de realizar y no es esencial para comprender las relaciones de precios

3 En tal sentido el marco teoacuterico presentado debe ser considerado como un marco de refeshyrencia en la medida que no dice nada acerca por tjernplo del manejo de inventarios o de la estacionalidad en la produccioacuten de harina y del pan

4 Todas las variables se encuentran en logaritmos

presentar tres casos a) Si el rango r=p se puede decir que el vector es estacioshynario b) Si el rango rO entonces estashymos ante la presencia de un proceso vectorial autorregresivo irrestriacutecto y e) Finalmente rltp en este caso r indica la cantidad de vectores de cointegracioacuten que existe en el sistema De esta forma el n(Jmero de vectores de coiacutentegracioacuten se corresponde con el nuacutemero de relashyciones funcionales independientes exisshytentes entre las variables

En lo que a estabilidad parameacutetrica se refiere el modelo seraacute evaluado por el test de coeficientes recursivos la estashybilidad estructural de los residuos de las regresiones se verificaraacute mediante la sushyma acumulada de cuadrados de los resishyduos recursivos la prueba de autocorreshylacioacuten del residuo se evaluaraacute con el test del Multiplicador de lagrange baiacuteo la hipoacutetesis nula 11no autocorrelacioacuten la heterocedasticidad middotde la ecuacioacuten de corto plazo se evaluarltiacute con el test de White la normalidad de los errores se evaluaraacute con el test de )arque Bera

Anaacutelisis de estacionariedad de las series

Previo al anaacutelisis de estacionariedad de las series se procedioacute a uniformizar los datos para lo cual todos fueronmiddot de-

DmATF AGRARIO RURAL 217

flactadm con un mismo iacutendice ( 1994) luego se procedioacute a tomar el logmiddotaritmo a las series con el fin de reducir la estaciacuteoshynariedad de la varianza semiddot evaluoacute la presencia de raiacutez unitaria de las series del modelo bajo la hipoacutetesis 1 (1) vs 1(0) para lo cual se recurri6 a los tests Oickey Fuller (Of y ADF ) y Phillips y Perron para niveles de rezago de 1 hasmiddot ta 4 de las variables del modelo obsershyvaacutendose que en valor absoluto son infeshyriores al valor criacutetico pua un nivel de significancia del 5Yo aceptaacutendose la hishypoacutetesis nula de existencia raiacutez unitaria o no estacionariedad de las variables de estudio sin embargo en aacutelguno casos estos resultados soacutelo incluyen constanshyte tendencia y en otros no incluyen constante ni tendencia Tambieacuten se evashyluoacute las series

diferenciadas (DPT OPIT

OPH DPP DR DS) baiacuteo la hipoacutetesis 1 (1) vs 1(2) observaacutendose que en todoacutes los casos se rechaza la hipoacutetesis nula de la existencia de dos ralees unitarias (es decir las series en pri111eras diferenias son estacionarias) concluyeacutendose que las Vdriableo del modelo SOn integradas de orden 1 es decir son 1 (1) y por tanshyto debe contrastarse la posibleacutemiddot presenshycia de relaciones de equilibrio a largo plazo entre las mismas (esto esr si coinshytegran) ver cuadro 3

TEST PT PIT

DF 1 e -297 -236

T 1

-321 -259

N -094 -095 4DF(2) 1 e 1 -233 - 231 T 1 -250 -255 N -081 -092 4Df(3) e -29 4 -231 T -3 04 -245

N -107 -103

ADF(4) e

1 -320 -200

T -333 -222 -1 11 -089 PP(2) e -305 -226 T -318 -233 N 1 -081 -1 09

PP(3) e -306 -229

T -321 -238 N 111 -108 PP(4) e -313 -229

T -329 -238

1 N -1 11 -109

PH pp

-267 -361 -272 -669 -129 -049

-306 -293

-327 -666 -122 -031

-317 -248 -370 -787 -096 -010

-399 -207 -402 -439 -170 -093

-399 -294 -411 -450 -1 74 -074

-405 -290 -424 -4A3 -171 -074

-403 -278 -422 -426 -1 73 -074

IR 1

-283 -316 -079

-315

-304 -132

-406

-395

-157

-453

-417 -190

-345 -372 -110

-351 -382 -111

-347 -380 -110

Cuadro No 3 Prueba de raiacutez unitaria

S DPT DPIT

-077 -1l04 -734

-266 -1100 -732 middotDIO -1107 -735

-076 -710 -669 -267 -710 -669 012 -i 11 -669

-059 middot57i -632 -269 -577 -630 023 -5 77 -632

-084 -619 -554

-300 -621 -551 004 -619 -557

-082 -1211 -898 -249 -1207 -896 013 -1215 -900

-076 -12 13 -894

1 -246 -1208 -892 017 -1217 -896

1 -079 -1211 -886

J -247 -1207 -884

016 -1215 -888

DPH

-8 10 -810 -810

-574

-571 -575

-671 -680 -666

-641 -658 -631

1 -1615 -1619

1 - 1595 1 -1593

1 -1596

- 1596

-15 95

-1597

VC Valor Criro Oif Dfterencias

DPP DR

-903 -1199

-9()3 -1202 -906 middot1200

-979 -769 -988 -778 -983 -767

-827 -6 1 5

-817 -836 -829 -808

-838 -1025 -825 -1096 -832 -1002

-840 -1539

-838 -1534

-844 -15 44

-831 -1535 -828 middot1 5 30 -835 -1539

-822 - 1543 -820 -1538 -826 -1547

C incluye ronstantc T incluye constante y tendencia i No incluye conStante ni tendencia los nuacutemeros entre parentests indiacutecan el nuacutemero de rezagos del contraste de raiz unitaria

os

-899 910

-901

-608 -824 -609

-567 -5 83

-567

-503 -516 -503

-1345

-1355

-1348

1 349

-1 361 -1352

-1346 -1359

- 1349

VC 5 1 VC Soo Nivel Dlf

-288 -288 -344 -344 -194 -194

-288 -288 -344 -344

-194 -194

-268 -288 -344 -344

-194 -194

-288 -288 -344 -344

-194 -gt94

-288 -288 -344 -344

-194 -194

-288 -288 -344 i -344

-194 iexcl -194

1 -288 -288 -344 -344

-194 - 194 1

N -00 m () e gt

Cl m iexcl m

Ecuaciones a largo plazo

Una vez contrastada la posiblEbull preshysencia de relaciones de equilibrio a larshygo plazo y para verificar la hipoacutetesis de cointegracioacuten (especificacioacuten de largo plazo del modelo) se aplicoacute el enfoque de maacutexima verosimilitud propuesto por Johansen pues se trata de deterrninilr si calJa precio responde a sus propios facshytores determinantes o bien si los precios responden a un conjunto de factores coshymuneacutes Cabe anotar que los coeficientes estimados representan las elasticidades de cada una de las variables que particishypan en el modelo

Para realizar este anaacutelisis partimos de las tres ecuaciones del modelo empiacuteshyrico iniciando el estudio con el caso de 1 ECUACION DEL TRIGO En este cashyso el test de Johansen nos indica que a un nivel de significancia del so la hipoacuteshytesis nula de cointegracioacuten (cero vectoshyres de cointegracioacuten) es fuertemente reshychazada pues el valor calculado del log likelihood ratio es mayor que el vashylor criacutetico mientras la hipoacutetesis de uno o maacutes vectores de cointegracioacuten es

DHltiacutefF ACRARO RURAl 219

aceptad en contra la alternante de la estacionalidad de las series (Log likelishyhood ratio lt valor criacutetico) Establecienshydo una representacioacuten de largo plazo asumiendo una tendencia lineal con inshytercepto y no tendenda asumiendo dos rezagos

En el modelo al no existir variables exoacutegenas propiamente dichas la ecuashycioacuten estimada tiene una interpretacioacuten diferente a la de un modelo economeacutetrishyco en ese sentido los paraacutemetros explishycan coacutemo cada variable evoluciona en el tiempo conociendo losvaloresen el pasado La ecuacioacuten de cointegracioacuten de largo plazo obtenida por el procedishymierilo del test de Johansen nos permite afirmar que el mercado del trigo en el Peruacute para el periacuteodo 1990 2002 se encuentra integrado y que los precios se mueven en la misrna direccioacuten es decir que cualquier variacioacuten en uno de los precios se transmite perfectamente en el largo plazo

A continuacioacuten presentamos la ecuacioacuten de largo plazo que explica el comportamiento del precio delmiddot trigo y sus determinantes

PT = 1161148 + 0324815PIT + 01917825 + 1016678R

Siacute bien con el modelo estimado no es posible realizar un anaacutelisis estructural en el sentido de determinar el efecto de un cmbio exoacutegeno en una variable deshypendiente podemos afirmar que una variacioacuten futura del10 en el precio inshyternacional del trigo provoca una variashycioacuten del 33 en el precio nacional del trigo una variacioacuten del 1 0 del salario provocJ una variacioacuten del 1 9 en el

precio nKiacuteonal del trigo y una variashycioacuten del 10 del tipo de cambio provoshyca una variacioacuten del 1 03 en el precio nacional del trigo mostrando una mashyyor elasticidad y por lo tanto una mayor influencia en el precio nacional del trishygo

los resultados nos permiten afirmar que el precio del trigo es altamente senshysible d la fluctuacioacuten del tipo de cambio

llO El UADOR DEHAH

(R) porque en un pars donde se depenshyde de las importaciones es loacutegko que todos los preCios nacionales sean afecshytados al tipo de cambio y al precio inshyternacional del trigo (PIT) sin embargo menos sensible a la variacioacuten del salaacuteshyrio explicado baacutesicamente por los bajos niveles salariales observados en el peshyriodo de estudio y muy probablemente debido a que el salario promedio de la economfa no ridleja de manera muy daacutera la evoluCioacuten del salario sectorial

middotEn el caso de la ECUACION OE LA HARINA el test de Johansen nos sugiere

la presencia de al meacutenos 3 o 4 vectores de cointegradoacuten asumiendo una tenshydencia lineal con interceptomiddot y no tenshydencia asumiendo cinco rezaacutegos La ecuacioacuten de coiacutentegracioacuten de largo plashyzuacute middotobtenida por el procedimiento del test de Johansen nos permitemiddot afirmar que el mercado de harina en el Peruacute pashyra el periodo 1990 2002 se ericuacuteentra integrado y que los precios se mutven en la misma direccioacuten es dedr que cualquier variacioacuten en uno de ellos se transmite perfectamente en el largo plashyzo

PH = 1098373+0613481PT+0937578PIT +0291280S+1892649R

Podemos afirmar que una variadoacuten futura del 1 O en Efl preciacuteonacional del trigo provltgtca una variacioacuten del 61 en el precio de la harina una variacioacuten del 1 OYo del precio internacional del trigo provoca una variacioacuten del 938 en el precio de la harina una variacioacuten del 1 0 en el salario proyoca una variacioacuten del 29 en el precio de la harina y una variacioacuten del 10 del tipo de cambio provoca una variacioacuten del 189 en el precio de la harina

Los resuiIacuteados indican que el precio de la harina es altamente sensible a L fluctuacioacuten del tipo de cambio (R) y al precio internacional del trigo (PIT) debishydo a las riexcliexclzones descritas en el caso del trigo pero menogt sensible a la variacioacuten del precio nacional del trigo por particishypar eacutesle en la industria molinera en un

porcentaje miacutenjmo (1) y tambieacuten al salario

finalmente para el caso de la ECUAmiddot CION OEL PAN el test de johmsen nos indica q11e a un nivel de significancia del 5 la hipoacutetesis nula de cOintegrashycioacuten (cero vectores de uuntegradoacuten) A continuacioacuten presentamos la ecJJacioacuten de largo plazo que explica el comportashymiento del precio del pan y sus determishynantes asumindo una tendencia lineal con intercepto y tendencia asumiendo tres rezagos podemos concluir que el mercado del pan en el Peruacute para el peshyriacuteodomiddot 1990 2002 se encuentra inteshygrado y los precios se mueven en la misshyma direccioacuten es decir que cualquier vashyriacioacuten en uno de los precios se transmishyte perfectamente e el largo plazo

DmATf AGRAIltIltJ RuRAL 221

LPP = 2123831+0373068LPH+0015014LS+ 00019681

Con los resultados riel modelo estishymadaacute podemos afirmar ciexclue una varia doacuten futura del 10 en el precio de la harinlt1 provoca una variacioacuten del 37 en el precio del pan y una variacioacuten del l 0 del salario provoca una variacioacuten del 02V en el precio del pan

lus resultados nos permiten afirmar que el precio del pan es altamente senshysible iexcliexcl la fluctuacioacuten del predo de la harina (ligtH) es loacutegico porque es su principal insumo y poco sensible al sashylario por ser eacutesta una variable que se ha caracleacuterizado por presentar bajosniveshyles dtbido baacutesicamente a la inestabilishydad laboral propios de la liberalizacioacuten de mercado asumida a partir de 1 99 1 y probablemente porque el sa ario promeshydio no refleja claramente la evolucioacuten del salario senorial

Ecuaciones de corto plazo

Una vez verificada la nliacutentegfacioacuten se

ellmoacute el Modtgtlo de Correcooacuten de Errores (Mecanismo de Correccioacuten de

frrores MCfl como una forma de remiddot presentar la transmrsioacuten de precios en el

mercado peruano de la Cadena Agroalishymentaria Trigo t-lariha Pan en el cor-

ro plazo Tal como se desprende del teoshy

rema de Represenldcioacuten de Granger dashy

do rue el mecanismo de transmisioacutenmiddot de

precios cointegra tambieacuten tiene una reshypresentalti()n de correccioacuten de errores

Hay que recordar que el MCES estishyma una relacioacuten en diferencias inclushyyendo como regresores las diferencias rezagadaacutes de las variahles dependie_nmiddot tes los valores rezagados de las variashybles independientes y un teacutermino de coshyrreccioacuten de errores que representa el error de eciexcluilibrio o residuo de la ecuacioacuten de cointegracioacuten (rezagada un periodo) En tste sentido el teacutermino de correccioacuten de errores intuitivamente se interpreta como el atractor hacia el cual converge la dinaacutemica de corto plashyzo pues mide el grado en que la relashycioacuten de largo plazo estaacute fuera de equilishybrio

En ese contexto para el caso del mercado yo ECUACION DEL TRIGO podemos afirmar que alrededor del 225 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plazo en el mercadomiddot peshyruano de la Cadena Agroalimentaria Trishygo - lirina -middot- Pan durante el antildeo (t l ) son corregidos en el siguiente periacuteodo

5 En lo que a estabilidad parameacutetrica se refiere el modelo fue evaluddO por el test de coeshyficientes recursivos la estabilidad estructural de lo residuos de las regresiones se verifishycaraacute mediante la suma acumulada de cmiddotuadrados de los Hsiduos recursivos la prueba de autmurrelaciacuteoacuten del residuo se evaluara con el test del Multiplicador de 1 agrange bajo la hipoacutetesis nula no autocorrelaciacuteoacuten la hereroceddsltciacutedld de la ecuacioacuten de corto plazo se evaluaraacute con el test de White la normalidad de lo errores se evaluaraacute con el test de arque Bera

222 EcuADOR DEBATF

DP1 bull 022425(0324815PITtt-1l+ Ol9118lS(I I)+ 1016678Roaiexcl)+ 0389843DPT(IIl bull 0234271 DPT(tmiddot1l OIOI I85DPITltt-1)0094671 DPITltt-1)00071 71 D8ct-ar0005522DS t-1iexcl+021 2301 DRo arO 1 09086Du)

R ajustado 055

Durbiacuten Watsonc 1 80

Test lM ( 1 ) 00001

]arque y Bera 2 1 4864 log l ikeliacutehood 27424 Schwarz - U5

Ademaacutes ten len do la ecuacioacuten de corto plazo presentado podemos conshycluir que el efecto de las variaciones en el precio internadon a l del trigo (PIT) el 5a laacuterio (S) y el ti po de cambio (1) sobre los cambios del predo naciacuteonal del trishygo (PT) no son persigttentes porque su estructura de rezagos es del oacuterden 2 Asi por ejemplo una variacioacuten del 1 OYo en el PT se explica por una variaacutedoacuten del orden de 389 en un periacuteodo a nte r ior (t- 1 ) y una cafda de su propio pre c io del orden del 2 3 en dos periacuteodos anteriores (t-2) Una variacioacuten del l O en el PIT explica la caiacuteda del PT en 1 0 1 en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden 09 en 0-2) Una variacioacuten del 1 01

DERegresioacuten 004

F Estadfst ico 1 6 1 8 1Pst ARCH (2) 063 Test de White 00001

Akaik1 355 n 1 4

del S expl ica la caiacuteda del PT en 0071 en el periodo (t- 1 ) y 005 en el periacuteoshydo (t-2) Finalmente una variacioacuten del 1 OYo del R explica Ulla variacioacuten de 21 2 en PT en el periacuteodo (t 1 ) y una

middot caiacuteda del 1 09Yltgt en el periacuteodo (t-2) conduyendo que el precio middotnacional del trigo es maacutes sensible a la va riacuteacioacuten de sus propios prec ios y al tipo de cambio

la dinaacutemica de corto plazo para el caso de la ECUACION DE LA HARINA podemos afirmll que a lredPdor del 1 78 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plato NI el middot mercado peshyruano de la cadena Agroalimentcria Trishygo - HaririJ Pan durante el antildeo t- 1 son corregidos en el siguiente

DPiexcl bull - 0017808 (061348lPT(I-tiexcl+0937578PIT1t-1iexcl+0l91l80Siexclt-iexcl + 189264R (l-a+02309l ODPD(I-tr007392DPHiexcl_Jiexcl+024459DPH1aJiexcl- 034051 DPH1gt + Ot55682DPHiexcl5)+ OU330DPT1 ar0234387DPT(I-n- 0075t4DPT1tJ)+000402DPTltt-ltll -004230PT1u1 +008083DPIT (1-1) 003396DPrr1 21+ 003192DPITlttJr000 l 02DPIT H + 006209DPIT1_siexcl-OOIS96D8tt-tr000307DSiexcl_1l +007802DSiexcltJl+0071 t l DS1004498DS (t-)+056287D_oOl469DRo-aiexcl+0375226DaJ)+006ll9Dt-ltll+034534Dt-5)

R ajustado 081 DERegresiacuteoacuten 002 Durbin Watnn 1 66 F Estadiacutestico 2 1 47 Test lM 25) 0064 Test ARCH (3) 036 ]arque y Bera 7856 Test de White 001 3 Log l ikel ihood H880 AkaikP 427 Schwarz 372 n 1 46

Entonces teniendo la ecuacioacuten de cor1o plazo podemos decir que el efecshyto de las variaciones en el precio nacioshynal del trigo (PT) precio internacional del trigo (PIT) el salario (S) y el tipo de cambio (R) sobre los cambios del preshycio de la harina (LPH) son relativamenshyte persistentes porque su estructura de rezagos es del orden 5 En el caso de una variacioacuten del 1 0 en el PH se exshyplica por una variacioacuten de 231 en su propio precio un periacuteodo antes (t- 1 ) y 156 en cinco periacuteodos anteriores (t-5) tras experimentar caiacutedas en el segundo y cuarto periacuteodos anteriores Una variashycioacuten del 1 0 en el PT se explica por una variacioacuten riel orden de 123 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1) y una caiacuteda del orden del 064 en cinco periacuteodos anteriores (t -5) Una variacioacuten del 1 0 en el PIT explica la variacioacuten del precio Je la harina en 081 en el

DfHATE AGRARIO RuRAL 223

middot periacuteodo (t- 1) y del orden 062 en (t-5) Una variacioacuten del 10 del salario explishyca la caiacuteda del precio de la harina en 016 en el periacuteodo t- 1 ) y 045 en el periacuteodo (t-5) y una variacioacuten del 1 0 del tipo de cambio explica una variashycioacuten de 563 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden de 345 en el periacuteodo (t-5) lo que nos hace conshycluir que el precio de la harina es maacutes sensible a las variaciones del tipo de cambio y a la variacioacuten de su propio pmcio

En el caso de la ECUACION DEL PAN podemos afirmar que alrededor del 59 16 de las desviaciones (de la relacioacuten de largo plazo) en el mercado peruano de la Cadeniexcliexcl Agroalimentaria Trigq Harina - Pan en la ecuacioacuten del pan durante el antildeo (t- 1 ) son corregidos en el siguiente

DP=-6591576(0373068PH11tiexcl+OOI50141bull1r0001 968T+022l79DPP111 -00434SDPPiexclziexcl+002807 D PPiexclbull-lr00723DPH11bull11+006 1 01 DPII1_z1-0 1 1 026DPHiexcl1-Jiexcl -004068DSII-ti000948D1-ziexcl + 003 122DS11Jiexcl

K ajustado 08 1 Durbin Watson 1 69 Test LM (25) 0 1 4 ]arque y Hera 1 4825 Log iikelihood 35677 Schwaa - 445

Los resultados de la ecuacioacuten de corto plazo permiten afirmar que el efeCto de las variaciones eu el precio de la harina (PH) y el salario (S sobre los cambios del precio del pan (LPP) no son persistentes porque u estructura de rezagos es del orden 3 por ejemplo una variacioacuten del 1 0 en el PI se expl i -

DERegresioacuten 002 F Estadiacutestico 4806 Test ARCH (2) 01 9 Test de White 0008 Akaike - 467 n 1 48

ca por una variacioacuten del orden de 224 en un periacuteodo anterioacuter (t- 1 ) y 028 de su propio precio etbull tres periacuteoshydos anteriores (t-3) tras experimentar una caiacuteda en el periacuteodo (t-2) Una variashycioacuten del 1 0 en el LPH explica la caiacuteda del IP en 073 en el periacuteodo (t- 1 y del orden de 1 10 en (t-3) y una varia-

224 ErUA10R DFfiAfE

cioacuten dei 1 0 del S explka la ralda del LPP en 041 Yo en El periodo lt- 1 ) y 03 1 u en el periacuteodo (t-3) concluyen do que el precio del pan es maacutes sensible a la variacioacuten de su propio precio y al precio de la harina

Funciones de impulso - respuesta y desshy

composicioacuten de la varianza

Los modelos estimados no pueden ser ana lizados como modelos econoshymeacutetricos tradic ionales en tal sentido a continuacioacuten procedemos a analizar las illterrelaciones entre las variables que lo fotman exa minando )os eftos de shocks sobre la evaluacioacuten en el t iempo de-las variables para lo cual se haraacute uso del anaacutelisis de las funciones de impu lsltJ middot-e respuesta de los modelos est imados no sin 1ntes mencionar que la metodoshylogiacutea de los vectores autorreiexcliexclresiacutevos reshyquieren de la aplicacioacuten de un test que

nos permita los rezagos oacutept imos (JUf ya se dettgtrmin6 en 2 para la cuacioacuten del trigo 5 para la ecuacioacuten de la harina y 3 para Id ecuacioacuten del pan del mismo modo requiere la aplicacioacuten dPI test de causalidad de Granger a traveacutes del cual se va iexcl hacer una correcta ordeniexcliexclciacuteoacuten de las variables en liexcliexcls ecuaciones Inishyc ia lmente tenemos la ecuac ioacuten del trigo y cuya ordenacioacuten de variables fue el salario (S) el precio naclonal del trigo (PT) el tipo de C ilmbio (R) y el precio in middot ternacional del trigo (PIT) middot

A partir d( las relac iones estimadas en la ECUACION OH TRIGO se proceshydioacute a simular tanto los efectos de una

middot var iacioacuten en el precio nacional del trishygo precio internacional del trigocomo del t ipo de cambio y el salario obteshyn ieacutendose cpmo resultados cuatro esceshynarios que son resumidos a continuashycioacuten en el graacutefico 2

Graacutefico NIJ 2 Fnd6fi llflalsoacute Res de la Ec11iexcliexcldoacuten 1 irrgo middot middot iexcl 1 bull - - bull

a) Respo-e of PT iu One S D lnJuwatioshyon4 --------------==========------

=1

0 03

0 02

0 00

- 0 0 1

- O Ol - a middot 4

1 4 G 8 10 iexcliexcl

Q e a a

14 16

i

18 JO

IJERAH A(RARIO RURAl 225

h) Response ofPIT fa 011e SD btnovations

o os

0 06 -ixmiddotmiddot iexclmiddot-middot J_middotmiddotmiddot

-- _ L (t bullbull bull Jmiddotmiddotmiddotmiddot-irmiddotmiddotmiddot- - middot M---f_ __ _ ____ iquest __ J -

0 (14

r) Respeue of S to One SD lmunraiiacuteou

0 10

o os

0 06

0 04

0 1)2

0 00

bull OOJ 4 14

--middot-middot S --Jo- R

1oacute 18 20

216 EnJMXJR DFR11

Evidencia empiacuterica y anaacutelisis de resultamiddot

dos

En esta seccioacuten ltentraremos nuestra atencioacuten en el estudio de los mecanisshymos de transmisioacuten de precios a lo larshygo de la Cadena Agroalimentaria Trigo Harina - Pan para lo cual se haraacute uso de las teacutecnicas de cointegracioacuten Se va a estudiar las relaciones dinaacutemicas de transmisioacuten existentes a partir de la forshymacioacuten del precio del trigo la harina y finalmente el pan

El modelo consta de tres ecuaciones (una para cada producto de la cadena) en las que intervienen las variables preshysentadas en un modelo teoacuterico2 las ecuaciones son de caraacutecter general en el sentidoacute que no asumen a priori los valores de las elasticidades ni el nuacutemeshyro de retardos implicados por la dinaacutemishyca del sistema3 Las tres ecuaciones planteadas pueden verse a continuashycioacuten4

PT = fl (PIT R S) PH = f2 (PT PIT R S) PP = f3 (PH S)

S Salario ReaL R Tipo de Cambio Real

PT Precio del Trigo Domeacutestico en Nuevos Soles Constantes

PIT Precio del Trigo Importado en Doacutelares constantes

PH Precio de la Harina en Nuevos Soles Constantes

PP Precio del Pan en Nuevos Soles Constantes

Cabe sentildealar que las ecuaciones de precios presentados en el modelo empiacuteshyrico no representan sistemas de oftrtas y demandas aunque eacutestos se encuentren impliacutecitos Son maacutes bien ecuaciones de reaccioacuten que muestran como reperushyten en el precio de un bien los cambios en el predo de sus insumos A pesar de no haber sido considerada la mano de obra en el modelo te6rico si se induyoacute en el modelo empiacuterico por participar activamente en la estructuracioacuten de los costos

El estudio se realiza utilizando datos promedios mensuales desde enero de 1990 hasta agosto de 2 002 expresados en soles de 1994 y transformados en loshygaritmos Se utilizoacute la teacutecnica de cointeshygracioacuten multivariados desarrollados por johansen (1988) y Stock Watson (1988) El propoacutesito de estos test es especificar y estimar el nuacutemero de vectores de coinshytegracioacuten (r) existentes en un conjunto de variables (p) con rltp pudieacutendose

2 Se parte de la idea que la modelizacioacuten completa de toda la informacioacuten proporcionada por un mercado es imposible de realizar y no es esencial para comprender las relaciones de precios

3 En tal sentido el marco teoacuterico presentado debe ser considerado como un marco de refeshyrencia en la medida que no dice nada acerca por tjernplo del manejo de inventarios o de la estacionalidad en la produccioacuten de harina y del pan

4 Todas las variables se encuentran en logaritmos

presentar tres casos a) Si el rango r=p se puede decir que el vector es estacioshynario b) Si el rango rO entonces estashymos ante la presencia de un proceso vectorial autorregresivo irrestriacutecto y e) Finalmente rltp en este caso r indica la cantidad de vectores de cointegracioacuten que existe en el sistema De esta forma el n(Jmero de vectores de coiacutentegracioacuten se corresponde con el nuacutemero de relashyciones funcionales independientes exisshytentes entre las variables

En lo que a estabilidad parameacutetrica se refiere el modelo seraacute evaluado por el test de coeficientes recursivos la estashybilidad estructural de los residuos de las regresiones se verificaraacute mediante la sushyma acumulada de cuadrados de los resishyduos recursivos la prueba de autocorreshylacioacuten del residuo se evaluaraacute con el test del Multiplicador de lagrange baiacuteo la hipoacutetesis nula 11no autocorrelacioacuten la heterocedasticidad middotde la ecuacioacuten de corto plazo se evaluarltiacute con el test de White la normalidad de los errores se evaluaraacute con el test de )arque Bera

Anaacutelisis de estacionariedad de las series

Previo al anaacutelisis de estacionariedad de las series se procedioacute a uniformizar los datos para lo cual todos fueronmiddot de-

DmATF AGRARIO RURAL 217

flactadm con un mismo iacutendice ( 1994) luego se procedioacute a tomar el logmiddotaritmo a las series con el fin de reducir la estaciacuteoshynariedad de la varianza semiddot evaluoacute la presencia de raiacutez unitaria de las series del modelo bajo la hipoacutetesis 1 (1) vs 1(0) para lo cual se recurri6 a los tests Oickey Fuller (Of y ADF ) y Phillips y Perron para niveles de rezago de 1 hasmiddot ta 4 de las variables del modelo obsershyvaacutendose que en valor absoluto son infeshyriores al valor criacutetico pua un nivel de significancia del 5Yo aceptaacutendose la hishypoacutetesis nula de existencia raiacutez unitaria o no estacionariedad de las variables de estudio sin embargo en aacutelguno casos estos resultados soacutelo incluyen constanshyte tendencia y en otros no incluyen constante ni tendencia Tambieacuten se evashyluoacute las series

diferenciadas (DPT OPIT

OPH DPP DR DS) baiacuteo la hipoacutetesis 1 (1) vs 1(2) observaacutendose que en todoacutes los casos se rechaza la hipoacutetesis nula de la existencia de dos ralees unitarias (es decir las series en pri111eras diferenias son estacionarias) concluyeacutendose que las Vdriableo del modelo SOn integradas de orden 1 es decir son 1 (1) y por tanshyto debe contrastarse la posibleacutemiddot presenshycia de relaciones de equilibrio a largo plazo entre las mismas (esto esr si coinshytegran) ver cuadro 3

TEST PT PIT

DF 1 e -297 -236

T 1

-321 -259

N -094 -095 4DF(2) 1 e 1 -233 - 231 T 1 -250 -255 N -081 -092 4Df(3) e -29 4 -231 T -3 04 -245

N -107 -103

ADF(4) e

1 -320 -200

T -333 -222 -1 11 -089 PP(2) e -305 -226 T -318 -233 N 1 -081 -1 09

PP(3) e -306 -229

T -321 -238 N 111 -108 PP(4) e -313 -229

T -329 -238

1 N -1 11 -109

PH pp

-267 -361 -272 -669 -129 -049

-306 -293

-327 -666 -122 -031

-317 -248 -370 -787 -096 -010

-399 -207 -402 -439 -170 -093

-399 -294 -411 -450 -1 74 -074

-405 -290 -424 -4A3 -171 -074

-403 -278 -422 -426 -1 73 -074

IR 1

-283 -316 -079

-315

-304 -132

-406

-395

-157

-453

-417 -190

-345 -372 -110

-351 -382 -111

-347 -380 -110

Cuadro No 3 Prueba de raiacutez unitaria

S DPT DPIT

-077 -1l04 -734

-266 -1100 -732 middotDIO -1107 -735

-076 -710 -669 -267 -710 -669 012 -i 11 -669

-059 middot57i -632 -269 -577 -630 023 -5 77 -632

-084 -619 -554

-300 -621 -551 004 -619 -557

-082 -1211 -898 -249 -1207 -896 013 -1215 -900

-076 -12 13 -894

1 -246 -1208 -892 017 -1217 -896

1 -079 -1211 -886

J -247 -1207 -884

016 -1215 -888

DPH

-8 10 -810 -810

-574

-571 -575

-671 -680 -666

-641 -658 -631

1 -1615 -1619

1 - 1595 1 -1593

1 -1596

- 1596

-15 95

-1597

VC Valor Criro Oif Dfterencias

DPP DR

-903 -1199

-9()3 -1202 -906 middot1200

-979 -769 -988 -778 -983 -767

-827 -6 1 5

-817 -836 -829 -808

-838 -1025 -825 -1096 -832 -1002

-840 -1539

-838 -1534

-844 -15 44

-831 -1535 -828 middot1 5 30 -835 -1539

-822 - 1543 -820 -1538 -826 -1547

C incluye ronstantc T incluye constante y tendencia i No incluye conStante ni tendencia los nuacutemeros entre parentests indiacutecan el nuacutemero de rezagos del contraste de raiz unitaria

os

-899 910

-901

-608 -824 -609

-567 -5 83

-567

-503 -516 -503

-1345

-1355

-1348

1 349

-1 361 -1352

-1346 -1359

- 1349

VC 5 1 VC Soo Nivel Dlf

-288 -288 -344 -344 -194 -194

-288 -288 -344 -344

-194 -194

-268 -288 -344 -344

-194 -194

-288 -288 -344 -344

-194 -gt94

-288 -288 -344 -344

-194 -194

-288 -288 -344 i -344

-194 iexcl -194

1 -288 -288 -344 -344

-194 - 194 1

N -00 m () e gt

Cl m iexcl m

Ecuaciones a largo plazo

Una vez contrastada la posiblEbull preshysencia de relaciones de equilibrio a larshygo plazo y para verificar la hipoacutetesis de cointegracioacuten (especificacioacuten de largo plazo del modelo) se aplicoacute el enfoque de maacutexima verosimilitud propuesto por Johansen pues se trata de deterrninilr si calJa precio responde a sus propios facshytores determinantes o bien si los precios responden a un conjunto de factores coshymuneacutes Cabe anotar que los coeficientes estimados representan las elasticidades de cada una de las variables que particishypan en el modelo

Para realizar este anaacutelisis partimos de las tres ecuaciones del modelo empiacuteshyrico iniciando el estudio con el caso de 1 ECUACION DEL TRIGO En este cashyso el test de Johansen nos indica que a un nivel de significancia del so la hipoacuteshytesis nula de cointegracioacuten (cero vectoshyres de cointegracioacuten) es fuertemente reshychazada pues el valor calculado del log likelihood ratio es mayor que el vashylor criacutetico mientras la hipoacutetesis de uno o maacutes vectores de cointegracioacuten es

DHltiacutefF ACRARO RURAl 219

aceptad en contra la alternante de la estacionalidad de las series (Log likelishyhood ratio lt valor criacutetico) Establecienshydo una representacioacuten de largo plazo asumiendo una tendencia lineal con inshytercepto y no tendenda asumiendo dos rezagos

En el modelo al no existir variables exoacutegenas propiamente dichas la ecuashycioacuten estimada tiene una interpretacioacuten diferente a la de un modelo economeacutetrishyco en ese sentido los paraacutemetros explishycan coacutemo cada variable evoluciona en el tiempo conociendo losvaloresen el pasado La ecuacioacuten de cointegracioacuten de largo plazo obtenida por el procedishymierilo del test de Johansen nos permite afirmar que el mercado del trigo en el Peruacute para el periacuteodo 1990 2002 se encuentra integrado y que los precios se mueven en la misrna direccioacuten es decir que cualquier variacioacuten en uno de los precios se transmite perfectamente en el largo plazo

A continuacioacuten presentamos la ecuacioacuten de largo plazo que explica el comportamiento del precio delmiddot trigo y sus determinantes

PT = 1161148 + 0324815PIT + 01917825 + 1016678R

Siacute bien con el modelo estimado no es posible realizar un anaacutelisis estructural en el sentido de determinar el efecto de un cmbio exoacutegeno en una variable deshypendiente podemos afirmar que una variacioacuten futura del10 en el precio inshyternacional del trigo provoca una variashycioacuten del 33 en el precio nacional del trigo una variacioacuten del 1 0 del salario provocJ una variacioacuten del 1 9 en el

precio nKiacuteonal del trigo y una variashycioacuten del 10 del tipo de cambio provoshyca una variacioacuten del 1 03 en el precio nacional del trigo mostrando una mashyyor elasticidad y por lo tanto una mayor influencia en el precio nacional del trishygo

los resultados nos permiten afirmar que el precio del trigo es altamente senshysible d la fluctuacioacuten del tipo de cambio

llO El UADOR DEHAH

(R) porque en un pars donde se depenshyde de las importaciones es loacutegko que todos los preCios nacionales sean afecshytados al tipo de cambio y al precio inshyternacional del trigo (PIT) sin embargo menos sensible a la variacioacuten del salaacuteshyrio explicado baacutesicamente por los bajos niveles salariales observados en el peshyriodo de estudio y muy probablemente debido a que el salario promedio de la economfa no ridleja de manera muy daacutera la evoluCioacuten del salario sectorial

middotEn el caso de la ECUACION OE LA HARINA el test de Johansen nos sugiere

la presencia de al meacutenos 3 o 4 vectores de cointegradoacuten asumiendo una tenshydencia lineal con interceptomiddot y no tenshydencia asumiendo cinco rezaacutegos La ecuacioacuten de coiacutentegracioacuten de largo plashyzuacute middotobtenida por el procedimiento del test de Johansen nos permitemiddot afirmar que el mercado de harina en el Peruacute pashyra el periodo 1990 2002 se ericuacuteentra integrado y que los precios se mutven en la misma direccioacuten es dedr que cualquier variacioacuten en uno de ellos se transmite perfectamente en el largo plashyzo

PH = 1098373+0613481PT+0937578PIT +0291280S+1892649R

Podemos afirmar que una variadoacuten futura del 1 O en Efl preciacuteonacional del trigo provltgtca una variacioacuten del 61 en el precio de la harina una variacioacuten del 1 OYo del precio internacional del trigo provoca una variacioacuten del 938 en el precio de la harina una variacioacuten del 1 0 en el salario proyoca una variacioacuten del 29 en el precio de la harina y una variacioacuten del 10 del tipo de cambio provoca una variacioacuten del 189 en el precio de la harina

Los resuiIacuteados indican que el precio de la harina es altamente sensible a L fluctuacioacuten del tipo de cambio (R) y al precio internacional del trigo (PIT) debishydo a las riexcliexclzones descritas en el caso del trigo pero menogt sensible a la variacioacuten del precio nacional del trigo por particishypar eacutesle en la industria molinera en un

porcentaje miacutenjmo (1) y tambieacuten al salario

finalmente para el caso de la ECUAmiddot CION OEL PAN el test de johmsen nos indica q11e a un nivel de significancia del 5 la hipoacutetesis nula de cOintegrashycioacuten (cero vectores de uuntegradoacuten) A continuacioacuten presentamos la ecJJacioacuten de largo plazo que explica el comportashymiento del precio del pan y sus determishynantes asumindo una tendencia lineal con intercepto y tendencia asumiendo tres rezagos podemos concluir que el mercado del pan en el Peruacute para el peshyriacuteodomiddot 1990 2002 se encuentra inteshygrado y los precios se mueven en la misshyma direccioacuten es decir que cualquier vashyriacioacuten en uno de los precios se transmishyte perfectamente e el largo plazo

DmATf AGRAIltIltJ RuRAL 221

LPP = 2123831+0373068LPH+0015014LS+ 00019681

Con los resultados riel modelo estishymadaacute podemos afirmar ciexclue una varia doacuten futura del 10 en el precio de la harinlt1 provoca una variacioacuten del 37 en el precio del pan y una variacioacuten del l 0 del salario provoca una variacioacuten del 02V en el precio del pan

lus resultados nos permiten afirmar que el precio del pan es altamente senshysible iexcliexcl la fluctuacioacuten del predo de la harina (ligtH) es loacutegico porque es su principal insumo y poco sensible al sashylario por ser eacutesta una variable que se ha caracleacuterizado por presentar bajosniveshyles dtbido baacutesicamente a la inestabilishydad laboral propios de la liberalizacioacuten de mercado asumida a partir de 1 99 1 y probablemente porque el sa ario promeshydio no refleja claramente la evolucioacuten del salario senorial

Ecuaciones de corto plazo

Una vez verificada la nliacutentegfacioacuten se

ellmoacute el Modtgtlo de Correcooacuten de Errores (Mecanismo de Correccioacuten de

frrores MCfl como una forma de remiddot presentar la transmrsioacuten de precios en el

mercado peruano de la Cadena Agroalishymentaria Trigo t-lariha Pan en el cor-

ro plazo Tal como se desprende del teoshy

rema de Represenldcioacuten de Granger dashy

do rue el mecanismo de transmisioacutenmiddot de

precios cointegra tambieacuten tiene una reshypresentalti()n de correccioacuten de errores

Hay que recordar que el MCES estishyma una relacioacuten en diferencias inclushyyendo como regresores las diferencias rezagadaacutes de las variahles dependie_nmiddot tes los valores rezagados de las variashybles independientes y un teacutermino de coshyrreccioacuten de errores que representa el error de eciexcluilibrio o residuo de la ecuacioacuten de cointegracioacuten (rezagada un periodo) En tste sentido el teacutermino de correccioacuten de errores intuitivamente se interpreta como el atractor hacia el cual converge la dinaacutemica de corto plashyzo pues mide el grado en que la relashycioacuten de largo plazo estaacute fuera de equilishybrio

En ese contexto para el caso del mercado yo ECUACION DEL TRIGO podemos afirmar que alrededor del 225 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plazo en el mercadomiddot peshyruano de la Cadena Agroalimentaria Trishygo - lirina -middot- Pan durante el antildeo (t l ) son corregidos en el siguiente periacuteodo

5 En lo que a estabilidad parameacutetrica se refiere el modelo fue evaluddO por el test de coeshyficientes recursivos la estabilidad estructural de lo residuos de las regresiones se verifishycaraacute mediante la suma acumulada de cmiddotuadrados de los Hsiduos recursivos la prueba de autmurrelaciacuteoacuten del residuo se evaluara con el test del Multiplicador de 1 agrange bajo la hipoacutetesis nula no autocorrelaciacuteoacuten la hereroceddsltciacutedld de la ecuacioacuten de corto plazo se evaluaraacute con el test de White la normalidad de lo errores se evaluaraacute con el test de arque Bera

222 EcuADOR DEBATF

DP1 bull 022425(0324815PITtt-1l+ Ol9118lS(I I)+ 1016678Roaiexcl)+ 0389843DPT(IIl bull 0234271 DPT(tmiddot1l OIOI I85DPITltt-1)0094671 DPITltt-1)00071 71 D8ct-ar0005522DS t-1iexcl+021 2301 DRo arO 1 09086Du)

R ajustado 055

Durbiacuten Watsonc 1 80

Test lM ( 1 ) 00001

]arque y Bera 2 1 4864 log l ikeliacutehood 27424 Schwarz - U5

Ademaacutes ten len do la ecuacioacuten de corto plazo presentado podemos conshycluir que el efecto de las variaciones en el precio internadon a l del trigo (PIT) el 5a laacuterio (S) y el ti po de cambio (1) sobre los cambios del predo naciacuteonal del trishygo (PT) no son persigttentes porque su estructura de rezagos es del oacuterden 2 Asi por ejemplo una variacioacuten del 1 OYo en el PT se explica por una variaacutedoacuten del orden de 389 en un periacuteodo a nte r ior (t- 1 ) y una cafda de su propio pre c io del orden del 2 3 en dos periacuteodos anteriores (t-2) Una variacioacuten del l O en el PIT explica la caiacuteda del PT en 1 0 1 en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden 09 en 0-2) Una variacioacuten del 1 01

DERegresioacuten 004

F Estadfst ico 1 6 1 8 1Pst ARCH (2) 063 Test de White 00001

Akaik1 355 n 1 4

del S expl ica la caiacuteda del PT en 0071 en el periodo (t- 1 ) y 005 en el periacuteoshydo (t-2) Finalmente una variacioacuten del 1 OYo del R explica Ulla variacioacuten de 21 2 en PT en el periacuteodo (t 1 ) y una

middot caiacuteda del 1 09Yltgt en el periacuteodo (t-2) conduyendo que el precio middotnacional del trigo es maacutes sensible a la va riacuteacioacuten de sus propios prec ios y al tipo de cambio

la dinaacutemica de corto plazo para el caso de la ECUACION DE LA HARINA podemos afirmll que a lredPdor del 1 78 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plato NI el middot mercado peshyruano de la cadena Agroalimentcria Trishygo - HaririJ Pan durante el antildeo t- 1 son corregidos en el siguiente

DPiexcl bull - 0017808 (061348lPT(I-tiexcl+0937578PIT1t-1iexcl+0l91l80Siexclt-iexcl + 189264R (l-a+02309l ODPD(I-tr007392DPHiexcl_Jiexcl+024459DPH1aJiexcl- 034051 DPH1gt + Ot55682DPHiexcl5)+ OU330DPT1 ar0234387DPT(I-n- 0075t4DPT1tJ)+000402DPTltt-ltll -004230PT1u1 +008083DPIT (1-1) 003396DPrr1 21+ 003192DPITlttJr000 l 02DPIT H + 006209DPIT1_siexcl-OOIS96D8tt-tr000307DSiexcl_1l +007802DSiexcltJl+0071 t l DS1004498DS (t-)+056287D_oOl469DRo-aiexcl+0375226DaJ)+006ll9Dt-ltll+034534Dt-5)

R ajustado 081 DERegresiacuteoacuten 002 Durbin Watnn 1 66 F Estadiacutestico 2 1 47 Test lM 25) 0064 Test ARCH (3) 036 ]arque y Bera 7856 Test de White 001 3 Log l ikel ihood H880 AkaikP 427 Schwarz 372 n 1 46

Entonces teniendo la ecuacioacuten de cor1o plazo podemos decir que el efecshyto de las variaciones en el precio nacioshynal del trigo (PT) precio internacional del trigo (PIT) el salario (S) y el tipo de cambio (R) sobre los cambios del preshycio de la harina (LPH) son relativamenshyte persistentes porque su estructura de rezagos es del orden 5 En el caso de una variacioacuten del 1 0 en el PH se exshyplica por una variacioacuten de 231 en su propio precio un periacuteodo antes (t- 1 ) y 156 en cinco periacuteodos anteriores (t-5) tras experimentar caiacutedas en el segundo y cuarto periacuteodos anteriores Una variashycioacuten del 1 0 en el PT se explica por una variacioacuten riel orden de 123 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1) y una caiacuteda del orden del 064 en cinco periacuteodos anteriores (t -5) Una variacioacuten del 1 0 en el PIT explica la variacioacuten del precio Je la harina en 081 en el

DfHATE AGRARIO RuRAL 223

middot periacuteodo (t- 1) y del orden 062 en (t-5) Una variacioacuten del 10 del salario explishyca la caiacuteda del precio de la harina en 016 en el periacuteodo t- 1 ) y 045 en el periacuteodo (t-5) y una variacioacuten del 1 0 del tipo de cambio explica una variashycioacuten de 563 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden de 345 en el periacuteodo (t-5) lo que nos hace conshycluir que el precio de la harina es maacutes sensible a las variaciones del tipo de cambio y a la variacioacuten de su propio pmcio

En el caso de la ECUACION DEL PAN podemos afirmar que alrededor del 59 16 de las desviaciones (de la relacioacuten de largo plazo) en el mercado peruano de la Cadeniexcliexcl Agroalimentaria Trigq Harina - Pan en la ecuacioacuten del pan durante el antildeo (t- 1 ) son corregidos en el siguiente

DP=-6591576(0373068PH11tiexcl+OOI50141bull1r0001 968T+022l79DPP111 -00434SDPPiexclziexcl+002807 D PPiexclbull-lr00723DPH11bull11+006 1 01 DPII1_z1-0 1 1 026DPHiexcl1-Jiexcl -004068DSII-ti000948D1-ziexcl + 003 122DS11Jiexcl

K ajustado 08 1 Durbin Watson 1 69 Test LM (25) 0 1 4 ]arque y Hera 1 4825 Log iikelihood 35677 Schwaa - 445

Los resultados de la ecuacioacuten de corto plazo permiten afirmar que el efeCto de las variaciones eu el precio de la harina (PH) y el salario (S sobre los cambios del precio del pan (LPP) no son persistentes porque u estructura de rezagos es del orden 3 por ejemplo una variacioacuten del 1 0 en el PI se expl i -

DERegresioacuten 002 F Estadiacutestico 4806 Test ARCH (2) 01 9 Test de White 0008 Akaike - 467 n 1 48

ca por una variacioacuten del orden de 224 en un periacuteodo anterioacuter (t- 1 ) y 028 de su propio precio etbull tres periacuteoshydos anteriores (t-3) tras experimentar una caiacuteda en el periacuteodo (t-2) Una variashycioacuten del 1 0 en el LPH explica la caiacuteda del IP en 073 en el periacuteodo (t- 1 y del orden de 1 10 en (t-3) y una varia-

224 ErUA10R DFfiAfE

cioacuten dei 1 0 del S explka la ralda del LPP en 041 Yo en El periodo lt- 1 ) y 03 1 u en el periacuteodo (t-3) concluyen do que el precio del pan es maacutes sensible a la variacioacuten de su propio precio y al precio de la harina

Funciones de impulso - respuesta y desshy

composicioacuten de la varianza

Los modelos estimados no pueden ser ana lizados como modelos econoshymeacutetricos tradic ionales en tal sentido a continuacioacuten procedemos a analizar las illterrelaciones entre las variables que lo fotman exa minando )os eftos de shocks sobre la evaluacioacuten en el t iempo de-las variables para lo cual se haraacute uso del anaacutelisis de las funciones de impu lsltJ middot-e respuesta de los modelos est imados no sin 1ntes mencionar que la metodoshylogiacutea de los vectores autorreiexcliexclresiacutevos reshyquieren de la aplicacioacuten de un test que

nos permita los rezagos oacutept imos (JUf ya se dettgtrmin6 en 2 para la cuacioacuten del trigo 5 para la ecuacioacuten de la harina y 3 para Id ecuacioacuten del pan del mismo modo requiere la aplicacioacuten dPI test de causalidad de Granger a traveacutes del cual se va iexcl hacer una correcta ordeniexcliexclciacuteoacuten de las variables en liexcliexcls ecuaciones Inishyc ia lmente tenemos la ecuac ioacuten del trigo y cuya ordenacioacuten de variables fue el salario (S) el precio naclonal del trigo (PT) el tipo de C ilmbio (R) y el precio in middot ternacional del trigo (PIT) middot

A partir d( las relac iones estimadas en la ECUACION OH TRIGO se proceshydioacute a simular tanto los efectos de una

middot var iacioacuten en el precio nacional del trishygo precio internacional del trigocomo del t ipo de cambio y el salario obteshyn ieacutendose cpmo resultados cuatro esceshynarios que son resumidos a continuashycioacuten en el graacutefico 2

Graacutefico NIJ 2 Fnd6fi llflalsoacute Res de la Ec11iexcliexcldoacuten 1 irrgo middot middot iexcl 1 bull - - bull

a) Respo-e of PT iu One S D lnJuwatioshyon4 --------------==========------

=1

0 03

0 02

0 00

- 0 0 1

- O Ol - a middot 4

1 4 G 8 10 iexcliexcl

Q e a a

14 16

i

18 JO

IJERAH A(RARIO RURAl 225

h) Response ofPIT fa 011e SD btnovations

o os

0 06 -ixmiddotmiddot iexclmiddot-middot J_middotmiddotmiddot

-- _ L (t bullbull bull Jmiddotmiddotmiddotmiddot-irmiddotmiddotmiddot- - middot M---f_ __ _ ____ iquest __ J -

0 (14

r) Respeue of S to One SD lmunraiiacuteou

0 10

o os

0 06

0 04

0 1)2

0 00

bull OOJ 4 14

--middot-middot S --Jo- R

1oacute 18 20

presentar tres casos a) Si el rango r=p se puede decir que el vector es estacioshynario b) Si el rango rO entonces estashymos ante la presencia de un proceso vectorial autorregresivo irrestriacutecto y e) Finalmente rltp en este caso r indica la cantidad de vectores de cointegracioacuten que existe en el sistema De esta forma el n(Jmero de vectores de coiacutentegracioacuten se corresponde con el nuacutemero de relashyciones funcionales independientes exisshytentes entre las variables

En lo que a estabilidad parameacutetrica se refiere el modelo seraacute evaluado por el test de coeficientes recursivos la estashybilidad estructural de los residuos de las regresiones se verificaraacute mediante la sushyma acumulada de cuadrados de los resishyduos recursivos la prueba de autocorreshylacioacuten del residuo se evaluaraacute con el test del Multiplicador de lagrange baiacuteo la hipoacutetesis nula 11no autocorrelacioacuten la heterocedasticidad middotde la ecuacioacuten de corto plazo se evaluarltiacute con el test de White la normalidad de los errores se evaluaraacute con el test de )arque Bera

Anaacutelisis de estacionariedad de las series

Previo al anaacutelisis de estacionariedad de las series se procedioacute a uniformizar los datos para lo cual todos fueronmiddot de-

DmATF AGRARIO RURAL 217

flactadm con un mismo iacutendice ( 1994) luego se procedioacute a tomar el logmiddotaritmo a las series con el fin de reducir la estaciacuteoshynariedad de la varianza semiddot evaluoacute la presencia de raiacutez unitaria de las series del modelo bajo la hipoacutetesis 1 (1) vs 1(0) para lo cual se recurri6 a los tests Oickey Fuller (Of y ADF ) y Phillips y Perron para niveles de rezago de 1 hasmiddot ta 4 de las variables del modelo obsershyvaacutendose que en valor absoluto son infeshyriores al valor criacutetico pua un nivel de significancia del 5Yo aceptaacutendose la hishypoacutetesis nula de existencia raiacutez unitaria o no estacionariedad de las variables de estudio sin embargo en aacutelguno casos estos resultados soacutelo incluyen constanshyte tendencia y en otros no incluyen constante ni tendencia Tambieacuten se evashyluoacute las series

diferenciadas (DPT OPIT

OPH DPP DR DS) baiacuteo la hipoacutetesis 1 (1) vs 1(2) observaacutendose que en todoacutes los casos se rechaza la hipoacutetesis nula de la existencia de dos ralees unitarias (es decir las series en pri111eras diferenias son estacionarias) concluyeacutendose que las Vdriableo del modelo SOn integradas de orden 1 es decir son 1 (1) y por tanshyto debe contrastarse la posibleacutemiddot presenshycia de relaciones de equilibrio a largo plazo entre las mismas (esto esr si coinshytegran) ver cuadro 3

TEST PT PIT

DF 1 e -297 -236

T 1

-321 -259

N -094 -095 4DF(2) 1 e 1 -233 - 231 T 1 -250 -255 N -081 -092 4Df(3) e -29 4 -231 T -3 04 -245

N -107 -103

ADF(4) e

1 -320 -200

T -333 -222 -1 11 -089 PP(2) e -305 -226 T -318 -233 N 1 -081 -1 09

PP(3) e -306 -229

T -321 -238 N 111 -108 PP(4) e -313 -229

T -329 -238

1 N -1 11 -109

PH pp

-267 -361 -272 -669 -129 -049

-306 -293

-327 -666 -122 -031

-317 -248 -370 -787 -096 -010

-399 -207 -402 -439 -170 -093

-399 -294 -411 -450 -1 74 -074

-405 -290 -424 -4A3 -171 -074

-403 -278 -422 -426 -1 73 -074

IR 1

-283 -316 -079

-315

-304 -132

-406

-395

-157

-453

-417 -190

-345 -372 -110

-351 -382 -111

-347 -380 -110

Cuadro No 3 Prueba de raiacutez unitaria

S DPT DPIT

-077 -1l04 -734

-266 -1100 -732 middotDIO -1107 -735

-076 -710 -669 -267 -710 -669 012 -i 11 -669

-059 middot57i -632 -269 -577 -630 023 -5 77 -632

-084 -619 -554

-300 -621 -551 004 -619 -557

-082 -1211 -898 -249 -1207 -896 013 -1215 -900

-076 -12 13 -894

1 -246 -1208 -892 017 -1217 -896

1 -079 -1211 -886

J -247 -1207 -884

016 -1215 -888

DPH

-8 10 -810 -810

-574

-571 -575

-671 -680 -666

-641 -658 -631

1 -1615 -1619

1 - 1595 1 -1593

1 -1596

- 1596

-15 95

-1597

VC Valor Criro Oif Dfterencias

DPP DR

-903 -1199

-9()3 -1202 -906 middot1200

-979 -769 -988 -778 -983 -767

-827 -6 1 5

-817 -836 -829 -808

-838 -1025 -825 -1096 -832 -1002

-840 -1539

-838 -1534

-844 -15 44

-831 -1535 -828 middot1 5 30 -835 -1539

-822 - 1543 -820 -1538 -826 -1547

C incluye ronstantc T incluye constante y tendencia i No incluye conStante ni tendencia los nuacutemeros entre parentests indiacutecan el nuacutemero de rezagos del contraste de raiz unitaria

os

-899 910

-901

-608 -824 -609

-567 -5 83

-567

-503 -516 -503

-1345

-1355

-1348

1 349

-1 361 -1352

-1346 -1359

- 1349

VC 5 1 VC Soo Nivel Dlf

-288 -288 -344 -344 -194 -194

-288 -288 -344 -344

-194 -194

-268 -288 -344 -344

-194 -194

-288 -288 -344 -344

-194 -gt94

-288 -288 -344 -344

-194 -194

-288 -288 -344 i -344

-194 iexcl -194

1 -288 -288 -344 -344

-194 - 194 1

N -00 m () e gt

Cl m iexcl m

Ecuaciones a largo plazo

Una vez contrastada la posiblEbull preshysencia de relaciones de equilibrio a larshygo plazo y para verificar la hipoacutetesis de cointegracioacuten (especificacioacuten de largo plazo del modelo) se aplicoacute el enfoque de maacutexima verosimilitud propuesto por Johansen pues se trata de deterrninilr si calJa precio responde a sus propios facshytores determinantes o bien si los precios responden a un conjunto de factores coshymuneacutes Cabe anotar que los coeficientes estimados representan las elasticidades de cada una de las variables que particishypan en el modelo

Para realizar este anaacutelisis partimos de las tres ecuaciones del modelo empiacuteshyrico iniciando el estudio con el caso de 1 ECUACION DEL TRIGO En este cashyso el test de Johansen nos indica que a un nivel de significancia del so la hipoacuteshytesis nula de cointegracioacuten (cero vectoshyres de cointegracioacuten) es fuertemente reshychazada pues el valor calculado del log likelihood ratio es mayor que el vashylor criacutetico mientras la hipoacutetesis de uno o maacutes vectores de cointegracioacuten es

DHltiacutefF ACRARO RURAl 219

aceptad en contra la alternante de la estacionalidad de las series (Log likelishyhood ratio lt valor criacutetico) Establecienshydo una representacioacuten de largo plazo asumiendo una tendencia lineal con inshytercepto y no tendenda asumiendo dos rezagos

En el modelo al no existir variables exoacutegenas propiamente dichas la ecuashycioacuten estimada tiene una interpretacioacuten diferente a la de un modelo economeacutetrishyco en ese sentido los paraacutemetros explishycan coacutemo cada variable evoluciona en el tiempo conociendo losvaloresen el pasado La ecuacioacuten de cointegracioacuten de largo plazo obtenida por el procedishymierilo del test de Johansen nos permite afirmar que el mercado del trigo en el Peruacute para el periacuteodo 1990 2002 se encuentra integrado y que los precios se mueven en la misrna direccioacuten es decir que cualquier variacioacuten en uno de los precios se transmite perfectamente en el largo plazo

A continuacioacuten presentamos la ecuacioacuten de largo plazo que explica el comportamiento del precio delmiddot trigo y sus determinantes

PT = 1161148 + 0324815PIT + 01917825 + 1016678R

Siacute bien con el modelo estimado no es posible realizar un anaacutelisis estructural en el sentido de determinar el efecto de un cmbio exoacutegeno en una variable deshypendiente podemos afirmar que una variacioacuten futura del10 en el precio inshyternacional del trigo provoca una variashycioacuten del 33 en el precio nacional del trigo una variacioacuten del 1 0 del salario provocJ una variacioacuten del 1 9 en el

precio nKiacuteonal del trigo y una variashycioacuten del 10 del tipo de cambio provoshyca una variacioacuten del 1 03 en el precio nacional del trigo mostrando una mashyyor elasticidad y por lo tanto una mayor influencia en el precio nacional del trishygo

los resultados nos permiten afirmar que el precio del trigo es altamente senshysible d la fluctuacioacuten del tipo de cambio

llO El UADOR DEHAH

(R) porque en un pars donde se depenshyde de las importaciones es loacutegko que todos los preCios nacionales sean afecshytados al tipo de cambio y al precio inshyternacional del trigo (PIT) sin embargo menos sensible a la variacioacuten del salaacuteshyrio explicado baacutesicamente por los bajos niveles salariales observados en el peshyriodo de estudio y muy probablemente debido a que el salario promedio de la economfa no ridleja de manera muy daacutera la evoluCioacuten del salario sectorial

middotEn el caso de la ECUACION OE LA HARINA el test de Johansen nos sugiere

la presencia de al meacutenos 3 o 4 vectores de cointegradoacuten asumiendo una tenshydencia lineal con interceptomiddot y no tenshydencia asumiendo cinco rezaacutegos La ecuacioacuten de coiacutentegracioacuten de largo plashyzuacute middotobtenida por el procedimiento del test de Johansen nos permitemiddot afirmar que el mercado de harina en el Peruacute pashyra el periodo 1990 2002 se ericuacuteentra integrado y que los precios se mutven en la misma direccioacuten es dedr que cualquier variacioacuten en uno de ellos se transmite perfectamente en el largo plashyzo

PH = 1098373+0613481PT+0937578PIT +0291280S+1892649R

Podemos afirmar que una variadoacuten futura del 1 O en Efl preciacuteonacional del trigo provltgtca una variacioacuten del 61 en el precio de la harina una variacioacuten del 1 OYo del precio internacional del trigo provoca una variacioacuten del 938 en el precio de la harina una variacioacuten del 1 0 en el salario proyoca una variacioacuten del 29 en el precio de la harina y una variacioacuten del 10 del tipo de cambio provoca una variacioacuten del 189 en el precio de la harina

Los resuiIacuteados indican que el precio de la harina es altamente sensible a L fluctuacioacuten del tipo de cambio (R) y al precio internacional del trigo (PIT) debishydo a las riexcliexclzones descritas en el caso del trigo pero menogt sensible a la variacioacuten del precio nacional del trigo por particishypar eacutesle en la industria molinera en un

porcentaje miacutenjmo (1) y tambieacuten al salario

finalmente para el caso de la ECUAmiddot CION OEL PAN el test de johmsen nos indica q11e a un nivel de significancia del 5 la hipoacutetesis nula de cOintegrashycioacuten (cero vectores de uuntegradoacuten) A continuacioacuten presentamos la ecJJacioacuten de largo plazo que explica el comportashymiento del precio del pan y sus determishynantes asumindo una tendencia lineal con intercepto y tendencia asumiendo tres rezagos podemos concluir que el mercado del pan en el Peruacute para el peshyriacuteodomiddot 1990 2002 se encuentra inteshygrado y los precios se mueven en la misshyma direccioacuten es decir que cualquier vashyriacioacuten en uno de los precios se transmishyte perfectamente e el largo plazo

DmATf AGRAIltIltJ RuRAL 221

LPP = 2123831+0373068LPH+0015014LS+ 00019681

Con los resultados riel modelo estishymadaacute podemos afirmar ciexclue una varia doacuten futura del 10 en el precio de la harinlt1 provoca una variacioacuten del 37 en el precio del pan y una variacioacuten del l 0 del salario provoca una variacioacuten del 02V en el precio del pan

lus resultados nos permiten afirmar que el precio del pan es altamente senshysible iexcliexcl la fluctuacioacuten del predo de la harina (ligtH) es loacutegico porque es su principal insumo y poco sensible al sashylario por ser eacutesta una variable que se ha caracleacuterizado por presentar bajosniveshyles dtbido baacutesicamente a la inestabilishydad laboral propios de la liberalizacioacuten de mercado asumida a partir de 1 99 1 y probablemente porque el sa ario promeshydio no refleja claramente la evolucioacuten del salario senorial

Ecuaciones de corto plazo

Una vez verificada la nliacutentegfacioacuten se

ellmoacute el Modtgtlo de Correcooacuten de Errores (Mecanismo de Correccioacuten de

frrores MCfl como una forma de remiddot presentar la transmrsioacuten de precios en el

mercado peruano de la Cadena Agroalishymentaria Trigo t-lariha Pan en el cor-

ro plazo Tal como se desprende del teoshy

rema de Represenldcioacuten de Granger dashy

do rue el mecanismo de transmisioacutenmiddot de

precios cointegra tambieacuten tiene una reshypresentalti()n de correccioacuten de errores

Hay que recordar que el MCES estishyma una relacioacuten en diferencias inclushyyendo como regresores las diferencias rezagadaacutes de las variahles dependie_nmiddot tes los valores rezagados de las variashybles independientes y un teacutermino de coshyrreccioacuten de errores que representa el error de eciexcluilibrio o residuo de la ecuacioacuten de cointegracioacuten (rezagada un periodo) En tste sentido el teacutermino de correccioacuten de errores intuitivamente se interpreta como el atractor hacia el cual converge la dinaacutemica de corto plashyzo pues mide el grado en que la relashycioacuten de largo plazo estaacute fuera de equilishybrio

En ese contexto para el caso del mercado yo ECUACION DEL TRIGO podemos afirmar que alrededor del 225 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plazo en el mercadomiddot peshyruano de la Cadena Agroalimentaria Trishygo - lirina -middot- Pan durante el antildeo (t l ) son corregidos en el siguiente periacuteodo

5 En lo que a estabilidad parameacutetrica se refiere el modelo fue evaluddO por el test de coeshyficientes recursivos la estabilidad estructural de lo residuos de las regresiones se verifishycaraacute mediante la suma acumulada de cmiddotuadrados de los Hsiduos recursivos la prueba de autmurrelaciacuteoacuten del residuo se evaluara con el test del Multiplicador de 1 agrange bajo la hipoacutetesis nula no autocorrelaciacuteoacuten la hereroceddsltciacutedld de la ecuacioacuten de corto plazo se evaluaraacute con el test de White la normalidad de lo errores se evaluaraacute con el test de arque Bera

222 EcuADOR DEBATF

DP1 bull 022425(0324815PITtt-1l+ Ol9118lS(I I)+ 1016678Roaiexcl)+ 0389843DPT(IIl bull 0234271 DPT(tmiddot1l OIOI I85DPITltt-1)0094671 DPITltt-1)00071 71 D8ct-ar0005522DS t-1iexcl+021 2301 DRo arO 1 09086Du)

R ajustado 055

Durbiacuten Watsonc 1 80

Test lM ( 1 ) 00001

]arque y Bera 2 1 4864 log l ikeliacutehood 27424 Schwarz - U5

Ademaacutes ten len do la ecuacioacuten de corto plazo presentado podemos conshycluir que el efecto de las variaciones en el precio internadon a l del trigo (PIT) el 5a laacuterio (S) y el ti po de cambio (1) sobre los cambios del predo naciacuteonal del trishygo (PT) no son persigttentes porque su estructura de rezagos es del oacuterden 2 Asi por ejemplo una variacioacuten del 1 OYo en el PT se explica por una variaacutedoacuten del orden de 389 en un periacuteodo a nte r ior (t- 1 ) y una cafda de su propio pre c io del orden del 2 3 en dos periacuteodos anteriores (t-2) Una variacioacuten del l O en el PIT explica la caiacuteda del PT en 1 0 1 en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden 09 en 0-2) Una variacioacuten del 1 01

DERegresioacuten 004

F Estadfst ico 1 6 1 8 1Pst ARCH (2) 063 Test de White 00001

Akaik1 355 n 1 4

del S expl ica la caiacuteda del PT en 0071 en el periodo (t- 1 ) y 005 en el periacuteoshydo (t-2) Finalmente una variacioacuten del 1 OYo del R explica Ulla variacioacuten de 21 2 en PT en el periacuteodo (t 1 ) y una

middot caiacuteda del 1 09Yltgt en el periacuteodo (t-2) conduyendo que el precio middotnacional del trigo es maacutes sensible a la va riacuteacioacuten de sus propios prec ios y al tipo de cambio

la dinaacutemica de corto plazo para el caso de la ECUACION DE LA HARINA podemos afirmll que a lredPdor del 1 78 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plato NI el middot mercado peshyruano de la cadena Agroalimentcria Trishygo - HaririJ Pan durante el antildeo t- 1 son corregidos en el siguiente

DPiexcl bull - 0017808 (061348lPT(I-tiexcl+0937578PIT1t-1iexcl+0l91l80Siexclt-iexcl + 189264R (l-a+02309l ODPD(I-tr007392DPHiexcl_Jiexcl+024459DPH1aJiexcl- 034051 DPH1gt + Ot55682DPHiexcl5)+ OU330DPT1 ar0234387DPT(I-n- 0075t4DPT1tJ)+000402DPTltt-ltll -004230PT1u1 +008083DPIT (1-1) 003396DPrr1 21+ 003192DPITlttJr000 l 02DPIT H + 006209DPIT1_siexcl-OOIS96D8tt-tr000307DSiexcl_1l +007802DSiexcltJl+0071 t l DS1004498DS (t-)+056287D_oOl469DRo-aiexcl+0375226DaJ)+006ll9Dt-ltll+034534Dt-5)

R ajustado 081 DERegresiacuteoacuten 002 Durbin Watnn 1 66 F Estadiacutestico 2 1 47 Test lM 25) 0064 Test ARCH (3) 036 ]arque y Bera 7856 Test de White 001 3 Log l ikel ihood H880 AkaikP 427 Schwarz 372 n 1 46

Entonces teniendo la ecuacioacuten de cor1o plazo podemos decir que el efecshyto de las variaciones en el precio nacioshynal del trigo (PT) precio internacional del trigo (PIT) el salario (S) y el tipo de cambio (R) sobre los cambios del preshycio de la harina (LPH) son relativamenshyte persistentes porque su estructura de rezagos es del orden 5 En el caso de una variacioacuten del 1 0 en el PH se exshyplica por una variacioacuten de 231 en su propio precio un periacuteodo antes (t- 1 ) y 156 en cinco periacuteodos anteriores (t-5) tras experimentar caiacutedas en el segundo y cuarto periacuteodos anteriores Una variashycioacuten del 1 0 en el PT se explica por una variacioacuten riel orden de 123 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1) y una caiacuteda del orden del 064 en cinco periacuteodos anteriores (t -5) Una variacioacuten del 1 0 en el PIT explica la variacioacuten del precio Je la harina en 081 en el

DfHATE AGRARIO RuRAL 223

middot periacuteodo (t- 1) y del orden 062 en (t-5) Una variacioacuten del 10 del salario explishyca la caiacuteda del precio de la harina en 016 en el periacuteodo t- 1 ) y 045 en el periacuteodo (t-5) y una variacioacuten del 1 0 del tipo de cambio explica una variashycioacuten de 563 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden de 345 en el periacuteodo (t-5) lo que nos hace conshycluir que el precio de la harina es maacutes sensible a las variaciones del tipo de cambio y a la variacioacuten de su propio pmcio

En el caso de la ECUACION DEL PAN podemos afirmar que alrededor del 59 16 de las desviaciones (de la relacioacuten de largo plazo) en el mercado peruano de la Cadeniexcliexcl Agroalimentaria Trigq Harina - Pan en la ecuacioacuten del pan durante el antildeo (t- 1 ) son corregidos en el siguiente

DP=-6591576(0373068PH11tiexcl+OOI50141bull1r0001 968T+022l79DPP111 -00434SDPPiexclziexcl+002807 D PPiexclbull-lr00723DPH11bull11+006 1 01 DPII1_z1-0 1 1 026DPHiexcl1-Jiexcl -004068DSII-ti000948D1-ziexcl + 003 122DS11Jiexcl

K ajustado 08 1 Durbin Watson 1 69 Test LM (25) 0 1 4 ]arque y Hera 1 4825 Log iikelihood 35677 Schwaa - 445

Los resultados de la ecuacioacuten de corto plazo permiten afirmar que el efeCto de las variaciones eu el precio de la harina (PH) y el salario (S sobre los cambios del precio del pan (LPP) no son persistentes porque u estructura de rezagos es del orden 3 por ejemplo una variacioacuten del 1 0 en el PI se expl i -

DERegresioacuten 002 F Estadiacutestico 4806 Test ARCH (2) 01 9 Test de White 0008 Akaike - 467 n 1 48

ca por una variacioacuten del orden de 224 en un periacuteodo anterioacuter (t- 1 ) y 028 de su propio precio etbull tres periacuteoshydos anteriores (t-3) tras experimentar una caiacuteda en el periacuteodo (t-2) Una variashycioacuten del 1 0 en el LPH explica la caiacuteda del IP en 073 en el periacuteodo (t- 1 y del orden de 1 10 en (t-3) y una varia-

224 ErUA10R DFfiAfE

cioacuten dei 1 0 del S explka la ralda del LPP en 041 Yo en El periodo lt- 1 ) y 03 1 u en el periacuteodo (t-3) concluyen do que el precio del pan es maacutes sensible a la variacioacuten de su propio precio y al precio de la harina

Funciones de impulso - respuesta y desshy

composicioacuten de la varianza

Los modelos estimados no pueden ser ana lizados como modelos econoshymeacutetricos tradic ionales en tal sentido a continuacioacuten procedemos a analizar las illterrelaciones entre las variables que lo fotman exa minando )os eftos de shocks sobre la evaluacioacuten en el t iempo de-las variables para lo cual se haraacute uso del anaacutelisis de las funciones de impu lsltJ middot-e respuesta de los modelos est imados no sin 1ntes mencionar que la metodoshylogiacutea de los vectores autorreiexcliexclresiacutevos reshyquieren de la aplicacioacuten de un test que

nos permita los rezagos oacutept imos (JUf ya se dettgtrmin6 en 2 para la cuacioacuten del trigo 5 para la ecuacioacuten de la harina y 3 para Id ecuacioacuten del pan del mismo modo requiere la aplicacioacuten dPI test de causalidad de Granger a traveacutes del cual se va iexcl hacer una correcta ordeniexcliexclciacuteoacuten de las variables en liexcliexcls ecuaciones Inishyc ia lmente tenemos la ecuac ioacuten del trigo y cuya ordenacioacuten de variables fue el salario (S) el precio naclonal del trigo (PT) el tipo de C ilmbio (R) y el precio in middot ternacional del trigo (PIT) middot

A partir d( las relac iones estimadas en la ECUACION OH TRIGO se proceshydioacute a simular tanto los efectos de una

middot var iacioacuten en el precio nacional del trishygo precio internacional del trigocomo del t ipo de cambio y el salario obteshyn ieacutendose cpmo resultados cuatro esceshynarios que son resumidos a continuashycioacuten en el graacutefico 2

Graacutefico NIJ 2 Fnd6fi llflalsoacute Res de la Ec11iexcliexcldoacuten 1 irrgo middot middot iexcl 1 bull - - bull

a) Respo-e of PT iu One S D lnJuwatioshyon4 --------------==========------

=1

0 03

0 02

0 00

- 0 0 1

- O Ol - a middot 4

1 4 G 8 10 iexcliexcl

Q e a a

14 16

i

18 JO

IJERAH A(RARIO RURAl 225

h) Response ofPIT fa 011e SD btnovations

o os

0 06 -ixmiddotmiddot iexclmiddot-middot J_middotmiddotmiddot

-- _ L (t bullbull bull Jmiddotmiddotmiddotmiddot-irmiddotmiddotmiddot- - middot M---f_ __ _ ____ iquest __ J -

0 (14

r) Respeue of S to One SD lmunraiiacuteou

0 10

o os

0 06

0 04

0 1)2

0 00

bull OOJ 4 14

--middot-middot S --Jo- R

1oacute 18 20

TEST PT PIT

DF 1 e -297 -236

T 1

-321 -259

N -094 -095 4DF(2) 1 e 1 -233 - 231 T 1 -250 -255 N -081 -092 4Df(3) e -29 4 -231 T -3 04 -245

N -107 -103

ADF(4) e

1 -320 -200

T -333 -222 -1 11 -089 PP(2) e -305 -226 T -318 -233 N 1 -081 -1 09

PP(3) e -306 -229

T -321 -238 N 111 -108 PP(4) e -313 -229

T -329 -238

1 N -1 11 -109

PH pp

-267 -361 -272 -669 -129 -049

-306 -293

-327 -666 -122 -031

-317 -248 -370 -787 -096 -010

-399 -207 -402 -439 -170 -093

-399 -294 -411 -450 -1 74 -074

-405 -290 -424 -4A3 -171 -074

-403 -278 -422 -426 -1 73 -074

IR 1

-283 -316 -079

-315

-304 -132

-406

-395

-157

-453

-417 -190

-345 -372 -110

-351 -382 -111

-347 -380 -110

Cuadro No 3 Prueba de raiacutez unitaria

S DPT DPIT

-077 -1l04 -734

-266 -1100 -732 middotDIO -1107 -735

-076 -710 -669 -267 -710 -669 012 -i 11 -669

-059 middot57i -632 -269 -577 -630 023 -5 77 -632

-084 -619 -554

-300 -621 -551 004 -619 -557

-082 -1211 -898 -249 -1207 -896 013 -1215 -900

-076 -12 13 -894

1 -246 -1208 -892 017 -1217 -896

1 -079 -1211 -886

J -247 -1207 -884

016 -1215 -888

DPH

-8 10 -810 -810

-574

-571 -575

-671 -680 -666

-641 -658 -631

1 -1615 -1619

1 - 1595 1 -1593

1 -1596

- 1596

-15 95

-1597

VC Valor Criro Oif Dfterencias

DPP DR

-903 -1199

-9()3 -1202 -906 middot1200

-979 -769 -988 -778 -983 -767

-827 -6 1 5

-817 -836 -829 -808

-838 -1025 -825 -1096 -832 -1002

-840 -1539

-838 -1534

-844 -15 44

-831 -1535 -828 middot1 5 30 -835 -1539

-822 - 1543 -820 -1538 -826 -1547

C incluye ronstantc T incluye constante y tendencia i No incluye conStante ni tendencia los nuacutemeros entre parentests indiacutecan el nuacutemero de rezagos del contraste de raiz unitaria

os

-899 910

-901

-608 -824 -609

-567 -5 83

-567

-503 -516 -503

-1345

-1355

-1348

1 349

-1 361 -1352

-1346 -1359

- 1349

VC 5 1 VC Soo Nivel Dlf

-288 -288 -344 -344 -194 -194

-288 -288 -344 -344

-194 -194

-268 -288 -344 -344

-194 -194

-288 -288 -344 -344

-194 -gt94

-288 -288 -344 -344

-194 -194

-288 -288 -344 i -344

-194 iexcl -194

1 -288 -288 -344 -344

-194 - 194 1

N -00 m () e gt

Cl m iexcl m

Ecuaciones a largo plazo

Una vez contrastada la posiblEbull preshysencia de relaciones de equilibrio a larshygo plazo y para verificar la hipoacutetesis de cointegracioacuten (especificacioacuten de largo plazo del modelo) se aplicoacute el enfoque de maacutexima verosimilitud propuesto por Johansen pues se trata de deterrninilr si calJa precio responde a sus propios facshytores determinantes o bien si los precios responden a un conjunto de factores coshymuneacutes Cabe anotar que los coeficientes estimados representan las elasticidades de cada una de las variables que particishypan en el modelo

Para realizar este anaacutelisis partimos de las tres ecuaciones del modelo empiacuteshyrico iniciando el estudio con el caso de 1 ECUACION DEL TRIGO En este cashyso el test de Johansen nos indica que a un nivel de significancia del so la hipoacuteshytesis nula de cointegracioacuten (cero vectoshyres de cointegracioacuten) es fuertemente reshychazada pues el valor calculado del log likelihood ratio es mayor que el vashylor criacutetico mientras la hipoacutetesis de uno o maacutes vectores de cointegracioacuten es

DHltiacutefF ACRARO RURAl 219

aceptad en contra la alternante de la estacionalidad de las series (Log likelishyhood ratio lt valor criacutetico) Establecienshydo una representacioacuten de largo plazo asumiendo una tendencia lineal con inshytercepto y no tendenda asumiendo dos rezagos

En el modelo al no existir variables exoacutegenas propiamente dichas la ecuashycioacuten estimada tiene una interpretacioacuten diferente a la de un modelo economeacutetrishyco en ese sentido los paraacutemetros explishycan coacutemo cada variable evoluciona en el tiempo conociendo losvaloresen el pasado La ecuacioacuten de cointegracioacuten de largo plazo obtenida por el procedishymierilo del test de Johansen nos permite afirmar que el mercado del trigo en el Peruacute para el periacuteodo 1990 2002 se encuentra integrado y que los precios se mueven en la misrna direccioacuten es decir que cualquier variacioacuten en uno de los precios se transmite perfectamente en el largo plazo

A continuacioacuten presentamos la ecuacioacuten de largo plazo que explica el comportamiento del precio delmiddot trigo y sus determinantes

PT = 1161148 + 0324815PIT + 01917825 + 1016678R

Siacute bien con el modelo estimado no es posible realizar un anaacutelisis estructural en el sentido de determinar el efecto de un cmbio exoacutegeno en una variable deshypendiente podemos afirmar que una variacioacuten futura del10 en el precio inshyternacional del trigo provoca una variashycioacuten del 33 en el precio nacional del trigo una variacioacuten del 1 0 del salario provocJ una variacioacuten del 1 9 en el

precio nKiacuteonal del trigo y una variashycioacuten del 10 del tipo de cambio provoshyca una variacioacuten del 1 03 en el precio nacional del trigo mostrando una mashyyor elasticidad y por lo tanto una mayor influencia en el precio nacional del trishygo

los resultados nos permiten afirmar que el precio del trigo es altamente senshysible d la fluctuacioacuten del tipo de cambio

llO El UADOR DEHAH

(R) porque en un pars donde se depenshyde de las importaciones es loacutegko que todos los preCios nacionales sean afecshytados al tipo de cambio y al precio inshyternacional del trigo (PIT) sin embargo menos sensible a la variacioacuten del salaacuteshyrio explicado baacutesicamente por los bajos niveles salariales observados en el peshyriodo de estudio y muy probablemente debido a que el salario promedio de la economfa no ridleja de manera muy daacutera la evoluCioacuten del salario sectorial

middotEn el caso de la ECUACION OE LA HARINA el test de Johansen nos sugiere

la presencia de al meacutenos 3 o 4 vectores de cointegradoacuten asumiendo una tenshydencia lineal con interceptomiddot y no tenshydencia asumiendo cinco rezaacutegos La ecuacioacuten de coiacutentegracioacuten de largo plashyzuacute middotobtenida por el procedimiento del test de Johansen nos permitemiddot afirmar que el mercado de harina en el Peruacute pashyra el periodo 1990 2002 se ericuacuteentra integrado y que los precios se mutven en la misma direccioacuten es dedr que cualquier variacioacuten en uno de ellos se transmite perfectamente en el largo plashyzo

PH = 1098373+0613481PT+0937578PIT +0291280S+1892649R

Podemos afirmar que una variadoacuten futura del 1 O en Efl preciacuteonacional del trigo provltgtca una variacioacuten del 61 en el precio de la harina una variacioacuten del 1 OYo del precio internacional del trigo provoca una variacioacuten del 938 en el precio de la harina una variacioacuten del 1 0 en el salario proyoca una variacioacuten del 29 en el precio de la harina y una variacioacuten del 10 del tipo de cambio provoca una variacioacuten del 189 en el precio de la harina

Los resuiIacuteados indican que el precio de la harina es altamente sensible a L fluctuacioacuten del tipo de cambio (R) y al precio internacional del trigo (PIT) debishydo a las riexcliexclzones descritas en el caso del trigo pero menogt sensible a la variacioacuten del precio nacional del trigo por particishypar eacutesle en la industria molinera en un

porcentaje miacutenjmo (1) y tambieacuten al salario

finalmente para el caso de la ECUAmiddot CION OEL PAN el test de johmsen nos indica q11e a un nivel de significancia del 5 la hipoacutetesis nula de cOintegrashycioacuten (cero vectores de uuntegradoacuten) A continuacioacuten presentamos la ecJJacioacuten de largo plazo que explica el comportashymiento del precio del pan y sus determishynantes asumindo una tendencia lineal con intercepto y tendencia asumiendo tres rezagos podemos concluir que el mercado del pan en el Peruacute para el peshyriacuteodomiddot 1990 2002 se encuentra inteshygrado y los precios se mueven en la misshyma direccioacuten es decir que cualquier vashyriacioacuten en uno de los precios se transmishyte perfectamente e el largo plazo

DmATf AGRAIltIltJ RuRAL 221

LPP = 2123831+0373068LPH+0015014LS+ 00019681

Con los resultados riel modelo estishymadaacute podemos afirmar ciexclue una varia doacuten futura del 10 en el precio de la harinlt1 provoca una variacioacuten del 37 en el precio del pan y una variacioacuten del l 0 del salario provoca una variacioacuten del 02V en el precio del pan

lus resultados nos permiten afirmar que el precio del pan es altamente senshysible iexcliexcl la fluctuacioacuten del predo de la harina (ligtH) es loacutegico porque es su principal insumo y poco sensible al sashylario por ser eacutesta una variable que se ha caracleacuterizado por presentar bajosniveshyles dtbido baacutesicamente a la inestabilishydad laboral propios de la liberalizacioacuten de mercado asumida a partir de 1 99 1 y probablemente porque el sa ario promeshydio no refleja claramente la evolucioacuten del salario senorial

Ecuaciones de corto plazo

Una vez verificada la nliacutentegfacioacuten se

ellmoacute el Modtgtlo de Correcooacuten de Errores (Mecanismo de Correccioacuten de

frrores MCfl como una forma de remiddot presentar la transmrsioacuten de precios en el

mercado peruano de la Cadena Agroalishymentaria Trigo t-lariha Pan en el cor-

ro plazo Tal como se desprende del teoshy

rema de Represenldcioacuten de Granger dashy

do rue el mecanismo de transmisioacutenmiddot de

precios cointegra tambieacuten tiene una reshypresentalti()n de correccioacuten de errores

Hay que recordar que el MCES estishyma una relacioacuten en diferencias inclushyyendo como regresores las diferencias rezagadaacutes de las variahles dependie_nmiddot tes los valores rezagados de las variashybles independientes y un teacutermino de coshyrreccioacuten de errores que representa el error de eciexcluilibrio o residuo de la ecuacioacuten de cointegracioacuten (rezagada un periodo) En tste sentido el teacutermino de correccioacuten de errores intuitivamente se interpreta como el atractor hacia el cual converge la dinaacutemica de corto plashyzo pues mide el grado en que la relashycioacuten de largo plazo estaacute fuera de equilishybrio

En ese contexto para el caso del mercado yo ECUACION DEL TRIGO podemos afirmar que alrededor del 225 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plazo en el mercadomiddot peshyruano de la Cadena Agroalimentaria Trishygo - lirina -middot- Pan durante el antildeo (t l ) son corregidos en el siguiente periacuteodo

5 En lo que a estabilidad parameacutetrica se refiere el modelo fue evaluddO por el test de coeshyficientes recursivos la estabilidad estructural de lo residuos de las regresiones se verifishycaraacute mediante la suma acumulada de cmiddotuadrados de los Hsiduos recursivos la prueba de autmurrelaciacuteoacuten del residuo se evaluara con el test del Multiplicador de 1 agrange bajo la hipoacutetesis nula no autocorrelaciacuteoacuten la hereroceddsltciacutedld de la ecuacioacuten de corto plazo se evaluaraacute con el test de White la normalidad de lo errores se evaluaraacute con el test de arque Bera

222 EcuADOR DEBATF

DP1 bull 022425(0324815PITtt-1l+ Ol9118lS(I I)+ 1016678Roaiexcl)+ 0389843DPT(IIl bull 0234271 DPT(tmiddot1l OIOI I85DPITltt-1)0094671 DPITltt-1)00071 71 D8ct-ar0005522DS t-1iexcl+021 2301 DRo arO 1 09086Du)

R ajustado 055

Durbiacuten Watsonc 1 80

Test lM ( 1 ) 00001

]arque y Bera 2 1 4864 log l ikeliacutehood 27424 Schwarz - U5

Ademaacutes ten len do la ecuacioacuten de corto plazo presentado podemos conshycluir que el efecto de las variaciones en el precio internadon a l del trigo (PIT) el 5a laacuterio (S) y el ti po de cambio (1) sobre los cambios del predo naciacuteonal del trishygo (PT) no son persigttentes porque su estructura de rezagos es del oacuterden 2 Asi por ejemplo una variacioacuten del 1 OYo en el PT se explica por una variaacutedoacuten del orden de 389 en un periacuteodo a nte r ior (t- 1 ) y una cafda de su propio pre c io del orden del 2 3 en dos periacuteodos anteriores (t-2) Una variacioacuten del l O en el PIT explica la caiacuteda del PT en 1 0 1 en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden 09 en 0-2) Una variacioacuten del 1 01

DERegresioacuten 004

F Estadfst ico 1 6 1 8 1Pst ARCH (2) 063 Test de White 00001

Akaik1 355 n 1 4

del S expl ica la caiacuteda del PT en 0071 en el periodo (t- 1 ) y 005 en el periacuteoshydo (t-2) Finalmente una variacioacuten del 1 OYo del R explica Ulla variacioacuten de 21 2 en PT en el periacuteodo (t 1 ) y una

middot caiacuteda del 1 09Yltgt en el periacuteodo (t-2) conduyendo que el precio middotnacional del trigo es maacutes sensible a la va riacuteacioacuten de sus propios prec ios y al tipo de cambio

la dinaacutemica de corto plazo para el caso de la ECUACION DE LA HARINA podemos afirmll que a lredPdor del 1 78 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plato NI el middot mercado peshyruano de la cadena Agroalimentcria Trishygo - HaririJ Pan durante el antildeo t- 1 son corregidos en el siguiente

DPiexcl bull - 0017808 (061348lPT(I-tiexcl+0937578PIT1t-1iexcl+0l91l80Siexclt-iexcl + 189264R (l-a+02309l ODPD(I-tr007392DPHiexcl_Jiexcl+024459DPH1aJiexcl- 034051 DPH1gt + Ot55682DPHiexcl5)+ OU330DPT1 ar0234387DPT(I-n- 0075t4DPT1tJ)+000402DPTltt-ltll -004230PT1u1 +008083DPIT (1-1) 003396DPrr1 21+ 003192DPITlttJr000 l 02DPIT H + 006209DPIT1_siexcl-OOIS96D8tt-tr000307DSiexcl_1l +007802DSiexcltJl+0071 t l DS1004498DS (t-)+056287D_oOl469DRo-aiexcl+0375226DaJ)+006ll9Dt-ltll+034534Dt-5)

R ajustado 081 DERegresiacuteoacuten 002 Durbin Watnn 1 66 F Estadiacutestico 2 1 47 Test lM 25) 0064 Test ARCH (3) 036 ]arque y Bera 7856 Test de White 001 3 Log l ikel ihood H880 AkaikP 427 Schwarz 372 n 1 46

Entonces teniendo la ecuacioacuten de cor1o plazo podemos decir que el efecshyto de las variaciones en el precio nacioshynal del trigo (PT) precio internacional del trigo (PIT) el salario (S) y el tipo de cambio (R) sobre los cambios del preshycio de la harina (LPH) son relativamenshyte persistentes porque su estructura de rezagos es del orden 5 En el caso de una variacioacuten del 1 0 en el PH se exshyplica por una variacioacuten de 231 en su propio precio un periacuteodo antes (t- 1 ) y 156 en cinco periacuteodos anteriores (t-5) tras experimentar caiacutedas en el segundo y cuarto periacuteodos anteriores Una variashycioacuten del 1 0 en el PT se explica por una variacioacuten riel orden de 123 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1) y una caiacuteda del orden del 064 en cinco periacuteodos anteriores (t -5) Una variacioacuten del 1 0 en el PIT explica la variacioacuten del precio Je la harina en 081 en el

DfHATE AGRARIO RuRAL 223

middot periacuteodo (t- 1) y del orden 062 en (t-5) Una variacioacuten del 10 del salario explishyca la caiacuteda del precio de la harina en 016 en el periacuteodo t- 1 ) y 045 en el periacuteodo (t-5) y una variacioacuten del 1 0 del tipo de cambio explica una variashycioacuten de 563 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden de 345 en el periacuteodo (t-5) lo que nos hace conshycluir que el precio de la harina es maacutes sensible a las variaciones del tipo de cambio y a la variacioacuten de su propio pmcio

En el caso de la ECUACION DEL PAN podemos afirmar que alrededor del 59 16 de las desviaciones (de la relacioacuten de largo plazo) en el mercado peruano de la Cadeniexcliexcl Agroalimentaria Trigq Harina - Pan en la ecuacioacuten del pan durante el antildeo (t- 1 ) son corregidos en el siguiente

DP=-6591576(0373068PH11tiexcl+OOI50141bull1r0001 968T+022l79DPP111 -00434SDPPiexclziexcl+002807 D PPiexclbull-lr00723DPH11bull11+006 1 01 DPII1_z1-0 1 1 026DPHiexcl1-Jiexcl -004068DSII-ti000948D1-ziexcl + 003 122DS11Jiexcl

K ajustado 08 1 Durbin Watson 1 69 Test LM (25) 0 1 4 ]arque y Hera 1 4825 Log iikelihood 35677 Schwaa - 445

Los resultados de la ecuacioacuten de corto plazo permiten afirmar que el efeCto de las variaciones eu el precio de la harina (PH) y el salario (S sobre los cambios del precio del pan (LPP) no son persistentes porque u estructura de rezagos es del orden 3 por ejemplo una variacioacuten del 1 0 en el PI se expl i -

DERegresioacuten 002 F Estadiacutestico 4806 Test ARCH (2) 01 9 Test de White 0008 Akaike - 467 n 1 48

ca por una variacioacuten del orden de 224 en un periacuteodo anterioacuter (t- 1 ) y 028 de su propio precio etbull tres periacuteoshydos anteriores (t-3) tras experimentar una caiacuteda en el periacuteodo (t-2) Una variashycioacuten del 1 0 en el LPH explica la caiacuteda del IP en 073 en el periacuteodo (t- 1 y del orden de 1 10 en (t-3) y una varia-

224 ErUA10R DFfiAfE

cioacuten dei 1 0 del S explka la ralda del LPP en 041 Yo en El periodo lt- 1 ) y 03 1 u en el periacuteodo (t-3) concluyen do que el precio del pan es maacutes sensible a la variacioacuten de su propio precio y al precio de la harina

Funciones de impulso - respuesta y desshy

composicioacuten de la varianza

Los modelos estimados no pueden ser ana lizados como modelos econoshymeacutetricos tradic ionales en tal sentido a continuacioacuten procedemos a analizar las illterrelaciones entre las variables que lo fotman exa minando )os eftos de shocks sobre la evaluacioacuten en el t iempo de-las variables para lo cual se haraacute uso del anaacutelisis de las funciones de impu lsltJ middot-e respuesta de los modelos est imados no sin 1ntes mencionar que la metodoshylogiacutea de los vectores autorreiexcliexclresiacutevos reshyquieren de la aplicacioacuten de un test que

nos permita los rezagos oacutept imos (JUf ya se dettgtrmin6 en 2 para la cuacioacuten del trigo 5 para la ecuacioacuten de la harina y 3 para Id ecuacioacuten del pan del mismo modo requiere la aplicacioacuten dPI test de causalidad de Granger a traveacutes del cual se va iexcl hacer una correcta ordeniexcliexclciacuteoacuten de las variables en liexcliexcls ecuaciones Inishyc ia lmente tenemos la ecuac ioacuten del trigo y cuya ordenacioacuten de variables fue el salario (S) el precio naclonal del trigo (PT) el tipo de C ilmbio (R) y el precio in middot ternacional del trigo (PIT) middot

A partir d( las relac iones estimadas en la ECUACION OH TRIGO se proceshydioacute a simular tanto los efectos de una

middot var iacioacuten en el precio nacional del trishygo precio internacional del trigocomo del t ipo de cambio y el salario obteshyn ieacutendose cpmo resultados cuatro esceshynarios que son resumidos a continuashycioacuten en el graacutefico 2

Graacutefico NIJ 2 Fnd6fi llflalsoacute Res de la Ec11iexcliexcldoacuten 1 irrgo middot middot iexcl 1 bull - - bull

a) Respo-e of PT iu One S D lnJuwatioshyon4 --------------==========------

=1

0 03

0 02

0 00

- 0 0 1

- O Ol - a middot 4

1 4 G 8 10 iexcliexcl

Q e a a

14 16

i

18 JO

IJERAH A(RARIO RURAl 225

h) Response ofPIT fa 011e SD btnovations

o os

0 06 -ixmiddotmiddot iexclmiddot-middot J_middotmiddotmiddot

-- _ L (t bullbull bull Jmiddotmiddotmiddotmiddot-irmiddotmiddotmiddot- - middot M---f_ __ _ ____ iquest __ J -

0 (14

r) Respeue of S to One SD lmunraiiacuteou

0 10

o os

0 06

0 04

0 1)2

0 00

bull OOJ 4 14

--middot-middot S --Jo- R

1oacute 18 20

Ecuaciones a largo plazo

Una vez contrastada la posiblEbull preshysencia de relaciones de equilibrio a larshygo plazo y para verificar la hipoacutetesis de cointegracioacuten (especificacioacuten de largo plazo del modelo) se aplicoacute el enfoque de maacutexima verosimilitud propuesto por Johansen pues se trata de deterrninilr si calJa precio responde a sus propios facshytores determinantes o bien si los precios responden a un conjunto de factores coshymuneacutes Cabe anotar que los coeficientes estimados representan las elasticidades de cada una de las variables que particishypan en el modelo

Para realizar este anaacutelisis partimos de las tres ecuaciones del modelo empiacuteshyrico iniciando el estudio con el caso de 1 ECUACION DEL TRIGO En este cashyso el test de Johansen nos indica que a un nivel de significancia del so la hipoacuteshytesis nula de cointegracioacuten (cero vectoshyres de cointegracioacuten) es fuertemente reshychazada pues el valor calculado del log likelihood ratio es mayor que el vashylor criacutetico mientras la hipoacutetesis de uno o maacutes vectores de cointegracioacuten es

DHltiacutefF ACRARO RURAl 219

aceptad en contra la alternante de la estacionalidad de las series (Log likelishyhood ratio lt valor criacutetico) Establecienshydo una representacioacuten de largo plazo asumiendo una tendencia lineal con inshytercepto y no tendenda asumiendo dos rezagos

En el modelo al no existir variables exoacutegenas propiamente dichas la ecuashycioacuten estimada tiene una interpretacioacuten diferente a la de un modelo economeacutetrishyco en ese sentido los paraacutemetros explishycan coacutemo cada variable evoluciona en el tiempo conociendo losvaloresen el pasado La ecuacioacuten de cointegracioacuten de largo plazo obtenida por el procedishymierilo del test de Johansen nos permite afirmar que el mercado del trigo en el Peruacute para el periacuteodo 1990 2002 se encuentra integrado y que los precios se mueven en la misrna direccioacuten es decir que cualquier variacioacuten en uno de los precios se transmite perfectamente en el largo plazo

A continuacioacuten presentamos la ecuacioacuten de largo plazo que explica el comportamiento del precio delmiddot trigo y sus determinantes

PT = 1161148 + 0324815PIT + 01917825 + 1016678R

Siacute bien con el modelo estimado no es posible realizar un anaacutelisis estructural en el sentido de determinar el efecto de un cmbio exoacutegeno en una variable deshypendiente podemos afirmar que una variacioacuten futura del10 en el precio inshyternacional del trigo provoca una variashycioacuten del 33 en el precio nacional del trigo una variacioacuten del 1 0 del salario provocJ una variacioacuten del 1 9 en el

precio nKiacuteonal del trigo y una variashycioacuten del 10 del tipo de cambio provoshyca una variacioacuten del 1 03 en el precio nacional del trigo mostrando una mashyyor elasticidad y por lo tanto una mayor influencia en el precio nacional del trishygo

los resultados nos permiten afirmar que el precio del trigo es altamente senshysible d la fluctuacioacuten del tipo de cambio

llO El UADOR DEHAH

(R) porque en un pars donde se depenshyde de las importaciones es loacutegko que todos los preCios nacionales sean afecshytados al tipo de cambio y al precio inshyternacional del trigo (PIT) sin embargo menos sensible a la variacioacuten del salaacuteshyrio explicado baacutesicamente por los bajos niveles salariales observados en el peshyriodo de estudio y muy probablemente debido a que el salario promedio de la economfa no ridleja de manera muy daacutera la evoluCioacuten del salario sectorial

middotEn el caso de la ECUACION OE LA HARINA el test de Johansen nos sugiere

la presencia de al meacutenos 3 o 4 vectores de cointegradoacuten asumiendo una tenshydencia lineal con interceptomiddot y no tenshydencia asumiendo cinco rezaacutegos La ecuacioacuten de coiacutentegracioacuten de largo plashyzuacute middotobtenida por el procedimiento del test de Johansen nos permitemiddot afirmar que el mercado de harina en el Peruacute pashyra el periodo 1990 2002 se ericuacuteentra integrado y que los precios se mutven en la misma direccioacuten es dedr que cualquier variacioacuten en uno de ellos se transmite perfectamente en el largo plashyzo

PH = 1098373+0613481PT+0937578PIT +0291280S+1892649R

Podemos afirmar que una variadoacuten futura del 1 O en Efl preciacuteonacional del trigo provltgtca una variacioacuten del 61 en el precio de la harina una variacioacuten del 1 OYo del precio internacional del trigo provoca una variacioacuten del 938 en el precio de la harina una variacioacuten del 1 0 en el salario proyoca una variacioacuten del 29 en el precio de la harina y una variacioacuten del 10 del tipo de cambio provoca una variacioacuten del 189 en el precio de la harina

Los resuiIacuteados indican que el precio de la harina es altamente sensible a L fluctuacioacuten del tipo de cambio (R) y al precio internacional del trigo (PIT) debishydo a las riexcliexclzones descritas en el caso del trigo pero menogt sensible a la variacioacuten del precio nacional del trigo por particishypar eacutesle en la industria molinera en un

porcentaje miacutenjmo (1) y tambieacuten al salario

finalmente para el caso de la ECUAmiddot CION OEL PAN el test de johmsen nos indica q11e a un nivel de significancia del 5 la hipoacutetesis nula de cOintegrashycioacuten (cero vectores de uuntegradoacuten) A continuacioacuten presentamos la ecJJacioacuten de largo plazo que explica el comportashymiento del precio del pan y sus determishynantes asumindo una tendencia lineal con intercepto y tendencia asumiendo tres rezagos podemos concluir que el mercado del pan en el Peruacute para el peshyriacuteodomiddot 1990 2002 se encuentra inteshygrado y los precios se mueven en la misshyma direccioacuten es decir que cualquier vashyriacioacuten en uno de los precios se transmishyte perfectamente e el largo plazo

DmATf AGRAIltIltJ RuRAL 221

LPP = 2123831+0373068LPH+0015014LS+ 00019681

Con los resultados riel modelo estishymadaacute podemos afirmar ciexclue una varia doacuten futura del 10 en el precio de la harinlt1 provoca una variacioacuten del 37 en el precio del pan y una variacioacuten del l 0 del salario provoca una variacioacuten del 02V en el precio del pan

lus resultados nos permiten afirmar que el precio del pan es altamente senshysible iexcliexcl la fluctuacioacuten del predo de la harina (ligtH) es loacutegico porque es su principal insumo y poco sensible al sashylario por ser eacutesta una variable que se ha caracleacuterizado por presentar bajosniveshyles dtbido baacutesicamente a la inestabilishydad laboral propios de la liberalizacioacuten de mercado asumida a partir de 1 99 1 y probablemente porque el sa ario promeshydio no refleja claramente la evolucioacuten del salario senorial

Ecuaciones de corto plazo

Una vez verificada la nliacutentegfacioacuten se

ellmoacute el Modtgtlo de Correcooacuten de Errores (Mecanismo de Correccioacuten de

frrores MCfl como una forma de remiddot presentar la transmrsioacuten de precios en el

mercado peruano de la Cadena Agroalishymentaria Trigo t-lariha Pan en el cor-

ro plazo Tal como se desprende del teoshy

rema de Represenldcioacuten de Granger dashy

do rue el mecanismo de transmisioacutenmiddot de

precios cointegra tambieacuten tiene una reshypresentalti()n de correccioacuten de errores

Hay que recordar que el MCES estishyma una relacioacuten en diferencias inclushyyendo como regresores las diferencias rezagadaacutes de las variahles dependie_nmiddot tes los valores rezagados de las variashybles independientes y un teacutermino de coshyrreccioacuten de errores que representa el error de eciexcluilibrio o residuo de la ecuacioacuten de cointegracioacuten (rezagada un periodo) En tste sentido el teacutermino de correccioacuten de errores intuitivamente se interpreta como el atractor hacia el cual converge la dinaacutemica de corto plashyzo pues mide el grado en que la relashycioacuten de largo plazo estaacute fuera de equilishybrio

En ese contexto para el caso del mercado yo ECUACION DEL TRIGO podemos afirmar que alrededor del 225 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plazo en el mercadomiddot peshyruano de la Cadena Agroalimentaria Trishygo - lirina -middot- Pan durante el antildeo (t l ) son corregidos en el siguiente periacuteodo

5 En lo que a estabilidad parameacutetrica se refiere el modelo fue evaluddO por el test de coeshyficientes recursivos la estabilidad estructural de lo residuos de las regresiones se verifishycaraacute mediante la suma acumulada de cmiddotuadrados de los Hsiduos recursivos la prueba de autmurrelaciacuteoacuten del residuo se evaluara con el test del Multiplicador de 1 agrange bajo la hipoacutetesis nula no autocorrelaciacuteoacuten la hereroceddsltciacutedld de la ecuacioacuten de corto plazo se evaluaraacute con el test de White la normalidad de lo errores se evaluaraacute con el test de arque Bera

222 EcuADOR DEBATF

DP1 bull 022425(0324815PITtt-1l+ Ol9118lS(I I)+ 1016678Roaiexcl)+ 0389843DPT(IIl bull 0234271 DPT(tmiddot1l OIOI I85DPITltt-1)0094671 DPITltt-1)00071 71 D8ct-ar0005522DS t-1iexcl+021 2301 DRo arO 1 09086Du)

R ajustado 055

Durbiacuten Watsonc 1 80

Test lM ( 1 ) 00001

]arque y Bera 2 1 4864 log l ikeliacutehood 27424 Schwarz - U5

Ademaacutes ten len do la ecuacioacuten de corto plazo presentado podemos conshycluir que el efecto de las variaciones en el precio internadon a l del trigo (PIT) el 5a laacuterio (S) y el ti po de cambio (1) sobre los cambios del predo naciacuteonal del trishygo (PT) no son persigttentes porque su estructura de rezagos es del oacuterden 2 Asi por ejemplo una variacioacuten del 1 OYo en el PT se explica por una variaacutedoacuten del orden de 389 en un periacuteodo a nte r ior (t- 1 ) y una cafda de su propio pre c io del orden del 2 3 en dos periacuteodos anteriores (t-2) Una variacioacuten del l O en el PIT explica la caiacuteda del PT en 1 0 1 en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden 09 en 0-2) Una variacioacuten del 1 01

DERegresioacuten 004

F Estadfst ico 1 6 1 8 1Pst ARCH (2) 063 Test de White 00001

Akaik1 355 n 1 4

del S expl ica la caiacuteda del PT en 0071 en el periodo (t- 1 ) y 005 en el periacuteoshydo (t-2) Finalmente una variacioacuten del 1 OYo del R explica Ulla variacioacuten de 21 2 en PT en el periacuteodo (t 1 ) y una

middot caiacuteda del 1 09Yltgt en el periacuteodo (t-2) conduyendo que el precio middotnacional del trigo es maacutes sensible a la va riacuteacioacuten de sus propios prec ios y al tipo de cambio

la dinaacutemica de corto plazo para el caso de la ECUACION DE LA HARINA podemos afirmll que a lredPdor del 1 78 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plato NI el middot mercado peshyruano de la cadena Agroalimentcria Trishygo - HaririJ Pan durante el antildeo t- 1 son corregidos en el siguiente

DPiexcl bull - 0017808 (061348lPT(I-tiexcl+0937578PIT1t-1iexcl+0l91l80Siexclt-iexcl + 189264R (l-a+02309l ODPD(I-tr007392DPHiexcl_Jiexcl+024459DPH1aJiexcl- 034051 DPH1gt + Ot55682DPHiexcl5)+ OU330DPT1 ar0234387DPT(I-n- 0075t4DPT1tJ)+000402DPTltt-ltll -004230PT1u1 +008083DPIT (1-1) 003396DPrr1 21+ 003192DPITlttJr000 l 02DPIT H + 006209DPIT1_siexcl-OOIS96D8tt-tr000307DSiexcl_1l +007802DSiexcltJl+0071 t l DS1004498DS (t-)+056287D_oOl469DRo-aiexcl+0375226DaJ)+006ll9Dt-ltll+034534Dt-5)

R ajustado 081 DERegresiacuteoacuten 002 Durbin Watnn 1 66 F Estadiacutestico 2 1 47 Test lM 25) 0064 Test ARCH (3) 036 ]arque y Bera 7856 Test de White 001 3 Log l ikel ihood H880 AkaikP 427 Schwarz 372 n 1 46

Entonces teniendo la ecuacioacuten de cor1o plazo podemos decir que el efecshyto de las variaciones en el precio nacioshynal del trigo (PT) precio internacional del trigo (PIT) el salario (S) y el tipo de cambio (R) sobre los cambios del preshycio de la harina (LPH) son relativamenshyte persistentes porque su estructura de rezagos es del orden 5 En el caso de una variacioacuten del 1 0 en el PH se exshyplica por una variacioacuten de 231 en su propio precio un periacuteodo antes (t- 1 ) y 156 en cinco periacuteodos anteriores (t-5) tras experimentar caiacutedas en el segundo y cuarto periacuteodos anteriores Una variashycioacuten del 1 0 en el PT se explica por una variacioacuten riel orden de 123 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1) y una caiacuteda del orden del 064 en cinco periacuteodos anteriores (t -5) Una variacioacuten del 1 0 en el PIT explica la variacioacuten del precio Je la harina en 081 en el

DfHATE AGRARIO RuRAL 223

middot periacuteodo (t- 1) y del orden 062 en (t-5) Una variacioacuten del 10 del salario explishyca la caiacuteda del precio de la harina en 016 en el periacuteodo t- 1 ) y 045 en el periacuteodo (t-5) y una variacioacuten del 1 0 del tipo de cambio explica una variashycioacuten de 563 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden de 345 en el periacuteodo (t-5) lo que nos hace conshycluir que el precio de la harina es maacutes sensible a las variaciones del tipo de cambio y a la variacioacuten de su propio pmcio

En el caso de la ECUACION DEL PAN podemos afirmar que alrededor del 59 16 de las desviaciones (de la relacioacuten de largo plazo) en el mercado peruano de la Cadeniexcliexcl Agroalimentaria Trigq Harina - Pan en la ecuacioacuten del pan durante el antildeo (t- 1 ) son corregidos en el siguiente

DP=-6591576(0373068PH11tiexcl+OOI50141bull1r0001 968T+022l79DPP111 -00434SDPPiexclziexcl+002807 D PPiexclbull-lr00723DPH11bull11+006 1 01 DPII1_z1-0 1 1 026DPHiexcl1-Jiexcl -004068DSII-ti000948D1-ziexcl + 003 122DS11Jiexcl

K ajustado 08 1 Durbin Watson 1 69 Test LM (25) 0 1 4 ]arque y Hera 1 4825 Log iikelihood 35677 Schwaa - 445

Los resultados de la ecuacioacuten de corto plazo permiten afirmar que el efeCto de las variaciones eu el precio de la harina (PH) y el salario (S sobre los cambios del precio del pan (LPP) no son persistentes porque u estructura de rezagos es del orden 3 por ejemplo una variacioacuten del 1 0 en el PI se expl i -

DERegresioacuten 002 F Estadiacutestico 4806 Test ARCH (2) 01 9 Test de White 0008 Akaike - 467 n 1 48

ca por una variacioacuten del orden de 224 en un periacuteodo anterioacuter (t- 1 ) y 028 de su propio precio etbull tres periacuteoshydos anteriores (t-3) tras experimentar una caiacuteda en el periacuteodo (t-2) Una variashycioacuten del 1 0 en el LPH explica la caiacuteda del IP en 073 en el periacuteodo (t- 1 y del orden de 1 10 en (t-3) y una varia-

224 ErUA10R DFfiAfE

cioacuten dei 1 0 del S explka la ralda del LPP en 041 Yo en El periodo lt- 1 ) y 03 1 u en el periacuteodo (t-3) concluyen do que el precio del pan es maacutes sensible a la variacioacuten de su propio precio y al precio de la harina

Funciones de impulso - respuesta y desshy

composicioacuten de la varianza

Los modelos estimados no pueden ser ana lizados como modelos econoshymeacutetricos tradic ionales en tal sentido a continuacioacuten procedemos a analizar las illterrelaciones entre las variables que lo fotman exa minando )os eftos de shocks sobre la evaluacioacuten en el t iempo de-las variables para lo cual se haraacute uso del anaacutelisis de las funciones de impu lsltJ middot-e respuesta de los modelos est imados no sin 1ntes mencionar que la metodoshylogiacutea de los vectores autorreiexcliexclresiacutevos reshyquieren de la aplicacioacuten de un test que

nos permita los rezagos oacutept imos (JUf ya se dettgtrmin6 en 2 para la cuacioacuten del trigo 5 para la ecuacioacuten de la harina y 3 para Id ecuacioacuten del pan del mismo modo requiere la aplicacioacuten dPI test de causalidad de Granger a traveacutes del cual se va iexcl hacer una correcta ordeniexcliexclciacuteoacuten de las variables en liexcliexcls ecuaciones Inishyc ia lmente tenemos la ecuac ioacuten del trigo y cuya ordenacioacuten de variables fue el salario (S) el precio naclonal del trigo (PT) el tipo de C ilmbio (R) y el precio in middot ternacional del trigo (PIT) middot

A partir d( las relac iones estimadas en la ECUACION OH TRIGO se proceshydioacute a simular tanto los efectos de una

middot var iacioacuten en el precio nacional del trishygo precio internacional del trigocomo del t ipo de cambio y el salario obteshyn ieacutendose cpmo resultados cuatro esceshynarios que son resumidos a continuashycioacuten en el graacutefico 2

Graacutefico NIJ 2 Fnd6fi llflalsoacute Res de la Ec11iexcliexcldoacuten 1 irrgo middot middot iexcl 1 bull - - bull

a) Respo-e of PT iu One S D lnJuwatioshyon4 --------------==========------

=1

0 03

0 02

0 00

- 0 0 1

- O Ol - a middot 4

1 4 G 8 10 iexcliexcl

Q e a a

14 16

i

18 JO

IJERAH A(RARIO RURAl 225

h) Response ofPIT fa 011e SD btnovations

o os

0 06 -ixmiddotmiddot iexclmiddot-middot J_middotmiddotmiddot

-- _ L (t bullbull bull Jmiddotmiddotmiddotmiddot-irmiddotmiddotmiddot- - middot M---f_ __ _ ____ iquest __ J -

0 (14

r) Respeue of S to One SD lmunraiiacuteou

0 10

o os

0 06

0 04

0 1)2

0 00

bull OOJ 4 14

--middot-middot S --Jo- R

1oacute 18 20

llO El UADOR DEHAH

(R) porque en un pars donde se depenshyde de las importaciones es loacutegko que todos los preCios nacionales sean afecshytados al tipo de cambio y al precio inshyternacional del trigo (PIT) sin embargo menos sensible a la variacioacuten del salaacuteshyrio explicado baacutesicamente por los bajos niveles salariales observados en el peshyriodo de estudio y muy probablemente debido a que el salario promedio de la economfa no ridleja de manera muy daacutera la evoluCioacuten del salario sectorial

middotEn el caso de la ECUACION OE LA HARINA el test de Johansen nos sugiere

la presencia de al meacutenos 3 o 4 vectores de cointegradoacuten asumiendo una tenshydencia lineal con interceptomiddot y no tenshydencia asumiendo cinco rezaacutegos La ecuacioacuten de coiacutentegracioacuten de largo plashyzuacute middotobtenida por el procedimiento del test de Johansen nos permitemiddot afirmar que el mercado de harina en el Peruacute pashyra el periodo 1990 2002 se ericuacuteentra integrado y que los precios se mutven en la misma direccioacuten es dedr que cualquier variacioacuten en uno de ellos se transmite perfectamente en el largo plashyzo

PH = 1098373+0613481PT+0937578PIT +0291280S+1892649R

Podemos afirmar que una variadoacuten futura del 1 O en Efl preciacuteonacional del trigo provltgtca una variacioacuten del 61 en el precio de la harina una variacioacuten del 1 OYo del precio internacional del trigo provoca una variacioacuten del 938 en el precio de la harina una variacioacuten del 1 0 en el salario proyoca una variacioacuten del 29 en el precio de la harina y una variacioacuten del 10 del tipo de cambio provoca una variacioacuten del 189 en el precio de la harina

Los resuiIacuteados indican que el precio de la harina es altamente sensible a L fluctuacioacuten del tipo de cambio (R) y al precio internacional del trigo (PIT) debishydo a las riexcliexclzones descritas en el caso del trigo pero menogt sensible a la variacioacuten del precio nacional del trigo por particishypar eacutesle en la industria molinera en un

porcentaje miacutenjmo (1) y tambieacuten al salario

finalmente para el caso de la ECUAmiddot CION OEL PAN el test de johmsen nos indica q11e a un nivel de significancia del 5 la hipoacutetesis nula de cOintegrashycioacuten (cero vectores de uuntegradoacuten) A continuacioacuten presentamos la ecJJacioacuten de largo plazo que explica el comportashymiento del precio del pan y sus determishynantes asumindo una tendencia lineal con intercepto y tendencia asumiendo tres rezagos podemos concluir que el mercado del pan en el Peruacute para el peshyriacuteodomiddot 1990 2002 se encuentra inteshygrado y los precios se mueven en la misshyma direccioacuten es decir que cualquier vashyriacioacuten en uno de los precios se transmishyte perfectamente e el largo plazo

DmATf AGRAIltIltJ RuRAL 221

LPP = 2123831+0373068LPH+0015014LS+ 00019681

Con los resultados riel modelo estishymadaacute podemos afirmar ciexclue una varia doacuten futura del 10 en el precio de la harinlt1 provoca una variacioacuten del 37 en el precio del pan y una variacioacuten del l 0 del salario provoca una variacioacuten del 02V en el precio del pan

lus resultados nos permiten afirmar que el precio del pan es altamente senshysible iexcliexcl la fluctuacioacuten del predo de la harina (ligtH) es loacutegico porque es su principal insumo y poco sensible al sashylario por ser eacutesta una variable que se ha caracleacuterizado por presentar bajosniveshyles dtbido baacutesicamente a la inestabilishydad laboral propios de la liberalizacioacuten de mercado asumida a partir de 1 99 1 y probablemente porque el sa ario promeshydio no refleja claramente la evolucioacuten del salario senorial

Ecuaciones de corto plazo

Una vez verificada la nliacutentegfacioacuten se

ellmoacute el Modtgtlo de Correcooacuten de Errores (Mecanismo de Correccioacuten de

frrores MCfl como una forma de remiddot presentar la transmrsioacuten de precios en el

mercado peruano de la Cadena Agroalishymentaria Trigo t-lariha Pan en el cor-

ro plazo Tal como se desprende del teoshy

rema de Represenldcioacuten de Granger dashy

do rue el mecanismo de transmisioacutenmiddot de

precios cointegra tambieacuten tiene una reshypresentalti()n de correccioacuten de errores

Hay que recordar que el MCES estishyma una relacioacuten en diferencias inclushyyendo como regresores las diferencias rezagadaacutes de las variahles dependie_nmiddot tes los valores rezagados de las variashybles independientes y un teacutermino de coshyrreccioacuten de errores que representa el error de eciexcluilibrio o residuo de la ecuacioacuten de cointegracioacuten (rezagada un periodo) En tste sentido el teacutermino de correccioacuten de errores intuitivamente se interpreta como el atractor hacia el cual converge la dinaacutemica de corto plashyzo pues mide el grado en que la relashycioacuten de largo plazo estaacute fuera de equilishybrio

En ese contexto para el caso del mercado yo ECUACION DEL TRIGO podemos afirmar que alrededor del 225 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plazo en el mercadomiddot peshyruano de la Cadena Agroalimentaria Trishygo - lirina -middot- Pan durante el antildeo (t l ) son corregidos en el siguiente periacuteodo

5 En lo que a estabilidad parameacutetrica se refiere el modelo fue evaluddO por el test de coeshyficientes recursivos la estabilidad estructural de lo residuos de las regresiones se verifishycaraacute mediante la suma acumulada de cmiddotuadrados de los Hsiduos recursivos la prueba de autmurrelaciacuteoacuten del residuo se evaluara con el test del Multiplicador de 1 agrange bajo la hipoacutetesis nula no autocorrelaciacuteoacuten la hereroceddsltciacutedld de la ecuacioacuten de corto plazo se evaluaraacute con el test de White la normalidad de lo errores se evaluaraacute con el test de arque Bera

222 EcuADOR DEBATF

DP1 bull 022425(0324815PITtt-1l+ Ol9118lS(I I)+ 1016678Roaiexcl)+ 0389843DPT(IIl bull 0234271 DPT(tmiddot1l OIOI I85DPITltt-1)0094671 DPITltt-1)00071 71 D8ct-ar0005522DS t-1iexcl+021 2301 DRo arO 1 09086Du)

R ajustado 055

Durbiacuten Watsonc 1 80

Test lM ( 1 ) 00001

]arque y Bera 2 1 4864 log l ikeliacutehood 27424 Schwarz - U5

Ademaacutes ten len do la ecuacioacuten de corto plazo presentado podemos conshycluir que el efecto de las variaciones en el precio internadon a l del trigo (PIT) el 5a laacuterio (S) y el ti po de cambio (1) sobre los cambios del predo naciacuteonal del trishygo (PT) no son persigttentes porque su estructura de rezagos es del oacuterden 2 Asi por ejemplo una variacioacuten del 1 OYo en el PT se explica por una variaacutedoacuten del orden de 389 en un periacuteodo a nte r ior (t- 1 ) y una cafda de su propio pre c io del orden del 2 3 en dos periacuteodos anteriores (t-2) Una variacioacuten del l O en el PIT explica la caiacuteda del PT en 1 0 1 en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden 09 en 0-2) Una variacioacuten del 1 01

DERegresioacuten 004

F Estadfst ico 1 6 1 8 1Pst ARCH (2) 063 Test de White 00001

Akaik1 355 n 1 4

del S expl ica la caiacuteda del PT en 0071 en el periodo (t- 1 ) y 005 en el periacuteoshydo (t-2) Finalmente una variacioacuten del 1 OYo del R explica Ulla variacioacuten de 21 2 en PT en el periacuteodo (t 1 ) y una

middot caiacuteda del 1 09Yltgt en el periacuteodo (t-2) conduyendo que el precio middotnacional del trigo es maacutes sensible a la va riacuteacioacuten de sus propios prec ios y al tipo de cambio

la dinaacutemica de corto plazo para el caso de la ECUACION DE LA HARINA podemos afirmll que a lredPdor del 1 78 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plato NI el middot mercado peshyruano de la cadena Agroalimentcria Trishygo - HaririJ Pan durante el antildeo t- 1 son corregidos en el siguiente

DPiexcl bull - 0017808 (061348lPT(I-tiexcl+0937578PIT1t-1iexcl+0l91l80Siexclt-iexcl + 189264R (l-a+02309l ODPD(I-tr007392DPHiexcl_Jiexcl+024459DPH1aJiexcl- 034051 DPH1gt + Ot55682DPHiexcl5)+ OU330DPT1 ar0234387DPT(I-n- 0075t4DPT1tJ)+000402DPTltt-ltll -004230PT1u1 +008083DPIT (1-1) 003396DPrr1 21+ 003192DPITlttJr000 l 02DPIT H + 006209DPIT1_siexcl-OOIS96D8tt-tr000307DSiexcl_1l +007802DSiexcltJl+0071 t l DS1004498DS (t-)+056287D_oOl469DRo-aiexcl+0375226DaJ)+006ll9Dt-ltll+034534Dt-5)

R ajustado 081 DERegresiacuteoacuten 002 Durbin Watnn 1 66 F Estadiacutestico 2 1 47 Test lM 25) 0064 Test ARCH (3) 036 ]arque y Bera 7856 Test de White 001 3 Log l ikel ihood H880 AkaikP 427 Schwarz 372 n 1 46

Entonces teniendo la ecuacioacuten de cor1o plazo podemos decir que el efecshyto de las variaciones en el precio nacioshynal del trigo (PT) precio internacional del trigo (PIT) el salario (S) y el tipo de cambio (R) sobre los cambios del preshycio de la harina (LPH) son relativamenshyte persistentes porque su estructura de rezagos es del orden 5 En el caso de una variacioacuten del 1 0 en el PH se exshyplica por una variacioacuten de 231 en su propio precio un periacuteodo antes (t- 1 ) y 156 en cinco periacuteodos anteriores (t-5) tras experimentar caiacutedas en el segundo y cuarto periacuteodos anteriores Una variashycioacuten del 1 0 en el PT se explica por una variacioacuten riel orden de 123 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1) y una caiacuteda del orden del 064 en cinco periacuteodos anteriores (t -5) Una variacioacuten del 1 0 en el PIT explica la variacioacuten del precio Je la harina en 081 en el

DfHATE AGRARIO RuRAL 223

middot periacuteodo (t- 1) y del orden 062 en (t-5) Una variacioacuten del 10 del salario explishyca la caiacuteda del precio de la harina en 016 en el periacuteodo t- 1 ) y 045 en el periacuteodo (t-5) y una variacioacuten del 1 0 del tipo de cambio explica una variashycioacuten de 563 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden de 345 en el periacuteodo (t-5) lo que nos hace conshycluir que el precio de la harina es maacutes sensible a las variaciones del tipo de cambio y a la variacioacuten de su propio pmcio

En el caso de la ECUACION DEL PAN podemos afirmar que alrededor del 59 16 de las desviaciones (de la relacioacuten de largo plazo) en el mercado peruano de la Cadeniexcliexcl Agroalimentaria Trigq Harina - Pan en la ecuacioacuten del pan durante el antildeo (t- 1 ) son corregidos en el siguiente

DP=-6591576(0373068PH11tiexcl+OOI50141bull1r0001 968T+022l79DPP111 -00434SDPPiexclziexcl+002807 D PPiexclbull-lr00723DPH11bull11+006 1 01 DPII1_z1-0 1 1 026DPHiexcl1-Jiexcl -004068DSII-ti000948D1-ziexcl + 003 122DS11Jiexcl

K ajustado 08 1 Durbin Watson 1 69 Test LM (25) 0 1 4 ]arque y Hera 1 4825 Log iikelihood 35677 Schwaa - 445

Los resultados de la ecuacioacuten de corto plazo permiten afirmar que el efeCto de las variaciones eu el precio de la harina (PH) y el salario (S sobre los cambios del precio del pan (LPP) no son persistentes porque u estructura de rezagos es del orden 3 por ejemplo una variacioacuten del 1 0 en el PI se expl i -

DERegresioacuten 002 F Estadiacutestico 4806 Test ARCH (2) 01 9 Test de White 0008 Akaike - 467 n 1 48

ca por una variacioacuten del orden de 224 en un periacuteodo anterioacuter (t- 1 ) y 028 de su propio precio etbull tres periacuteoshydos anteriores (t-3) tras experimentar una caiacuteda en el periacuteodo (t-2) Una variashycioacuten del 1 0 en el LPH explica la caiacuteda del IP en 073 en el periacuteodo (t- 1 y del orden de 1 10 en (t-3) y una varia-

224 ErUA10R DFfiAfE

cioacuten dei 1 0 del S explka la ralda del LPP en 041 Yo en El periodo lt- 1 ) y 03 1 u en el periacuteodo (t-3) concluyen do que el precio del pan es maacutes sensible a la variacioacuten de su propio precio y al precio de la harina

Funciones de impulso - respuesta y desshy

composicioacuten de la varianza

Los modelos estimados no pueden ser ana lizados como modelos econoshymeacutetricos tradic ionales en tal sentido a continuacioacuten procedemos a analizar las illterrelaciones entre las variables que lo fotman exa minando )os eftos de shocks sobre la evaluacioacuten en el t iempo de-las variables para lo cual se haraacute uso del anaacutelisis de las funciones de impu lsltJ middot-e respuesta de los modelos est imados no sin 1ntes mencionar que la metodoshylogiacutea de los vectores autorreiexcliexclresiacutevos reshyquieren de la aplicacioacuten de un test que

nos permita los rezagos oacutept imos (JUf ya se dettgtrmin6 en 2 para la cuacioacuten del trigo 5 para la ecuacioacuten de la harina y 3 para Id ecuacioacuten del pan del mismo modo requiere la aplicacioacuten dPI test de causalidad de Granger a traveacutes del cual se va iexcl hacer una correcta ordeniexcliexclciacuteoacuten de las variables en liexcliexcls ecuaciones Inishyc ia lmente tenemos la ecuac ioacuten del trigo y cuya ordenacioacuten de variables fue el salario (S) el precio naclonal del trigo (PT) el tipo de C ilmbio (R) y el precio in middot ternacional del trigo (PIT) middot

A partir d( las relac iones estimadas en la ECUACION OH TRIGO se proceshydioacute a simular tanto los efectos de una

middot var iacioacuten en el precio nacional del trishygo precio internacional del trigocomo del t ipo de cambio y el salario obteshyn ieacutendose cpmo resultados cuatro esceshynarios que son resumidos a continuashycioacuten en el graacutefico 2

Graacutefico NIJ 2 Fnd6fi llflalsoacute Res de la Ec11iexcliexcldoacuten 1 irrgo middot middot iexcl 1 bull - - bull

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-- _ L (t bullbull bull Jmiddotmiddotmiddotmiddot-irmiddotmiddotmiddot- - middot M---f_ __ _ ____ iquest __ J -

0 (14

r) Respeue of S to One SD lmunraiiacuteou

0 10

o os

0 06

0 04

0 1)2

0 00

bull OOJ 4 14

--middot-middot S --Jo- R

1oacute 18 20

DmATf AGRAIltIltJ RuRAL 221

LPP = 2123831+0373068LPH+0015014LS+ 00019681

Con los resultados riel modelo estishymadaacute podemos afirmar ciexclue una varia doacuten futura del 10 en el precio de la harinlt1 provoca una variacioacuten del 37 en el precio del pan y una variacioacuten del l 0 del salario provoca una variacioacuten del 02V en el precio del pan

lus resultados nos permiten afirmar que el precio del pan es altamente senshysible iexcliexcl la fluctuacioacuten del predo de la harina (ligtH) es loacutegico porque es su principal insumo y poco sensible al sashylario por ser eacutesta una variable que se ha caracleacuterizado por presentar bajosniveshyles dtbido baacutesicamente a la inestabilishydad laboral propios de la liberalizacioacuten de mercado asumida a partir de 1 99 1 y probablemente porque el sa ario promeshydio no refleja claramente la evolucioacuten del salario senorial

Ecuaciones de corto plazo

Una vez verificada la nliacutentegfacioacuten se

ellmoacute el Modtgtlo de Correcooacuten de Errores (Mecanismo de Correccioacuten de

frrores MCfl como una forma de remiddot presentar la transmrsioacuten de precios en el

mercado peruano de la Cadena Agroalishymentaria Trigo t-lariha Pan en el cor-

ro plazo Tal como se desprende del teoshy

rema de Represenldcioacuten de Granger dashy

do rue el mecanismo de transmisioacutenmiddot de

precios cointegra tambieacuten tiene una reshypresentalti()n de correccioacuten de errores

Hay que recordar que el MCES estishyma una relacioacuten en diferencias inclushyyendo como regresores las diferencias rezagadaacutes de las variahles dependie_nmiddot tes los valores rezagados de las variashybles independientes y un teacutermino de coshyrreccioacuten de errores que representa el error de eciexcluilibrio o residuo de la ecuacioacuten de cointegracioacuten (rezagada un periodo) En tste sentido el teacutermino de correccioacuten de errores intuitivamente se interpreta como el atractor hacia el cual converge la dinaacutemica de corto plashyzo pues mide el grado en que la relashycioacuten de largo plazo estaacute fuera de equilishybrio

En ese contexto para el caso del mercado yo ECUACION DEL TRIGO podemos afirmar que alrededor del 225 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plazo en el mercadomiddot peshyruano de la Cadena Agroalimentaria Trishygo - lirina -middot- Pan durante el antildeo (t l ) son corregidos en el siguiente periacuteodo

5 En lo que a estabilidad parameacutetrica se refiere el modelo fue evaluddO por el test de coeshyficientes recursivos la estabilidad estructural de lo residuos de las regresiones se verifishycaraacute mediante la suma acumulada de cmiddotuadrados de los Hsiduos recursivos la prueba de autmurrelaciacuteoacuten del residuo se evaluara con el test del Multiplicador de 1 agrange bajo la hipoacutetesis nula no autocorrelaciacuteoacuten la hereroceddsltciacutedld de la ecuacioacuten de corto plazo se evaluaraacute con el test de White la normalidad de lo errores se evaluaraacute con el test de arque Bera

222 EcuADOR DEBATF

DP1 bull 022425(0324815PITtt-1l+ Ol9118lS(I I)+ 1016678Roaiexcl)+ 0389843DPT(IIl bull 0234271 DPT(tmiddot1l OIOI I85DPITltt-1)0094671 DPITltt-1)00071 71 D8ct-ar0005522DS t-1iexcl+021 2301 DRo arO 1 09086Du)

R ajustado 055

Durbiacuten Watsonc 1 80

Test lM ( 1 ) 00001

]arque y Bera 2 1 4864 log l ikeliacutehood 27424 Schwarz - U5

Ademaacutes ten len do la ecuacioacuten de corto plazo presentado podemos conshycluir que el efecto de las variaciones en el precio internadon a l del trigo (PIT) el 5a laacuterio (S) y el ti po de cambio (1) sobre los cambios del predo naciacuteonal del trishygo (PT) no son persigttentes porque su estructura de rezagos es del oacuterden 2 Asi por ejemplo una variacioacuten del 1 OYo en el PT se explica por una variaacutedoacuten del orden de 389 en un periacuteodo a nte r ior (t- 1 ) y una cafda de su propio pre c io del orden del 2 3 en dos periacuteodos anteriores (t-2) Una variacioacuten del l O en el PIT explica la caiacuteda del PT en 1 0 1 en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden 09 en 0-2) Una variacioacuten del 1 01

DERegresioacuten 004

F Estadfst ico 1 6 1 8 1Pst ARCH (2) 063 Test de White 00001

Akaik1 355 n 1 4

del S expl ica la caiacuteda del PT en 0071 en el periodo (t- 1 ) y 005 en el periacuteoshydo (t-2) Finalmente una variacioacuten del 1 OYo del R explica Ulla variacioacuten de 21 2 en PT en el periacuteodo (t 1 ) y una

middot caiacuteda del 1 09Yltgt en el periacuteodo (t-2) conduyendo que el precio middotnacional del trigo es maacutes sensible a la va riacuteacioacuten de sus propios prec ios y al tipo de cambio

la dinaacutemica de corto plazo para el caso de la ECUACION DE LA HARINA podemos afirmll que a lredPdor del 1 78 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plato NI el middot mercado peshyruano de la cadena Agroalimentcria Trishygo - HaririJ Pan durante el antildeo t- 1 son corregidos en el siguiente

DPiexcl bull - 0017808 (061348lPT(I-tiexcl+0937578PIT1t-1iexcl+0l91l80Siexclt-iexcl + 189264R (l-a+02309l ODPD(I-tr007392DPHiexcl_Jiexcl+024459DPH1aJiexcl- 034051 DPH1gt + Ot55682DPHiexcl5)+ OU330DPT1 ar0234387DPT(I-n- 0075t4DPT1tJ)+000402DPTltt-ltll -004230PT1u1 +008083DPIT (1-1) 003396DPrr1 21+ 003192DPITlttJr000 l 02DPIT H + 006209DPIT1_siexcl-OOIS96D8tt-tr000307DSiexcl_1l +007802DSiexcltJl+0071 t l DS1004498DS (t-)+056287D_oOl469DRo-aiexcl+0375226DaJ)+006ll9Dt-ltll+034534Dt-5)

R ajustado 081 DERegresiacuteoacuten 002 Durbin Watnn 1 66 F Estadiacutestico 2 1 47 Test lM 25) 0064 Test ARCH (3) 036 ]arque y Bera 7856 Test de White 001 3 Log l ikel ihood H880 AkaikP 427 Schwarz 372 n 1 46

Entonces teniendo la ecuacioacuten de cor1o plazo podemos decir que el efecshyto de las variaciones en el precio nacioshynal del trigo (PT) precio internacional del trigo (PIT) el salario (S) y el tipo de cambio (R) sobre los cambios del preshycio de la harina (LPH) son relativamenshyte persistentes porque su estructura de rezagos es del orden 5 En el caso de una variacioacuten del 1 0 en el PH se exshyplica por una variacioacuten de 231 en su propio precio un periacuteodo antes (t- 1 ) y 156 en cinco periacuteodos anteriores (t-5) tras experimentar caiacutedas en el segundo y cuarto periacuteodos anteriores Una variashycioacuten del 1 0 en el PT se explica por una variacioacuten riel orden de 123 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1) y una caiacuteda del orden del 064 en cinco periacuteodos anteriores (t -5) Una variacioacuten del 1 0 en el PIT explica la variacioacuten del precio Je la harina en 081 en el

DfHATE AGRARIO RuRAL 223

middot periacuteodo (t- 1) y del orden 062 en (t-5) Una variacioacuten del 10 del salario explishyca la caiacuteda del precio de la harina en 016 en el periacuteodo t- 1 ) y 045 en el periacuteodo (t-5) y una variacioacuten del 1 0 del tipo de cambio explica una variashycioacuten de 563 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden de 345 en el periacuteodo (t-5) lo que nos hace conshycluir que el precio de la harina es maacutes sensible a las variaciones del tipo de cambio y a la variacioacuten de su propio pmcio

En el caso de la ECUACION DEL PAN podemos afirmar que alrededor del 59 16 de las desviaciones (de la relacioacuten de largo plazo) en el mercado peruano de la Cadeniexcliexcl Agroalimentaria Trigq Harina - Pan en la ecuacioacuten del pan durante el antildeo (t- 1 ) son corregidos en el siguiente

DP=-6591576(0373068PH11tiexcl+OOI50141bull1r0001 968T+022l79DPP111 -00434SDPPiexclziexcl+002807 D PPiexclbull-lr00723DPH11bull11+006 1 01 DPII1_z1-0 1 1 026DPHiexcl1-Jiexcl -004068DSII-ti000948D1-ziexcl + 003 122DS11Jiexcl

K ajustado 08 1 Durbin Watson 1 69 Test LM (25) 0 1 4 ]arque y Hera 1 4825 Log iikelihood 35677 Schwaa - 445

Los resultados de la ecuacioacuten de corto plazo permiten afirmar que el efeCto de las variaciones eu el precio de la harina (PH) y el salario (S sobre los cambios del precio del pan (LPP) no son persistentes porque u estructura de rezagos es del orden 3 por ejemplo una variacioacuten del 1 0 en el PI se expl i -

DERegresioacuten 002 F Estadiacutestico 4806 Test ARCH (2) 01 9 Test de White 0008 Akaike - 467 n 1 48

ca por una variacioacuten del orden de 224 en un periacuteodo anterioacuter (t- 1 ) y 028 de su propio precio etbull tres periacuteoshydos anteriores (t-3) tras experimentar una caiacuteda en el periacuteodo (t-2) Una variashycioacuten del 1 0 en el LPH explica la caiacuteda del IP en 073 en el periacuteodo (t- 1 y del orden de 1 10 en (t-3) y una varia-

224 ErUA10R DFfiAfE

cioacuten dei 1 0 del S explka la ralda del LPP en 041 Yo en El periodo lt- 1 ) y 03 1 u en el periacuteodo (t-3) concluyen do que el precio del pan es maacutes sensible a la variacioacuten de su propio precio y al precio de la harina

Funciones de impulso - respuesta y desshy

composicioacuten de la varianza

Los modelos estimados no pueden ser ana lizados como modelos econoshymeacutetricos tradic ionales en tal sentido a continuacioacuten procedemos a analizar las illterrelaciones entre las variables que lo fotman exa minando )os eftos de shocks sobre la evaluacioacuten en el t iempo de-las variables para lo cual se haraacute uso del anaacutelisis de las funciones de impu lsltJ middot-e respuesta de los modelos est imados no sin 1ntes mencionar que la metodoshylogiacutea de los vectores autorreiexcliexclresiacutevos reshyquieren de la aplicacioacuten de un test que

nos permita los rezagos oacutept imos (JUf ya se dettgtrmin6 en 2 para la cuacioacuten del trigo 5 para la ecuacioacuten de la harina y 3 para Id ecuacioacuten del pan del mismo modo requiere la aplicacioacuten dPI test de causalidad de Granger a traveacutes del cual se va iexcl hacer una correcta ordeniexcliexclciacuteoacuten de las variables en liexcliexcls ecuaciones Inishyc ia lmente tenemos la ecuac ioacuten del trigo y cuya ordenacioacuten de variables fue el salario (S) el precio naclonal del trigo (PT) el tipo de C ilmbio (R) y el precio in middot ternacional del trigo (PIT) middot

A partir d( las relac iones estimadas en la ECUACION OH TRIGO se proceshydioacute a simular tanto los efectos de una

middot var iacioacuten en el precio nacional del trishygo precio internacional del trigocomo del t ipo de cambio y el salario obteshyn ieacutendose cpmo resultados cuatro esceshynarios que son resumidos a continuashycioacuten en el graacutefico 2

Graacutefico NIJ 2 Fnd6fi llflalsoacute Res de la Ec11iexcliexcldoacuten 1 irrgo middot middot iexcl 1 bull - - bull

a) Respo-e of PT iu One S D lnJuwatioshyon4 --------------==========------

=1

0 03

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1 4 G 8 10 iexcliexcl

Q e a a

14 16

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18 JO

IJERAH A(RARIO RURAl 225

h) Response ofPIT fa 011e SD btnovations

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1oacute 18 20

222 EcuADOR DEBATF

DP1 bull 022425(0324815PITtt-1l+ Ol9118lS(I I)+ 1016678Roaiexcl)+ 0389843DPT(IIl bull 0234271 DPT(tmiddot1l OIOI I85DPITltt-1)0094671 DPITltt-1)00071 71 D8ct-ar0005522DS t-1iexcl+021 2301 DRo arO 1 09086Du)

R ajustado 055

Durbiacuten Watsonc 1 80

Test lM ( 1 ) 00001

]arque y Bera 2 1 4864 log l ikeliacutehood 27424 Schwarz - U5

Ademaacutes ten len do la ecuacioacuten de corto plazo presentado podemos conshycluir que el efecto de las variaciones en el precio internadon a l del trigo (PIT) el 5a laacuterio (S) y el ti po de cambio (1) sobre los cambios del predo naciacuteonal del trishygo (PT) no son persigttentes porque su estructura de rezagos es del oacuterden 2 Asi por ejemplo una variacioacuten del 1 OYo en el PT se explica por una variaacutedoacuten del orden de 389 en un periacuteodo a nte r ior (t- 1 ) y una cafda de su propio pre c io del orden del 2 3 en dos periacuteodos anteriores (t-2) Una variacioacuten del l O en el PIT explica la caiacuteda del PT en 1 0 1 en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden 09 en 0-2) Una variacioacuten del 1 01

DERegresioacuten 004

F Estadfst ico 1 6 1 8 1Pst ARCH (2) 063 Test de White 00001

Akaik1 355 n 1 4

del S expl ica la caiacuteda del PT en 0071 en el periodo (t- 1 ) y 005 en el periacuteoshydo (t-2) Finalmente una variacioacuten del 1 OYo del R explica Ulla variacioacuten de 21 2 en PT en el periacuteodo (t 1 ) y una

middot caiacuteda del 1 09Yltgt en el periacuteodo (t-2) conduyendo que el precio middotnacional del trigo es maacutes sensible a la va riacuteacioacuten de sus propios prec ios y al tipo de cambio

la dinaacutemica de corto plazo para el caso de la ECUACION DE LA HARINA podemos afirmll que a lredPdor del 1 78 de las desviaciones de la relashycioacuten de largo plato NI el middot mercado peshyruano de la cadena Agroalimentcria Trishygo - HaririJ Pan durante el antildeo t- 1 son corregidos en el siguiente

DPiexcl bull - 0017808 (061348lPT(I-tiexcl+0937578PIT1t-1iexcl+0l91l80Siexclt-iexcl + 189264R (l-a+02309l ODPD(I-tr007392DPHiexcl_Jiexcl+024459DPH1aJiexcl- 034051 DPH1gt + Ot55682DPHiexcl5)+ OU330DPT1 ar0234387DPT(I-n- 0075t4DPT1tJ)+000402DPTltt-ltll -004230PT1u1 +008083DPIT (1-1) 003396DPrr1 21+ 003192DPITlttJr000 l 02DPIT H + 006209DPIT1_siexcl-OOIS96D8tt-tr000307DSiexcl_1l +007802DSiexcltJl+0071 t l DS1004498DS (t-)+056287D_oOl469DRo-aiexcl+0375226DaJ)+006ll9Dt-ltll+034534Dt-5)

R ajustado 081 DERegresiacuteoacuten 002 Durbin Watnn 1 66 F Estadiacutestico 2 1 47 Test lM 25) 0064 Test ARCH (3) 036 ]arque y Bera 7856 Test de White 001 3 Log l ikel ihood H880 AkaikP 427 Schwarz 372 n 1 46

Entonces teniendo la ecuacioacuten de cor1o plazo podemos decir que el efecshyto de las variaciones en el precio nacioshynal del trigo (PT) precio internacional del trigo (PIT) el salario (S) y el tipo de cambio (R) sobre los cambios del preshycio de la harina (LPH) son relativamenshyte persistentes porque su estructura de rezagos es del orden 5 En el caso de una variacioacuten del 1 0 en el PH se exshyplica por una variacioacuten de 231 en su propio precio un periacuteodo antes (t- 1 ) y 156 en cinco periacuteodos anteriores (t-5) tras experimentar caiacutedas en el segundo y cuarto periacuteodos anteriores Una variashycioacuten del 1 0 en el PT se explica por una variacioacuten riel orden de 123 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1) y una caiacuteda del orden del 064 en cinco periacuteodos anteriores (t -5) Una variacioacuten del 1 0 en el PIT explica la variacioacuten del precio Je la harina en 081 en el

DfHATE AGRARIO RuRAL 223

middot periacuteodo (t- 1) y del orden 062 en (t-5) Una variacioacuten del 10 del salario explishyca la caiacuteda del precio de la harina en 016 en el periacuteodo t- 1 ) y 045 en el periacuteodo (t-5) y una variacioacuten del 1 0 del tipo de cambio explica una variashycioacuten de 563 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden de 345 en el periacuteodo (t-5) lo que nos hace conshycluir que el precio de la harina es maacutes sensible a las variaciones del tipo de cambio y a la variacioacuten de su propio pmcio

En el caso de la ECUACION DEL PAN podemos afirmar que alrededor del 59 16 de las desviaciones (de la relacioacuten de largo plazo) en el mercado peruano de la Cadeniexcliexcl Agroalimentaria Trigq Harina - Pan en la ecuacioacuten del pan durante el antildeo (t- 1 ) son corregidos en el siguiente

DP=-6591576(0373068PH11tiexcl+OOI50141bull1r0001 968T+022l79DPP111 -00434SDPPiexclziexcl+002807 D PPiexclbull-lr00723DPH11bull11+006 1 01 DPII1_z1-0 1 1 026DPHiexcl1-Jiexcl -004068DSII-ti000948D1-ziexcl + 003 122DS11Jiexcl

K ajustado 08 1 Durbin Watson 1 69 Test LM (25) 0 1 4 ]arque y Hera 1 4825 Log iikelihood 35677 Schwaa - 445

Los resultados de la ecuacioacuten de corto plazo permiten afirmar que el efeCto de las variaciones eu el precio de la harina (PH) y el salario (S sobre los cambios del precio del pan (LPP) no son persistentes porque u estructura de rezagos es del orden 3 por ejemplo una variacioacuten del 1 0 en el PI se expl i -

DERegresioacuten 002 F Estadiacutestico 4806 Test ARCH (2) 01 9 Test de White 0008 Akaike - 467 n 1 48

ca por una variacioacuten del orden de 224 en un periacuteodo anterioacuter (t- 1 ) y 028 de su propio precio etbull tres periacuteoshydos anteriores (t-3) tras experimentar una caiacuteda en el periacuteodo (t-2) Una variashycioacuten del 1 0 en el LPH explica la caiacuteda del IP en 073 en el periacuteodo (t- 1 y del orden de 1 10 en (t-3) y una varia-

224 ErUA10R DFfiAfE

cioacuten dei 1 0 del S explka la ralda del LPP en 041 Yo en El periodo lt- 1 ) y 03 1 u en el periacuteodo (t-3) concluyen do que el precio del pan es maacutes sensible a la variacioacuten de su propio precio y al precio de la harina

Funciones de impulso - respuesta y desshy

composicioacuten de la varianza

Los modelos estimados no pueden ser ana lizados como modelos econoshymeacutetricos tradic ionales en tal sentido a continuacioacuten procedemos a analizar las illterrelaciones entre las variables que lo fotman exa minando )os eftos de shocks sobre la evaluacioacuten en el t iempo de-las variables para lo cual se haraacute uso del anaacutelisis de las funciones de impu lsltJ middot-e respuesta de los modelos est imados no sin 1ntes mencionar que la metodoshylogiacutea de los vectores autorreiexcliexclresiacutevos reshyquieren de la aplicacioacuten de un test que

nos permita los rezagos oacutept imos (JUf ya se dettgtrmin6 en 2 para la cuacioacuten del trigo 5 para la ecuacioacuten de la harina y 3 para Id ecuacioacuten del pan del mismo modo requiere la aplicacioacuten dPI test de causalidad de Granger a traveacutes del cual se va iexcl hacer una correcta ordeniexcliexclciacuteoacuten de las variables en liexcliexcls ecuaciones Inishyc ia lmente tenemos la ecuac ioacuten del trigo y cuya ordenacioacuten de variables fue el salario (S) el precio naclonal del trigo (PT) el tipo de C ilmbio (R) y el precio in middot ternacional del trigo (PIT) middot

A partir d( las relac iones estimadas en la ECUACION OH TRIGO se proceshydioacute a simular tanto los efectos de una

middot var iacioacuten en el precio nacional del trishygo precio internacional del trigocomo del t ipo de cambio y el salario obteshyn ieacutendose cpmo resultados cuatro esceshynarios que son resumidos a continuashycioacuten en el graacutefico 2

Graacutefico NIJ 2 Fnd6fi llflalsoacute Res de la Ec11iexcliexcldoacuten 1 irrgo middot middot iexcl 1 bull - - bull

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--middot-middot S --Jo- R

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Entonces teniendo la ecuacioacuten de cor1o plazo podemos decir que el efecshyto de las variaciones en el precio nacioshynal del trigo (PT) precio internacional del trigo (PIT) el salario (S) y el tipo de cambio (R) sobre los cambios del preshycio de la harina (LPH) son relativamenshyte persistentes porque su estructura de rezagos es del orden 5 En el caso de una variacioacuten del 1 0 en el PH se exshyplica por una variacioacuten de 231 en su propio precio un periacuteodo antes (t- 1 ) y 156 en cinco periacuteodos anteriores (t-5) tras experimentar caiacutedas en el segundo y cuarto periacuteodos anteriores Una variashycioacuten del 1 0 en el PT se explica por una variacioacuten riel orden de 123 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1) y una caiacuteda del orden del 064 en cinco periacuteodos anteriores (t -5) Una variacioacuten del 1 0 en el PIT explica la variacioacuten del precio Je la harina en 081 en el

DfHATE AGRARIO RuRAL 223

middot periacuteodo (t- 1) y del orden 062 en (t-5) Una variacioacuten del 10 del salario explishyca la caiacuteda del precio de la harina en 016 en el periacuteodo t- 1 ) y 045 en el periacuteodo (t-5) y una variacioacuten del 1 0 del tipo de cambio explica una variashycioacuten de 563 en el precio de la harina en el periacuteodo (t- 1 ) y del orden de 345 en el periacuteodo (t-5) lo que nos hace conshycluir que el precio de la harina es maacutes sensible a las variaciones del tipo de cambio y a la variacioacuten de su propio pmcio

En el caso de la ECUACION DEL PAN podemos afirmar que alrededor del 59 16 de las desviaciones (de la relacioacuten de largo plazo) en el mercado peruano de la Cadeniexcliexcl Agroalimentaria Trigq Harina - Pan en la ecuacioacuten del pan durante el antildeo (t- 1 ) son corregidos en el siguiente

DP=-6591576(0373068PH11tiexcl+OOI50141bull1r0001 968T+022l79DPP111 -00434SDPPiexclziexcl+002807 D PPiexclbull-lr00723DPH11bull11+006 1 01 DPII1_z1-0 1 1 026DPHiexcl1-Jiexcl -004068DSII-ti000948D1-ziexcl + 003 122DS11Jiexcl

K ajustado 08 1 Durbin Watson 1 69 Test LM (25) 0 1 4 ]arque y Hera 1 4825 Log iikelihood 35677 Schwaa - 445

Los resultados de la ecuacioacuten de corto plazo permiten afirmar que el efeCto de las variaciones eu el precio de la harina (PH) y el salario (S sobre los cambios del precio del pan (LPP) no son persistentes porque u estructura de rezagos es del orden 3 por ejemplo una variacioacuten del 1 0 en el PI se expl i -

DERegresioacuten 002 F Estadiacutestico 4806 Test ARCH (2) 01 9 Test de White 0008 Akaike - 467 n 1 48

ca por una variacioacuten del orden de 224 en un periacuteodo anterioacuter (t- 1 ) y 028 de su propio precio etbull tres periacuteoshydos anteriores (t-3) tras experimentar una caiacuteda en el periacuteodo (t-2) Una variashycioacuten del 1 0 en el LPH explica la caiacuteda del IP en 073 en el periacuteodo (t- 1 y del orden de 1 10 en (t-3) y una varia-

224 ErUA10R DFfiAfE

cioacuten dei 1 0 del S explka la ralda del LPP en 041 Yo en El periodo lt- 1 ) y 03 1 u en el periacuteodo (t-3) concluyen do que el precio del pan es maacutes sensible a la variacioacuten de su propio precio y al precio de la harina

Funciones de impulso - respuesta y desshy

composicioacuten de la varianza

Los modelos estimados no pueden ser ana lizados como modelos econoshymeacutetricos tradic ionales en tal sentido a continuacioacuten procedemos a analizar las illterrelaciones entre las variables que lo fotman exa minando )os eftos de shocks sobre la evaluacioacuten en el t iempo de-las variables para lo cual se haraacute uso del anaacutelisis de las funciones de impu lsltJ middot-e respuesta de los modelos est imados no sin 1ntes mencionar que la metodoshylogiacutea de los vectores autorreiexcliexclresiacutevos reshyquieren de la aplicacioacuten de un test que

nos permita los rezagos oacutept imos (JUf ya se dettgtrmin6 en 2 para la cuacioacuten del trigo 5 para la ecuacioacuten de la harina y 3 para Id ecuacioacuten del pan del mismo modo requiere la aplicacioacuten dPI test de causalidad de Granger a traveacutes del cual se va iexcl hacer una correcta ordeniexcliexclciacuteoacuten de las variables en liexcliexcls ecuaciones Inishyc ia lmente tenemos la ecuac ioacuten del trigo y cuya ordenacioacuten de variables fue el salario (S) el precio naclonal del trigo (PT) el tipo de C ilmbio (R) y el precio in middot ternacional del trigo (PIT) middot

A partir d( las relac iones estimadas en la ECUACION OH TRIGO se proceshydioacute a simular tanto los efectos de una

middot var iacioacuten en el precio nacional del trishygo precio internacional del trigocomo del t ipo de cambio y el salario obteshyn ieacutendose cpmo resultados cuatro esceshynarios que son resumidos a continuashycioacuten en el graacutefico 2

Graacutefico NIJ 2 Fnd6fi llflalsoacute Res de la Ec11iexcliexcldoacuten 1 irrgo middot middot iexcl 1 bull - - bull

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1 4 G 8 10 iexcliexcl

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14 16

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18 JO

IJERAH A(RARIO RURAl 225

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0 (14

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1oacute 18 20

224 ErUA10R DFfiAfE

cioacuten dei 1 0 del S explka la ralda del LPP en 041 Yo en El periodo lt- 1 ) y 03 1 u en el periacuteodo (t-3) concluyen do que el precio del pan es maacutes sensible a la variacioacuten de su propio precio y al precio de la harina

Funciones de impulso - respuesta y desshy

composicioacuten de la varianza

Los modelos estimados no pueden ser ana lizados como modelos econoshymeacutetricos tradic ionales en tal sentido a continuacioacuten procedemos a analizar las illterrelaciones entre las variables que lo fotman exa minando )os eftos de shocks sobre la evaluacioacuten en el t iempo de-las variables para lo cual se haraacute uso del anaacutelisis de las funciones de impu lsltJ middot-e respuesta de los modelos est imados no sin 1ntes mencionar que la metodoshylogiacutea de los vectores autorreiexcliexclresiacutevos reshyquieren de la aplicacioacuten de un test que

nos permita los rezagos oacutept imos (JUf ya se dettgtrmin6 en 2 para la cuacioacuten del trigo 5 para la ecuacioacuten de la harina y 3 para Id ecuacioacuten del pan del mismo modo requiere la aplicacioacuten dPI test de causalidad de Granger a traveacutes del cual se va iexcl hacer una correcta ordeniexcliexclciacuteoacuten de las variables en liexcliexcls ecuaciones Inishyc ia lmente tenemos la ecuac ioacuten del trigo y cuya ordenacioacuten de variables fue el salario (S) el precio naclonal del trigo (PT) el tipo de C ilmbio (R) y el precio in middot ternacional del trigo (PIT) middot

A partir d( las relac iones estimadas en la ECUACION OH TRIGO se proceshydioacute a simular tanto los efectos de una

middot var iacioacuten en el precio nacional del trishygo precio internacional del trigocomo del t ipo de cambio y el salario obteshyn ieacutendose cpmo resultados cuatro esceshynarios que son resumidos a continuashycioacuten en el graacutefico 2

Graacutefico NIJ 2 Fnd6fi llflalsoacute Res de la Ec11iexcliexcldoacuten 1 irrgo middot middot iexcl 1 bull - - bull

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226 EcuADOR DEBATE

d) Response ofR to Ou SD ratiou 006

(104

O Jll

000

o Ol - 6 ltgt 6

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4 6

En el caso del escenario a se obshyserva que a nte una variacioacuten en el preshycio naciona l del trigo el precio internashycional t iene un efecto lento sobre los precios de la cadena pues muestril u na l igera caiacuteda en el periacuteodo 4 y se recupeshyra lentamente hasta el periacuteodo 9 para luego d i siprse ante la variacioacuten de su propio precio eacuteste experi menta una caiacuteda hasta el periacuteodo 9 en el que S esmiddot tabi l iza el salario tiene una reaccioacuten positiva experimentando un a lza en el periacuteodo 4 y disipaacutendose a partir de el lo el tipo de cambio reacciona posit ivashymente Hflejando un a lza hasta el periacuteomiddot do 6 y disipaacutendoe a partir de a l l iacute mosshytrando una relativa persistencia en el tiempo e l precio i nternaciona l del trigo ante cambios en el precio nacional del trigo para periacuteodo futuros Evidencianshydo que e l precio nacional del trigo

14 16 18 20

muestra persistencia de ajuste en e l tiempo frente a la variacioacuten del precio internacional del trigo y de siacute mismo

En escenariomiddot b muestra que ante una fluctuacioacuten del precio i nternaciacutetmal del trigo el precio nacional del mismo experimenta un alza a pani1 del periacuteodo 4 hasta e l 9 d i sipaacutendose posteriormente En el escenario e refiere que ante Cimbios en el salario el preoo nacional del trigo experimenta pequentildeas varia shyciones entre positivas y negativas hasta el periacuteodo 1 O luego se disipa En tanto el escenario d i nd ica que como proshyducto de una variacioacuten en el t ipo de cambio el precio nacional del trigo se estabil iza a partir del periacuteodo 5

En e l caso de la ECUACION DE LA

HARINA en base a l a prueba de causashyl idad de Granger el orden de l as variashybles tomadas en cuenta fueron el sala-

rio (S) el precio nacional del trigo (PT) el tipo de cambio (R) el precio internashycional del trigo (PI11 y el precio de la

lJEBATf AGRARIO RURAt 227

harina (PH) Obtenieacutendose como resulshytados cinco escenarios que son resumishydos a continuacioacuten en el graacutefico 3

Graacutefico No 1 Funcioacuten Impulso - Respuesta de la Ecuacioacuten de la Harina

a) Re-onse of PH to One SD (I AJ6

bull bull - -

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b) Response ofPT to One SD Innovations (16

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228 t( tADUR DEBIH

e Kesponse or fi1 10 une igtD Uumluwvaiions (1 (1

middot (1 (14 bull bull 1 bull bull bull bull

(1 (11 1 bull - - middot middot middot middot middot middot middot middot middot 111

middot- middot middot -middotmiddot- middot - - middot middot middot - middot middot middotmiddot middot middotmiddotmiddot middotmiddotmiddotmiddot-middot middotmiddotmiddotmiddot middotmiddotmiddotmiddotmiddotmiddotmiddotmiddotmiddotmiddotmiddotmiddotmiddot -- middotrmiddot-middotmiddot -- - amp 11

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Dlttl M lt AGRARIO RuRAL 229

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El esLenario r muestra q ue como producto de las variaciones en el precio de la harina eacuteste sube hasta el periacuteodo 7 disipaacutendose a partir de ello el tipo de cambio tiene un comportamiento positi middot vo hasta el periacuteodo 4 y luego experiacute menta una lenta caiacuteda hasta el periacuteodo 9 a part ir dr a l l iacute se disipa el prec io na oacuteonal del trigo t iene un cornportamienmiddot to negativo hasta el periacuteodo H disipaacutenshydose a partir de a l l iacute el sa lar lo cae l igeshyramente hasta el periacuteodo 8 en el que se estabi l iza asiacute mismo el prer iacuteo internashycional del trigo txperimenta una caiacuteda lenta hasta el periacuteodo 8 en e l que se middotshylabi l iza concl uyendo que las va ricblt que i ntervienen en l a ecuacioacuten de l hiexcl middot

rina son relativamente pergtIacuteSientes en PI t iempo a partir de las variaciones en el precio de la harina

10 12 14 16 lS 20

En esnnario b indica q ue a con secuencia de las variaciones en el preshycio nacional del trigo el precio de la harina experimenta una caiacuteda en el peshyriacuteodo 2 l uego se recupera hasta el punshyto 9 donde se disipa En escenarios lt Sf observa que a n te variadones en el precio internacional del trigo el precio de 1lt harina sube en e l periacuteodo b y calt en el 8 para norm a l izarse desde a l l iacute En tanto el escenario d gte percihe gue ante variacuteaciacuteonlts del sala rio el precio de la harma sube lentamente hasta el peshyriacuteodo 9 para estabi l izarstmiddot desde a l l iacute y en el caso del escenario e si el tiacutepo de cambio variacutea el precio de la harina sube hasta el punto 5 cae en el periacuteodo 7 se reltupera y se estabi l iza a partir del pe shyriacuteodo 9

230 EcuADOR DEBATE

Obedeciendo los resultados obtenishydos a traveacutes del test de causa lidad de Granger fa ordenacioacuten de las variables para el caso de la ECUACION OEL

PAN fue el salario (LS) el precio de la harina (PH) y el precio del pan (Pf) Obshytenieacutendose como resultado tres escenashyrios que son resumidos en el graacutefico 4

Graacutefico No 4 Funci6n Impulso - Respuesta de la Ecuac16n de l Pan

a) Jitesponse of PP m One SD lnnovadons 0 04 -r--------------------------------------------

0 03 - -laquormiddot-dJr--__----middot__middotmiddot---------middotmiddot-lmiddotmiddot-middotmiddot

O DO - 11(_ bull ---- ___ - - bull - - - bull - - - a bull

- - a bull D bull a ca bull - o o 1 -r--r---r--------r----r- bull --bullbull -----------------r--1

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18 20

DEBA AGRARIO RURAL 231

e) Respoase of S iD One SD Innovatioas 0 10

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o 00 o o - bull

O DJ 10 ll l4 16 1a lO

1 -- PP - PH -- s

E l escenario a precisa que ante vashyriaciones del precio del pan el precio de la harina sube en el periodo 1 y cae en el 4 l uego se recupera lentamente hasta el periacuteodo 1 O para estab i l izarse en l a variacioacuten de su propi o precio cae hasta el periacuteodo 6 en el q ue se dis ipa el sa lario cae hastiexcliexcl e l periacuteodo 4 y se reshycupera hasta el 6 normal izaacute ndose a parshytir de este periacuteodo concluyendQ que la fluctuacioacuten del prec io de la harina es maacutes persistente en el t iernpo ante variashyciones del prec io del pan

E l escenario b muestra que como producto de la variac ioacuten en el precio de la hari na el precio del pan cae l igerashymente hasta el periacuteodo 5 en el que se normal iza En tanto el escenario e reshyfiere que ante cambios en el sa lario d precio del pan cae l igeramente en el peshyriacuteodo 3 y se recupera en e l periacuteodo 5 limiddot tabi l izaacutendose a part ir de el lo

Finalmente rea l izamos u n anaacutelisis de la descomposicioacuten de la varianza del

error de predicc ioacuten para 20 periacuteodos (meses) a traveacutes de este test se va a identificar el poder de expl icacioacuten del error de prediccioacuten que cada va riable asume en la ecuacioacuten en un periacuteodo deshytermi nado

Los resultados del modelo de l a ECUACION DEL TRIGO muestran que el precio nacional del trigo es una variashyble endoacutegena en el segundo periacuteodo el 8040Yo de IltJ varianza del error de preshydiccioacuten queda explicadiexcliexcl por sus propias variaciones y que disminuye sustancialshymenle hasta el periacuteodo 9 (20487o) en tanto el t ipo de cambio lo expl iciexcliexcl en 1 8 78 en forma crec iente hasta 5733 en e l periacuteodo 6 mientras tanto el precio i nternacional y el sa l ario loshygran una explicacioacuten poco sign i ficativa auacuten el periacuteodo 4 (43 1 ) y 9 ( 1 361lt) respectivamente

Siguiendo con la migtma d i naacutemica los resultados del modelo de la ECUAshyCION DE LA HARINA muestran que

232 (-iexcl l ll1 middot ) li 1 1

frfllle a u n camhio ltn el predo de eacutesta en el segundo periacuteodo

e l 79667 dP la

varianza del error de prediccioacuten queda expl icada por sus propias variaciones en credente estabil izaacutennose en el periacuteoclo 10 con fBOCl otra variable importante fn estlt1 ecuad6n es el tipo de cambio que lo explica en un 1 27 4t en creden te hasta pf periacuteodo S (en el que a lcanza un pico maacutes elevado) y decreciendo hasta el periacuteodo 9 para normal i7arse con 1 3X el preltio nacional del trigo lo ex plica en amp57 en deuecifnte mientras que el salario In explica en soacutelo OSOYr ln el pPriacuteodo 8 en creciente

Por uacuteltimo los resultados dP la desshycomposicioacuten de la varianza del modelo de la ECUACION DEL PAN nos muesshytran que frente a una innovacioacuten en e l precio del pan (variahle maacutes endoacutegena del modelo) en el segundo periacuteodo el 6644 de la variacioacuten es explicada por su propia fluctuacioacuten en decreciente l a otra variable importante en la explicashycioacuten de este modelo es el precio de la harina quien lo explica en un 3 1 1 4 o en creciente l legando a hacerlo hasta en un 84 en el periacuteodo 1 O en contraposishycioacuten a sus propios precios mientras que el salario lo explica solo en un J70 en el periacuteodo 6 en decreciente

A modo de conclusioacuten

La importancia del mercado peruashyno de la cadena agroal imentario Trigo Harina - Pan reside en el hecho de que el trigo l a harina y el pan const ituyen elementos esenciales de la canasta haacutes i ca fami l iar de todos los estratos sodoeshyconoacutemicos El mercado de la cadena agroal imentaria Trigo - Harina Pan se caracteriza porque la industria molinera

depende de las importadones y por enshyde del mercado externo puesto que e l 99 del trigo que procesa tiene origen importado (Canadaacute Argentina y EEUU) caraneriacutestica que define su comporta miento ol igopoacutelico pultbulls depende de las grandes transnadonaiPs que l ideran el mercado de la i ndustria mol i nera frente a un 1 de la producioacuten nccioshymtl (jtJe no genera incideru ia en este gran mercado en consecuencia el preshycio del trigo que es el insumo baacutesico pashyra la elaboracioacuten dP la harina y el pltn forma su precio y su estructura de mershycado en el fxterior al igual que la hari na y e l pan a traveacutei de una transmisioacuten d i recta

En el largo plvo el precio nacional del trigo es a ltamentP sensible a la flucshytuacioacuten del tipo de cambio y al precio internacional del trigo s in ernhargo menos sensihle a la variacioacuten del salashyrio El precio de la harina es a ltamente sensible a la fluctuacioacuten del tipo de camhio y al precio internacional del trishygo pero menos sensible a l a variacioacuten del precio nacional del trigo y a l salario En tanto el precio del pan es altamente sensible a la fluduacioacuten del precio de la harina y poco sensible al sa lar io

Las relaciones de corto plazo en le cadena agroal i mentkia estud iadr muestra que los paraacutemetros dEbull correcshyc ioacuten de errores de las ecuaciones se mantuvieron entre -2 y O lo que es una condicioacuten necesaria Jdrl asegurar la PSshytabi l idad d inaacutemi(a Ta les ogttlficicntes muestran que el precio de maacutes lento ajuste respecto a discrepancias con la tendencia de lngo plazo es el de la hashyr ina ajustaacutendose cada periacuteodo 1 8 en el caso del trigo 2157h del cambio ln el precio s e debe a dichlt1 disULfJancia

mientras que en el pan el coeficiente es de 592

El anaacutel isis VAR de l a cadena trigoshyharina-pan indica que el precio nacioshynal del trigo ante una fluctuacioacuten del 1 0 en su precio en el corto plazo es maacute sensible a su propio precio un peshyriacuteodo antes (39Yo) El precio de l a harishyna a nte una fluctuacioacuten del 1 0 en su precio en el corto plazo eacuteste es maacutes sensible al tipo de cambio un periacuteodo a ntes (55) Mientras que el precio del pan

middotante una fluctuacioacuten del 1 0 en su

precio en el corto plazo eacuteste es maacutes sensible a la variacioacuten de su propio preshycio un periacuteodo antes (22)

F inalmente cuando el precio nacioshynal del trigo variacutea las variables que se ajustan maacutes lentamente luego del shock experimentado son el precio internacioshynal del trigo y el precio naciona l del tri go que lo hacen en el periacuteodo 9 Proshyducto de l a variacioacuten del precio de la harina todas las variables se aj ustan lentamente l uego del shock experimenshytando entre los periacuteodos 8 y 9

A consecuencia de la variacioacuten del precio del pan las variables que muesshytran mayor persistencia para lograr su norma l izacioacuten en el tiempo luego del shock experimentado es el precio de la harina que se efectuacutea en el periacuteodo 1 O Las variaciones del precio nacional del trigo son expl icadas por su mismo preshycio en un 804 decreciendo raacutepidashymente y por el tipo de cambio que lo explica en un 1 88 en forma crecienshyte Las otras variables lo expl ican irreleshyvantemente

Las variac iones del precio de la harishyna son explicadas en u n 798 por sus propias osci laciones y por el tipo de

DEBAH AGRARIO R1 IRAl 233

cambio en un 1 2 JO La explicacioacuten proporcionada por las otras variables es poco significativa En tanto las fluctuilshyciones del precio del piexcliexcln son explicltJdas por sus propias variaciones en un ampamp4 en decreciente y el precio de la harina que lo expl iciexcliexcl en un 3 1 1 en crecienshyte E l salario es poco significativo

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234 ECUADOR DEBAH

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228 t( tADUR DEBIH

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El esLenario r muestra q ue como producto de las variaciones en el precio de la harina eacuteste sube hasta el periacuteodo 7 disipaacutendose a partir de ello el tipo de cambio tiene un comportamiento positi middot vo hasta el periacuteodo 4 y luego experiacute menta una lenta caiacuteda hasta el periacuteodo 9 a part ir dr a l l iacute se disipa el prec io na oacuteonal del trigo t iene un cornportamienmiddot to negativo hasta el periacuteodo H disipaacutenshydose a partir de a l l iacute el sa lar lo cae l igeshyramente hasta el periacuteodo 8 en el que se estabi l iza asiacute mismo el prer iacuteo internashycional del trigo txperimenta una caiacuteda lenta hasta el periacuteodo 8 en e l que se middotshylabi l iza concl uyendo que las va ricblt que i ntervienen en l a ecuacioacuten de l hiexcl middot

rina son relativamente pergtIacuteSientes en PI t iempo a partir de las variaciones en el precio de la harina

10 12 14 16 lS 20

En esnnario b indica q ue a con secuencia de las variaciones en el preshycio nacional del trigo el precio de la harina experimenta una caiacuteda en el peshyriacuteodo 2 l uego se recupera hasta el punshyto 9 donde se disipa En escenarios lt Sf observa que a n te variadones en el precio internacional del trigo el precio de 1lt harina sube en e l periacuteodo b y calt en el 8 para norm a l izarse desde a l l iacute En tanto el escenario d gte percihe gue ante variacuteaciacuteonlts del sala rio el precio de la harma sube lentamente hasta el peshyriacuteodo 9 para estabi l izarstmiddot desde a l l iacute y en el caso del escenario e si el tiacutepo de cambio variacutea el precio de la harina sube hasta el punto 5 cae en el periacuteodo 7 se reltupera y se estabi l iza a partir del pe shyriacuteodo 9

230 EcuADOR DEBATE

Obedeciendo los resultados obtenishydos a traveacutes del test de causa lidad de Granger fa ordenacioacuten de las variables para el caso de la ECUACION OEL

PAN fue el salario (LS) el precio de la harina (PH) y el precio del pan (Pf) Obshytenieacutendose como resultado tres escenashyrios que son resumidos en el graacutefico 4

Graacutefico No 4 Funci6n Impulso - Respuesta de la Ecuac16n de l Pan

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DEBA AGRARIO RURAL 231

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E l escenario a precisa que ante vashyriaciones del precio del pan el precio de la harina sube en el periodo 1 y cae en el 4 l uego se recupera lentamente hasta el periacuteodo 1 O para estab i l izarse en l a variacioacuten de su propi o precio cae hasta el periacuteodo 6 en el q ue se dis ipa el sa lario cae hastiexcliexcl e l periacuteodo 4 y se reshycupera hasta el 6 normal izaacute ndose a parshytir de este periacuteodo concluyendQ que la fluctuacioacuten del prec io de la harina es maacutes persistente en el t iernpo ante variashyciones del prec io del pan

E l escenario b muestra que como producto de la variac ioacuten en el precio de la hari na el precio del pan cae l igerashymente hasta el periacuteodo 5 en el que se normal iza En tanto el escenario e reshyfiere que ante cambios en el sa lario d precio del pan cae l igeramente en el peshyriacuteodo 3 y se recupera en e l periacuteodo 5 limiddot tabi l izaacutendose a part ir de el lo

Finalmente rea l izamos u n anaacutelisis de la descomposicioacuten de la varianza del

error de predicc ioacuten para 20 periacuteodos (meses) a traveacutes de este test se va a identificar el poder de expl icacioacuten del error de prediccioacuten que cada va riable asume en la ecuacioacuten en un periacuteodo deshytermi nado

Los resultados del modelo de l a ECUACION DEL TRIGO muestran que el precio nacional del trigo es una variashyble endoacutegena en el segundo periacuteodo el 8040Yo de IltJ varianza del error de preshydiccioacuten queda explicadiexcliexcl por sus propias variaciones y que disminuye sustancialshymenle hasta el periacuteodo 9 (20487o) en tanto el t ipo de cambio lo expl iciexcliexcl en 1 8 78 en forma crec iente hasta 5733 en e l periacuteodo 6 mientras tanto el precio i nternacional y el sa l ario loshygran una explicacioacuten poco sign i ficativa auacuten el periacuteodo 4 (43 1 ) y 9 ( 1 361lt) respectivamente

Siguiendo con la migtma d i naacutemica los resultados del modelo de la ECUAshyCION DE LA HARINA muestran que

232 (-iexcl l ll1 middot ) li 1 1

frfllle a u n camhio ltn el predo de eacutesta en el segundo periacuteodo

e l 79667 dP la

varianza del error de prediccioacuten queda expl icada por sus propias variaciones en credente estabil izaacutennose en el periacuteoclo 10 con fBOCl otra variable importante fn estlt1 ecuad6n es el tipo de cambio que lo explica en un 1 27 4t en creden te hasta pf periacuteodo S (en el que a lcanza un pico maacutes elevado) y decreciendo hasta el periacuteodo 9 para normal i7arse con 1 3X el preltio nacional del trigo lo ex plica en amp57 en deuecifnte mientras que el salario In explica en soacutelo OSOYr ln el pPriacuteodo 8 en creciente

Por uacuteltimo los resultados dP la desshycomposicioacuten de la varianza del modelo de la ECUACION DEL PAN nos muesshytran que frente a una innovacioacuten en e l precio del pan (variahle maacutes endoacutegena del modelo) en el segundo periacuteodo el 6644 de la variacioacuten es explicada por su propia fluctuacioacuten en decreciente l a otra variable importante en la explicashycioacuten de este modelo es el precio de la harina quien lo explica en un 3 1 1 4 o en creciente l legando a hacerlo hasta en un 84 en el periacuteodo 1 O en contraposishycioacuten a sus propios precios mientras que el salario lo explica solo en un J70 en el periacuteodo 6 en decreciente

A modo de conclusioacuten

La importancia del mercado peruashyno de la cadena agroal imentario Trigo Harina - Pan reside en el hecho de que el trigo l a harina y el pan const ituyen elementos esenciales de la canasta haacutes i ca fami l iar de todos los estratos sodoeshyconoacutemicos El mercado de la cadena agroal imentaria Trigo - Harina Pan se caracteriza porque la industria molinera

depende de las importadones y por enshyde del mercado externo puesto que e l 99 del trigo que procesa tiene origen importado (Canadaacute Argentina y EEUU) caraneriacutestica que define su comporta miento ol igopoacutelico pultbulls depende de las grandes transnadonaiPs que l ideran el mercado de la i ndustria mol i nera frente a un 1 de la producioacuten nccioshymtl (jtJe no genera incideru ia en este gran mercado en consecuencia el preshycio del trigo que es el insumo baacutesico pashyra la elaboracioacuten dP la harina y el pltn forma su precio y su estructura de mershycado en el fxterior al igual que la hari na y e l pan a traveacutei de una transmisioacuten d i recta

En el largo plvo el precio nacional del trigo es a ltamentP sensible a la flucshytuacioacuten del tipo de cambio y al precio internacional del trigo s in ernhargo menos sensihle a la variacioacuten del salashyrio El precio de la harina es a ltamente sensible a la fluctuacioacuten del tipo de camhio y al precio internacional del trishygo pero menos sensible a l a variacioacuten del precio nacional del trigo y a l salario En tanto el precio del pan es altamente sensible a la fluduacioacuten del precio de la harina y poco sensible al sa lar io

Las relaciones de corto plazo en le cadena agroal i mentkia estud iadr muestra que los paraacutemetros dEbull correcshyc ioacuten de errores de las ecuaciones se mantuvieron entre -2 y O lo que es una condicioacuten necesaria Jdrl asegurar la PSshytabi l idad d inaacutemi(a Ta les ogttlficicntes muestran que el precio de maacutes lento ajuste respecto a discrepancias con la tendencia de lngo plazo es el de la hashyr ina ajustaacutendose cada periacuteodo 1 8 en el caso del trigo 2157h del cambio ln el precio s e debe a dichlt1 disULfJancia

mientras que en el pan el coeficiente es de 592

El anaacutel isis VAR de l a cadena trigoshyharina-pan indica que el precio nacioshynal del trigo ante una fluctuacioacuten del 1 0 en su precio en el corto plazo es maacute sensible a su propio precio un peshyriacuteodo antes (39Yo) El precio de l a harishyna a nte una fluctuacioacuten del 1 0 en su precio en el corto plazo eacuteste es maacutes sensible al tipo de cambio un periacuteodo a ntes (55) Mientras que el precio del pan

middotante una fluctuacioacuten del 1 0 en su

precio en el corto plazo eacuteste es maacutes sensible a la variacioacuten de su propio preshycio un periacuteodo antes (22)

F inalmente cuando el precio nacioshynal del trigo variacutea las variables que se ajustan maacutes lentamente luego del shock experimentado son el precio internacioshynal del trigo y el precio naciona l del tri go que lo hacen en el periacuteodo 9 Proshyducto de l a variacioacuten del precio de la harina todas las variables se aj ustan lentamente l uego del shock experimenshytando entre los periacuteodos 8 y 9

A consecuencia de la variacioacuten del precio del pan las variables que muesshytran mayor persistencia para lograr su norma l izacioacuten en el tiempo luego del shock experimentado es el precio de la harina que se efectuacutea en el periacuteodo 1 O Las variaciones del precio nacional del trigo son expl icadas por su mismo preshycio en un 804 decreciendo raacutepidashymente y por el tipo de cambio que lo explica en un 1 88 en forma crecienshyte Las otras variables lo expl ican irreleshyvantemente

Las variac iones del precio de la harishyna son explicadas en u n 798 por sus propias osci laciones y por el tipo de

DEBAH AGRARIO R1 IRAl 233

cambio en un 1 2 JO La explicacioacuten proporcionada por las otras variables es poco significativa En tanto las fluctuilshyciones del precio del piexcliexcln son explicltJdas por sus propias variaciones en un ampamp4 en decreciente y el precio de la harina que lo expl iciexcliexcl en un 3 1 1 en crecienshyte E l salario es poco significativo

Bibliografiacutea

Al ARCO G DEL HIFRRO P y SAl AS C 1 990 11honomiacutea pPruana 1 9fFi lJO Ensentildean

ZJS de la expansioacuten y del colapso fonshydaeioacuten fr iNir ich Eberth Uma Peruacute

CEPA 1 993 An l isis de Cadenas Agroindustria les

en Ecuador y Peruacute Publicaciones de las Naciones Unidas Santiago de chile

ENGEL Rr y GRANGER CWJ 1 987 Co-lntegration a nd Error Correction

Represental ion Estimation and Tesshyting Fn Economeacutetrica Vol 55Nmiddot 2 E U U (Mareh)

ESCOBAL Javier 1 994 Comerc ializacioacuten Agriacutecola GRADE

AID Lima-Per(J ESCOilAt )tvilr

2002 Actualizacioacuten Estudio GRADE 15 IJ]) Apoyo Consultoriacutea NNN Lima-Peruacute

Hl JAMBACHANO leresa 2001 El Trigo En Revista Econoacutemica Sectoshy

rial Lima-Peruacute IN El

2002 Boletiacuten Mensual del indke de precios al consumidor Lima-Peruacute 1 990

JOHANSEN Soren 1 988 Statiscal Ana lysis of cointegration vecshy

tors lournal of Economic Dynamic and Control 1 2 EEUU

JOHANSEN Soren 1 995 L ike l ihood- Based lnferenet in Cointeshy

graled Vector Auto Regressive Mode ls Oxford University Press EEUU

KOBAYASHI Maria Elena 2002 Poliacutetica Comerc ial fxterna del Trigo

Apoyo Consultoriacutea l ima-Pt-ruuml t AJO Manuel

1 992 E l Pm Nuestro ESAN HE CENES L imd middotPeru

234 ECUADOR DEBAH

MINISTERIO DE AGRICULTURA 2002 Boletiacuten Estadiacutestico Mensual del Sector

Agrario Lima-Peruacute 990 MINISTERIO DE AGRICUlTURA BMZ

2001 Documentos OGPA CD Tomo 11 hoyecto PROAPA Lima-Peruacute

ORGANIZACIOacuteN DE lAS NACIONES UNIDAS PARA LA AGRICUlTURA Y lA AliMENTACIOacuteN fAO

1 188 bull Anexo 111 S istemas alimentarios y segushyridad alimentarla Potencial idades del desarrollo agriacutecola y rural en Ameacuterica lat ina y el Caribe Roma

PICHIHUA 1 y liNARES A 1 994 Concertacioacuten de la Informacioacuten y

Transparencia en la Comercializacioacuten

de A l imentos en el Peruacute Fundacioacuten MJ 8ustamaote de la Fuente Lima-Peshyruacute

REBOSIO G y MElGAR Y 1 999 Hacia una Estrategia de Seguridad Alishy

mentaria para el Nuevo Milenio CIED L ima-Peruacute

REVOREDO C l 1 994 Impacto de variaciones en los precios

internacionales sobre los consumidores

caso de la Cadena Trigo-Harma-Pan en Chile Samiago de Chile

SANCHEZ George 1995 formacioacuten de precios en la Economiacutea

Nacional El caso del Peruacute 1 985middot 1 995 Cuadernos de Miacutecroeconombulla N 7 DAEP UNALM Lima-Peruacute

SAacuteNCHEZ George 2001 Transmisioacuten de Preciacuteos y Cointegra shy

cioacuten en la Industria Avfcola Peruana En Ecuador Debate N 54 CAAP fcuashydor1

STOCK J H y MW Watson 1 988 tesling for cornmon trenes Journal of

the American Slalist ical AssOltiacuteation 63 E E U U

TEALOO Alberto 1 990 Polrtica de precios y desarrollo agrashy

rio CEDEP Lima-Peruacute TEAIDO Alberto

1 994 bullseguridad A l imentaria y Politica Neolishyberal CEOEP Uma-Peruacute

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rina son relativamente pergtIacuteSientes en PI t iempo a partir de las variaciones en el precio de la harina

10 12 14 16 lS 20

En esnnario b indica q ue a con secuencia de las variaciones en el preshycio nacional del trigo el precio de la harina experimenta una caiacuteda en el peshyriacuteodo 2 l uego se recupera hasta el punshyto 9 donde se disipa En escenarios lt Sf observa que a n te variadones en el precio internacional del trigo el precio de 1lt harina sube en e l periacuteodo b y calt en el 8 para norm a l izarse desde a l l iacute En tanto el escenario d gte percihe gue ante variacuteaciacuteonlts del sala rio el precio de la harma sube lentamente hasta el peshyriacuteodo 9 para estabi l izarstmiddot desde a l l iacute y en el caso del escenario e si el tiacutepo de cambio variacutea el precio de la harina sube hasta el punto 5 cae en el periacuteodo 7 se reltupera y se estabi l iza a partir del pe shyriacuteodo 9

230 EcuADOR DEBATE

Obedeciendo los resultados obtenishydos a traveacutes del test de causa lidad de Granger fa ordenacioacuten de las variables para el caso de la ECUACION OEL

PAN fue el salario (LS) el precio de la harina (PH) y el precio del pan (Pf) Obshytenieacutendose como resultado tres escenashyrios que son resumidos en el graacutefico 4

Graacutefico No 4 Funci6n Impulso - Respuesta de la Ecuac16n de l Pan

a) Jitesponse of PP m One SD lnnovadons 0 04 -r--------------------------------------------

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DEBA AGRARIO RURAL 231

e) Respoase of S iD One SD Innovatioas 0 10

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E l escenario a precisa que ante vashyriaciones del precio del pan el precio de la harina sube en el periodo 1 y cae en el 4 l uego se recupera lentamente hasta el periacuteodo 1 O para estab i l izarse en l a variacioacuten de su propi o precio cae hasta el periacuteodo 6 en el q ue se dis ipa el sa lario cae hastiexcliexcl e l periacuteodo 4 y se reshycupera hasta el 6 normal izaacute ndose a parshytir de este periacuteodo concluyendQ que la fluctuacioacuten del prec io de la harina es maacutes persistente en el t iernpo ante variashyciones del prec io del pan

E l escenario b muestra que como producto de la variac ioacuten en el precio de la hari na el precio del pan cae l igerashymente hasta el periacuteodo 5 en el que se normal iza En tanto el escenario e reshyfiere que ante cambios en el sa lario d precio del pan cae l igeramente en el peshyriacuteodo 3 y se recupera en e l periacuteodo 5 limiddot tabi l izaacutendose a part ir de el lo

Finalmente rea l izamos u n anaacutelisis de la descomposicioacuten de la varianza del

error de predicc ioacuten para 20 periacuteodos (meses) a traveacutes de este test se va a identificar el poder de expl icacioacuten del error de prediccioacuten que cada va riable asume en la ecuacioacuten en un periacuteodo deshytermi nado

Los resultados del modelo de l a ECUACION DEL TRIGO muestran que el precio nacional del trigo es una variashyble endoacutegena en el segundo periacuteodo el 8040Yo de IltJ varianza del error de preshydiccioacuten queda explicadiexcliexcl por sus propias variaciones y que disminuye sustancialshymenle hasta el periacuteodo 9 (20487o) en tanto el t ipo de cambio lo expl iciexcliexcl en 1 8 78 en forma crec iente hasta 5733 en e l periacuteodo 6 mientras tanto el precio i nternacional y el sa l ario loshygran una explicacioacuten poco sign i ficativa auacuten el periacuteodo 4 (43 1 ) y 9 ( 1 361lt) respectivamente

Siguiendo con la migtma d i naacutemica los resultados del modelo de la ECUAshyCION DE LA HARINA muestran que

232 (-iexcl l ll1 middot ) li 1 1

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e l 79667 dP la

varianza del error de prediccioacuten queda expl icada por sus propias variaciones en credente estabil izaacutennose en el periacuteoclo 10 con fBOCl otra variable importante fn estlt1 ecuad6n es el tipo de cambio que lo explica en un 1 27 4t en creden te hasta pf periacuteodo S (en el que a lcanza un pico maacutes elevado) y decreciendo hasta el periacuteodo 9 para normal i7arse con 1 3X el preltio nacional del trigo lo ex plica en amp57 en deuecifnte mientras que el salario In explica en soacutelo OSOYr ln el pPriacuteodo 8 en creciente

Por uacuteltimo los resultados dP la desshycomposicioacuten de la varianza del modelo de la ECUACION DEL PAN nos muesshytran que frente a una innovacioacuten en e l precio del pan (variahle maacutes endoacutegena del modelo) en el segundo periacuteodo el 6644 de la variacioacuten es explicada por su propia fluctuacioacuten en decreciente l a otra variable importante en la explicashycioacuten de este modelo es el precio de la harina quien lo explica en un 3 1 1 4 o en creciente l legando a hacerlo hasta en un 84 en el periacuteodo 1 O en contraposishycioacuten a sus propios precios mientras que el salario lo explica solo en un J70 en el periacuteodo 6 en decreciente

A modo de conclusioacuten

La importancia del mercado peruashyno de la cadena agroal imentario Trigo Harina - Pan reside en el hecho de que el trigo l a harina y el pan const ituyen elementos esenciales de la canasta haacutes i ca fami l iar de todos los estratos sodoeshyconoacutemicos El mercado de la cadena agroal imentaria Trigo - Harina Pan se caracteriza porque la industria molinera

depende de las importadones y por enshyde del mercado externo puesto que e l 99 del trigo que procesa tiene origen importado (Canadaacute Argentina y EEUU) caraneriacutestica que define su comporta miento ol igopoacutelico pultbulls depende de las grandes transnadonaiPs que l ideran el mercado de la i ndustria mol i nera frente a un 1 de la producioacuten nccioshymtl (jtJe no genera incideru ia en este gran mercado en consecuencia el preshycio del trigo que es el insumo baacutesico pashyra la elaboracioacuten dP la harina y el pltn forma su precio y su estructura de mershycado en el fxterior al igual que la hari na y e l pan a traveacutei de una transmisioacuten d i recta

En el largo plvo el precio nacional del trigo es a ltamentP sensible a la flucshytuacioacuten del tipo de cambio y al precio internacional del trigo s in ernhargo menos sensihle a la variacioacuten del salashyrio El precio de la harina es a ltamente sensible a la fluctuacioacuten del tipo de camhio y al precio internacional del trishygo pero menos sensible a l a variacioacuten del precio nacional del trigo y a l salario En tanto el precio del pan es altamente sensible a la fluduacioacuten del precio de la harina y poco sensible al sa lar io

Las relaciones de corto plazo en le cadena agroal i mentkia estud iadr muestra que los paraacutemetros dEbull correcshyc ioacuten de errores de las ecuaciones se mantuvieron entre -2 y O lo que es una condicioacuten necesaria Jdrl asegurar la PSshytabi l idad d inaacutemi(a Ta les ogttlficicntes muestran que el precio de maacutes lento ajuste respecto a discrepancias con la tendencia de lngo plazo es el de la hashyr ina ajustaacutendose cada periacuteodo 1 8 en el caso del trigo 2157h del cambio ln el precio s e debe a dichlt1 disULfJancia

mientras que en el pan el coeficiente es de 592

El anaacutel isis VAR de l a cadena trigoshyharina-pan indica que el precio nacioshynal del trigo ante una fluctuacioacuten del 1 0 en su precio en el corto plazo es maacute sensible a su propio precio un peshyriacuteodo antes (39Yo) El precio de l a harishyna a nte una fluctuacioacuten del 1 0 en su precio en el corto plazo eacuteste es maacutes sensible al tipo de cambio un periacuteodo a ntes (55) Mientras que el precio del pan

middotante una fluctuacioacuten del 1 0 en su

precio en el corto plazo eacuteste es maacutes sensible a la variacioacuten de su propio preshycio un periacuteodo antes (22)

F inalmente cuando el precio nacioshynal del trigo variacutea las variables que se ajustan maacutes lentamente luego del shock experimentado son el precio internacioshynal del trigo y el precio naciona l del tri go que lo hacen en el periacuteodo 9 Proshyducto de l a variacioacuten del precio de la harina todas las variables se aj ustan lentamente l uego del shock experimenshytando entre los periacuteodos 8 y 9

A consecuencia de la variacioacuten del precio del pan las variables que muesshytran mayor persistencia para lograr su norma l izacioacuten en el tiempo luego del shock experimentado es el precio de la harina que se efectuacutea en el periacuteodo 1 O Las variaciones del precio nacional del trigo son expl icadas por su mismo preshycio en un 804 decreciendo raacutepidashymente y por el tipo de cambio que lo explica en un 1 88 en forma crecienshyte Las otras variables lo expl ican irreleshyvantemente

Las variac iones del precio de la harishyna son explicadas en u n 798 por sus propias osci laciones y por el tipo de

DEBAH AGRARIO R1 IRAl 233

cambio en un 1 2 JO La explicacioacuten proporcionada por las otras variables es poco significativa En tanto las fluctuilshyciones del precio del piexcliexcln son explicltJdas por sus propias variaciones en un ampamp4 en decreciente y el precio de la harina que lo expl iciexcliexcl en un 3 1 1 en crecienshyte E l salario es poco significativo

Bibliografiacutea

Al ARCO G DEL HIFRRO P y SAl AS C 1 990 11honomiacutea pPruana 1 9fFi lJO Ensentildean

ZJS de la expansioacuten y del colapso fonshydaeioacuten fr iNir ich Eberth Uma Peruacute

CEPA 1 993 An l isis de Cadenas Agroindustria les

en Ecuador y Peruacute Publicaciones de las Naciones Unidas Santiago de chile

ENGEL Rr y GRANGER CWJ 1 987 Co-lntegration a nd Error Correction

Represental ion Estimation and Tesshyting Fn Economeacutetrica Vol 55Nmiddot 2 E U U (Mareh)

ESCOBAL Javier 1 994 Comerc ializacioacuten Agriacutecola GRADE

AID Lima-Per(J ESCOilAt )tvilr

2002 Actualizacioacuten Estudio GRADE 15 IJ]) Apoyo Consultoriacutea NNN Lima-Peruacute

Hl JAMBACHANO leresa 2001 El Trigo En Revista Econoacutemica Sectoshy

rial Lima-Peruacute IN El

2002 Boletiacuten Mensual del indke de precios al consumidor Lima-Peruacute 1 990

JOHANSEN Soren 1 988 Statiscal Ana lysis of cointegration vecshy

tors lournal of Economic Dynamic and Control 1 2 EEUU

JOHANSEN Soren 1 995 L ike l ihood- Based lnferenet in Cointeshy

graled Vector Auto Regressive Mode ls Oxford University Press EEUU

KOBAYASHI Maria Elena 2002 Poliacutetica Comerc ial fxterna del Trigo

Apoyo Consultoriacutea l ima-Pt-ruuml t AJO Manuel

1 992 E l Pm Nuestro ESAN HE CENES L imd middotPeru

234 ECUADOR DEBAH

MINISTERIO DE AGRICULTURA 2002 Boletiacuten Estadiacutestico Mensual del Sector

Agrario Lima-Peruacute 990 MINISTERIO DE AGRICUlTURA BMZ

2001 Documentos OGPA CD Tomo 11 hoyecto PROAPA Lima-Peruacute

ORGANIZACIOacuteN DE lAS NACIONES UNIDAS PARA LA AGRICUlTURA Y lA AliMENTACIOacuteN fAO

1 188 bull Anexo 111 S istemas alimentarios y segushyridad alimentarla Potencial idades del desarrollo agriacutecola y rural en Ameacuterica lat ina y el Caribe Roma

PICHIHUA 1 y liNARES A 1 994 Concertacioacuten de la Informacioacuten y

Transparencia en la Comercializacioacuten

de A l imentos en el Peruacute Fundacioacuten MJ 8ustamaote de la Fuente Lima-Peshyruacute

REBOSIO G y MElGAR Y 1 999 Hacia una Estrategia de Seguridad Alishy

mentaria para el Nuevo Milenio CIED L ima-Peruacute

REVOREDO C l 1 994 Impacto de variaciones en los precios

internacionales sobre los consumidores

caso de la Cadena Trigo-Harma-Pan en Chile Samiago de Chile

SANCHEZ George 1995 formacioacuten de precios en la Economiacutea

Nacional El caso del Peruacute 1 985middot 1 995 Cuadernos de Miacutecroeconombulla N 7 DAEP UNALM Lima-Peruacute

SAacuteNCHEZ George 2001 Transmisioacuten de Preciacuteos y Cointegra shy

cioacuten en la Industria Avfcola Peruana En Ecuador Debate N 54 CAAP fcuashydor1

STOCK J H y MW Watson 1 988 tesling for cornmon trenes Journal of

the American Slalist ical AssOltiacuteation 63 E E U U

TEALOO Alberto 1 990 Polrtica de precios y desarrollo agrashy

rio CEDEP Lima-Peruacute TEAIDO Alberto

1 994 bullseguridad A l imentaria y Politica Neolishyberal CEOEP Uma-Peruacute

230 EcuADOR DEBATE

Obedeciendo los resultados obtenishydos a traveacutes del test de causa lidad de Granger fa ordenacioacuten de las variables para el caso de la ECUACION OEL

PAN fue el salario (LS) el precio de la harina (PH) y el precio del pan (Pf) Obshytenieacutendose como resultado tres escenashyrios que son resumidos en el graacutefico 4

Graacutefico No 4 Funci6n Impulso - Respuesta de la Ecuac16n de l Pan

a) Jitesponse of PP m One SD lnnovadons 0 04 -r--------------------------------------------

0 03 - -laquormiddot-dJr--__----middot__middotmiddot---------middotmiddot-lmiddotmiddot-middotmiddot

O DO - 11(_ bull ---- ___ - - bull - - - bull - - - a bull

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0 06

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18 20

DEBA AGRARIO RURAL 231

e) Respoase of S iD One SD Innovatioas 0 10

0 03

O OJ

o 00 o o - bull

O DJ 10 ll l4 16 1a lO

1 -- PP - PH -- s

E l escenario a precisa que ante vashyriaciones del precio del pan el precio de la harina sube en el periodo 1 y cae en el 4 l uego se recupera lentamente hasta el periacuteodo 1 O para estab i l izarse en l a variacioacuten de su propi o precio cae hasta el periacuteodo 6 en el q ue se dis ipa el sa lario cae hastiexcliexcl e l periacuteodo 4 y se reshycupera hasta el 6 normal izaacute ndose a parshytir de este periacuteodo concluyendQ que la fluctuacioacuten del prec io de la harina es maacutes persistente en el t iernpo ante variashyciones del prec io del pan

E l escenario b muestra que como producto de la variac ioacuten en el precio de la hari na el precio del pan cae l igerashymente hasta el periacuteodo 5 en el que se normal iza En tanto el escenario e reshyfiere que ante cambios en el sa lario d precio del pan cae l igeramente en el peshyriacuteodo 3 y se recupera en e l periacuteodo 5 limiddot tabi l izaacutendose a part ir de el lo

Finalmente rea l izamos u n anaacutelisis de la descomposicioacuten de la varianza del

error de predicc ioacuten para 20 periacuteodos (meses) a traveacutes de este test se va a identificar el poder de expl icacioacuten del error de prediccioacuten que cada va riable asume en la ecuacioacuten en un periacuteodo deshytermi nado

Los resultados del modelo de l a ECUACION DEL TRIGO muestran que el precio nacional del trigo es una variashyble endoacutegena en el segundo periacuteodo el 8040Yo de IltJ varianza del error de preshydiccioacuten queda explicadiexcliexcl por sus propias variaciones y que disminuye sustancialshymenle hasta el periacuteodo 9 (20487o) en tanto el t ipo de cambio lo expl iciexcliexcl en 1 8 78 en forma crec iente hasta 5733 en e l periacuteodo 6 mientras tanto el precio i nternacional y el sa l ario loshygran una explicacioacuten poco sign i ficativa auacuten el periacuteodo 4 (43 1 ) y 9 ( 1 361lt) respectivamente

Siguiendo con la migtma d i naacutemica los resultados del modelo de la ECUAshyCION DE LA HARINA muestran que

232 (-iexcl l ll1 middot ) li 1 1

frfllle a u n camhio ltn el predo de eacutesta en el segundo periacuteodo

e l 79667 dP la

varianza del error de prediccioacuten queda expl icada por sus propias variaciones en credente estabil izaacutennose en el periacuteoclo 10 con fBOCl otra variable importante fn estlt1 ecuad6n es el tipo de cambio que lo explica en un 1 27 4t en creden te hasta pf periacuteodo S (en el que a lcanza un pico maacutes elevado) y decreciendo hasta el periacuteodo 9 para normal i7arse con 1 3X el preltio nacional del trigo lo ex plica en amp57 en deuecifnte mientras que el salario In explica en soacutelo OSOYr ln el pPriacuteodo 8 en creciente

Por uacuteltimo los resultados dP la desshycomposicioacuten de la varianza del modelo de la ECUACION DEL PAN nos muesshytran que frente a una innovacioacuten en e l precio del pan (variahle maacutes endoacutegena del modelo) en el segundo periacuteodo el 6644 de la variacioacuten es explicada por su propia fluctuacioacuten en decreciente l a otra variable importante en la explicashycioacuten de este modelo es el precio de la harina quien lo explica en un 3 1 1 4 o en creciente l legando a hacerlo hasta en un 84 en el periacuteodo 1 O en contraposishycioacuten a sus propios precios mientras que el salario lo explica solo en un J70 en el periacuteodo 6 en decreciente

A modo de conclusioacuten

La importancia del mercado peruashyno de la cadena agroal imentario Trigo Harina - Pan reside en el hecho de que el trigo l a harina y el pan const ituyen elementos esenciales de la canasta haacutes i ca fami l iar de todos los estratos sodoeshyconoacutemicos El mercado de la cadena agroal imentaria Trigo - Harina Pan se caracteriza porque la industria molinera

depende de las importadones y por enshyde del mercado externo puesto que e l 99 del trigo que procesa tiene origen importado (Canadaacute Argentina y EEUU) caraneriacutestica que define su comporta miento ol igopoacutelico pultbulls depende de las grandes transnadonaiPs que l ideran el mercado de la i ndustria mol i nera frente a un 1 de la producioacuten nccioshymtl (jtJe no genera incideru ia en este gran mercado en consecuencia el preshycio del trigo que es el insumo baacutesico pashyra la elaboracioacuten dP la harina y el pltn forma su precio y su estructura de mershycado en el fxterior al igual que la hari na y e l pan a traveacutei de una transmisioacuten d i recta

En el largo plvo el precio nacional del trigo es a ltamentP sensible a la flucshytuacioacuten del tipo de cambio y al precio internacional del trigo s in ernhargo menos sensihle a la variacioacuten del salashyrio El precio de la harina es a ltamente sensible a la fluctuacioacuten del tipo de camhio y al precio internacional del trishygo pero menos sensible a l a variacioacuten del precio nacional del trigo y a l salario En tanto el precio del pan es altamente sensible a la fluduacioacuten del precio de la harina y poco sensible al sa lar io

Las relaciones de corto plazo en le cadena agroal i mentkia estud iadr muestra que los paraacutemetros dEbull correcshyc ioacuten de errores de las ecuaciones se mantuvieron entre -2 y O lo que es una condicioacuten necesaria Jdrl asegurar la PSshytabi l idad d inaacutemi(a Ta les ogttlficicntes muestran que el precio de maacutes lento ajuste respecto a discrepancias con la tendencia de lngo plazo es el de la hashyr ina ajustaacutendose cada periacuteodo 1 8 en el caso del trigo 2157h del cambio ln el precio s e debe a dichlt1 disULfJancia

mientras que en el pan el coeficiente es de 592

El anaacutel isis VAR de l a cadena trigoshyharina-pan indica que el precio nacioshynal del trigo ante una fluctuacioacuten del 1 0 en su precio en el corto plazo es maacute sensible a su propio precio un peshyriacuteodo antes (39Yo) El precio de l a harishyna a nte una fluctuacioacuten del 1 0 en su precio en el corto plazo eacuteste es maacutes sensible al tipo de cambio un periacuteodo a ntes (55) Mientras que el precio del pan

middotante una fluctuacioacuten del 1 0 en su

precio en el corto plazo eacuteste es maacutes sensible a la variacioacuten de su propio preshycio un periacuteodo antes (22)

F inalmente cuando el precio nacioshynal del trigo variacutea las variables que se ajustan maacutes lentamente luego del shock experimentado son el precio internacioshynal del trigo y el precio naciona l del tri go que lo hacen en el periacuteodo 9 Proshyducto de l a variacioacuten del precio de la harina todas las variables se aj ustan lentamente l uego del shock experimenshytando entre los periacuteodos 8 y 9

A consecuencia de la variacioacuten del precio del pan las variables que muesshytran mayor persistencia para lograr su norma l izacioacuten en el tiempo luego del shock experimentado es el precio de la harina que se efectuacutea en el periacuteodo 1 O Las variaciones del precio nacional del trigo son expl icadas por su mismo preshycio en un 804 decreciendo raacutepidashymente y por el tipo de cambio que lo explica en un 1 88 en forma crecienshyte Las otras variables lo expl ican irreleshyvantemente

Las variac iones del precio de la harishyna son explicadas en u n 798 por sus propias osci laciones y por el tipo de

DEBAH AGRARIO R1 IRAl 233

cambio en un 1 2 JO La explicacioacuten proporcionada por las otras variables es poco significativa En tanto las fluctuilshyciones del precio del piexcliexcln son explicltJdas por sus propias variaciones en un ampamp4 en decreciente y el precio de la harina que lo expl iciexcliexcl en un 3 1 1 en crecienshyte E l salario es poco significativo

Bibliografiacutea

Al ARCO G DEL HIFRRO P y SAl AS C 1 990 11honomiacutea pPruana 1 9fFi lJO Ensentildean

ZJS de la expansioacuten y del colapso fonshydaeioacuten fr iNir ich Eberth Uma Peruacute

CEPA 1 993 An l isis de Cadenas Agroindustria les

en Ecuador y Peruacute Publicaciones de las Naciones Unidas Santiago de chile

ENGEL Rr y GRANGER CWJ 1 987 Co-lntegration a nd Error Correction

Represental ion Estimation and Tesshyting Fn Economeacutetrica Vol 55Nmiddot 2 E U U (Mareh)

ESCOBAL Javier 1 994 Comerc ializacioacuten Agriacutecola GRADE

AID Lima-Per(J ESCOilAt )tvilr

2002 Actualizacioacuten Estudio GRADE 15 IJ]) Apoyo Consultoriacutea NNN Lima-Peruacute

Hl JAMBACHANO leresa 2001 El Trigo En Revista Econoacutemica Sectoshy

rial Lima-Peruacute IN El

2002 Boletiacuten Mensual del indke de precios al consumidor Lima-Peruacute 1 990

JOHANSEN Soren 1 988 Statiscal Ana lysis of cointegration vecshy

tors lournal of Economic Dynamic and Control 1 2 EEUU

JOHANSEN Soren 1 995 L ike l ihood- Based lnferenet in Cointeshy

graled Vector Auto Regressive Mode ls Oxford University Press EEUU

KOBAYASHI Maria Elena 2002 Poliacutetica Comerc ial fxterna del Trigo

Apoyo Consultoriacutea l ima-Pt-ruuml t AJO Manuel

1 992 E l Pm Nuestro ESAN HE CENES L imd middotPeru

234 ECUADOR DEBAH

MINISTERIO DE AGRICULTURA 2002 Boletiacuten Estadiacutestico Mensual del Sector

Agrario Lima-Peruacute 990 MINISTERIO DE AGRICUlTURA BMZ

2001 Documentos OGPA CD Tomo 11 hoyecto PROAPA Lima-Peruacute

ORGANIZACIOacuteN DE lAS NACIONES UNIDAS PARA LA AGRICUlTURA Y lA AliMENTACIOacuteN fAO

1 188 bull Anexo 111 S istemas alimentarios y segushyridad alimentarla Potencial idades del desarrollo agriacutecola y rural en Ameacuterica lat ina y el Caribe Roma

PICHIHUA 1 y liNARES A 1 994 Concertacioacuten de la Informacioacuten y

Transparencia en la Comercializacioacuten

de A l imentos en el Peruacute Fundacioacuten MJ 8ustamaote de la Fuente Lima-Peshyruacute

REBOSIO G y MElGAR Y 1 999 Hacia una Estrategia de Seguridad Alishy

mentaria para el Nuevo Milenio CIED L ima-Peruacute

REVOREDO C l 1 994 Impacto de variaciones en los precios

internacionales sobre los consumidores

caso de la Cadena Trigo-Harma-Pan en Chile Samiago de Chile

SANCHEZ George 1995 formacioacuten de precios en la Economiacutea

Nacional El caso del Peruacute 1 985middot 1 995 Cuadernos de Miacutecroeconombulla N 7 DAEP UNALM Lima-Peruacute

SAacuteNCHEZ George 2001 Transmisioacuten de Preciacuteos y Cointegra shy

cioacuten en la Industria Avfcola Peruana En Ecuador Debate N 54 CAAP fcuashydor1

STOCK J H y MW Watson 1 988 tesling for cornmon trenes Journal of

the American Slalist ical AssOltiacuteation 63 E E U U

TEALOO Alberto 1 990 Polrtica de precios y desarrollo agrashy

rio CEDEP Lima-Peruacute TEAIDO Alberto

1 994 bullseguridad A l imentaria y Politica Neolishyberal CEOEP Uma-Peruacute

DEBA AGRARIO RURAL 231

e) Respoase of S iD One SD Innovatioas 0 10

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O OJ

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O DJ 10 ll l4 16 1a lO

1 -- PP - PH -- s

E l escenario a precisa que ante vashyriaciones del precio del pan el precio de la harina sube en el periodo 1 y cae en el 4 l uego se recupera lentamente hasta el periacuteodo 1 O para estab i l izarse en l a variacioacuten de su propi o precio cae hasta el periacuteodo 6 en el q ue se dis ipa el sa lario cae hastiexcliexcl e l periacuteodo 4 y se reshycupera hasta el 6 normal izaacute ndose a parshytir de este periacuteodo concluyendQ que la fluctuacioacuten del prec io de la harina es maacutes persistente en el t iernpo ante variashyciones del prec io del pan

E l escenario b muestra que como producto de la variac ioacuten en el precio de la hari na el precio del pan cae l igerashymente hasta el periacuteodo 5 en el que se normal iza En tanto el escenario e reshyfiere que ante cambios en el sa lario d precio del pan cae l igeramente en el peshyriacuteodo 3 y se recupera en e l periacuteodo 5 limiddot tabi l izaacutendose a part ir de el lo

Finalmente rea l izamos u n anaacutelisis de la descomposicioacuten de la varianza del

error de predicc ioacuten para 20 periacuteodos (meses) a traveacutes de este test se va a identificar el poder de expl icacioacuten del error de prediccioacuten que cada va riable asume en la ecuacioacuten en un periacuteodo deshytermi nado

Los resultados del modelo de l a ECUACION DEL TRIGO muestran que el precio nacional del trigo es una variashyble endoacutegena en el segundo periacuteodo el 8040Yo de IltJ varianza del error de preshydiccioacuten queda explicadiexcliexcl por sus propias variaciones y que disminuye sustancialshymenle hasta el periacuteodo 9 (20487o) en tanto el t ipo de cambio lo expl iciexcliexcl en 1 8 78 en forma crec iente hasta 5733 en e l periacuteodo 6 mientras tanto el precio i nternacional y el sa l ario loshygran una explicacioacuten poco sign i ficativa auacuten el periacuteodo 4 (43 1 ) y 9 ( 1 361lt) respectivamente

Siguiendo con la migtma d i naacutemica los resultados del modelo de la ECUAshyCION DE LA HARINA muestran que

232 (-iexcl l ll1 middot ) li 1 1

frfllle a u n camhio ltn el predo de eacutesta en el segundo periacuteodo

e l 79667 dP la

varianza del error de prediccioacuten queda expl icada por sus propias variaciones en credente estabil izaacutennose en el periacuteoclo 10 con fBOCl otra variable importante fn estlt1 ecuad6n es el tipo de cambio que lo explica en un 1 27 4t en creden te hasta pf periacuteodo S (en el que a lcanza un pico maacutes elevado) y decreciendo hasta el periacuteodo 9 para normal i7arse con 1 3X el preltio nacional del trigo lo ex plica en amp57 en deuecifnte mientras que el salario In explica en soacutelo OSOYr ln el pPriacuteodo 8 en creciente

Por uacuteltimo los resultados dP la desshycomposicioacuten de la varianza del modelo de la ECUACION DEL PAN nos muesshytran que frente a una innovacioacuten en e l precio del pan (variahle maacutes endoacutegena del modelo) en el segundo periacuteodo el 6644 de la variacioacuten es explicada por su propia fluctuacioacuten en decreciente l a otra variable importante en la explicashycioacuten de este modelo es el precio de la harina quien lo explica en un 3 1 1 4 o en creciente l legando a hacerlo hasta en un 84 en el periacuteodo 1 O en contraposishycioacuten a sus propios precios mientras que el salario lo explica solo en un J70 en el periacuteodo 6 en decreciente

A modo de conclusioacuten

La importancia del mercado peruashyno de la cadena agroal imentario Trigo Harina - Pan reside en el hecho de que el trigo l a harina y el pan const ituyen elementos esenciales de la canasta haacutes i ca fami l iar de todos los estratos sodoeshyconoacutemicos El mercado de la cadena agroal imentaria Trigo - Harina Pan se caracteriza porque la industria molinera

depende de las importadones y por enshyde del mercado externo puesto que e l 99 del trigo que procesa tiene origen importado (Canadaacute Argentina y EEUU) caraneriacutestica que define su comporta miento ol igopoacutelico pultbulls depende de las grandes transnadonaiPs que l ideran el mercado de la i ndustria mol i nera frente a un 1 de la producioacuten nccioshymtl (jtJe no genera incideru ia en este gran mercado en consecuencia el preshycio del trigo que es el insumo baacutesico pashyra la elaboracioacuten dP la harina y el pltn forma su precio y su estructura de mershycado en el fxterior al igual que la hari na y e l pan a traveacutei de una transmisioacuten d i recta

En el largo plvo el precio nacional del trigo es a ltamentP sensible a la flucshytuacioacuten del tipo de cambio y al precio internacional del trigo s in ernhargo menos sensihle a la variacioacuten del salashyrio El precio de la harina es a ltamente sensible a la fluctuacioacuten del tipo de camhio y al precio internacional del trishygo pero menos sensible a l a variacioacuten del precio nacional del trigo y a l salario En tanto el precio del pan es altamente sensible a la fluduacioacuten del precio de la harina y poco sensible al sa lar io

Las relaciones de corto plazo en le cadena agroal i mentkia estud iadr muestra que los paraacutemetros dEbull correcshyc ioacuten de errores de las ecuaciones se mantuvieron entre -2 y O lo que es una condicioacuten necesaria Jdrl asegurar la PSshytabi l idad d inaacutemi(a Ta les ogttlficicntes muestran que el precio de maacutes lento ajuste respecto a discrepancias con la tendencia de lngo plazo es el de la hashyr ina ajustaacutendose cada periacuteodo 1 8 en el caso del trigo 2157h del cambio ln el precio s e debe a dichlt1 disULfJancia

mientras que en el pan el coeficiente es de 592

El anaacutel isis VAR de l a cadena trigoshyharina-pan indica que el precio nacioshynal del trigo ante una fluctuacioacuten del 1 0 en su precio en el corto plazo es maacute sensible a su propio precio un peshyriacuteodo antes (39Yo) El precio de l a harishyna a nte una fluctuacioacuten del 1 0 en su precio en el corto plazo eacuteste es maacutes sensible al tipo de cambio un periacuteodo a ntes (55) Mientras que el precio del pan

middotante una fluctuacioacuten del 1 0 en su

precio en el corto plazo eacuteste es maacutes sensible a la variacioacuten de su propio preshycio un periacuteodo antes (22)

F inalmente cuando el precio nacioshynal del trigo variacutea las variables que se ajustan maacutes lentamente luego del shock experimentado son el precio internacioshynal del trigo y el precio naciona l del tri go que lo hacen en el periacuteodo 9 Proshyducto de l a variacioacuten del precio de la harina todas las variables se aj ustan lentamente l uego del shock experimenshytando entre los periacuteodos 8 y 9

A consecuencia de la variacioacuten del precio del pan las variables que muesshytran mayor persistencia para lograr su norma l izacioacuten en el tiempo luego del shock experimentado es el precio de la harina que se efectuacutea en el periacuteodo 1 O Las variaciones del precio nacional del trigo son expl icadas por su mismo preshycio en un 804 decreciendo raacutepidashymente y por el tipo de cambio que lo explica en un 1 88 en forma crecienshyte Las otras variables lo expl ican irreleshyvantemente

Las variac iones del precio de la harishyna son explicadas en u n 798 por sus propias osci laciones y por el tipo de

DEBAH AGRARIO R1 IRAl 233

cambio en un 1 2 JO La explicacioacuten proporcionada por las otras variables es poco significativa En tanto las fluctuilshyciones del precio del piexcliexcln son explicltJdas por sus propias variaciones en un ampamp4 en decreciente y el precio de la harina que lo expl iciexcliexcl en un 3 1 1 en crecienshyte E l salario es poco significativo

Bibliografiacutea

Al ARCO G DEL HIFRRO P y SAl AS C 1 990 11honomiacutea pPruana 1 9fFi lJO Ensentildean

ZJS de la expansioacuten y del colapso fonshydaeioacuten fr iNir ich Eberth Uma Peruacute

CEPA 1 993 An l isis de Cadenas Agroindustria les

en Ecuador y Peruacute Publicaciones de las Naciones Unidas Santiago de chile

ENGEL Rr y GRANGER CWJ 1 987 Co-lntegration a nd Error Correction

Represental ion Estimation and Tesshyting Fn Economeacutetrica Vol 55Nmiddot 2 E U U (Mareh)

ESCOBAL Javier 1 994 Comerc ializacioacuten Agriacutecola GRADE

AID Lima-Per(J ESCOilAt )tvilr

2002 Actualizacioacuten Estudio GRADE 15 IJ]) Apoyo Consultoriacutea NNN Lima-Peruacute

Hl JAMBACHANO leresa 2001 El Trigo En Revista Econoacutemica Sectoshy

rial Lima-Peruacute IN El

2002 Boletiacuten Mensual del indke de precios al consumidor Lima-Peruacute 1 990

JOHANSEN Soren 1 988 Statiscal Ana lysis of cointegration vecshy

tors lournal of Economic Dynamic and Control 1 2 EEUU

JOHANSEN Soren 1 995 L ike l ihood- Based lnferenet in Cointeshy

graled Vector Auto Regressive Mode ls Oxford University Press EEUU

KOBAYASHI Maria Elena 2002 Poliacutetica Comerc ial fxterna del Trigo

Apoyo Consultoriacutea l ima-Pt-ruuml t AJO Manuel

1 992 E l Pm Nuestro ESAN HE CENES L imd middotPeru

234 ECUADOR DEBAH

MINISTERIO DE AGRICULTURA 2002 Boletiacuten Estadiacutestico Mensual del Sector

Agrario Lima-Peruacute 990 MINISTERIO DE AGRICUlTURA BMZ

2001 Documentos OGPA CD Tomo 11 hoyecto PROAPA Lima-Peruacute

ORGANIZACIOacuteN DE lAS NACIONES UNIDAS PARA LA AGRICUlTURA Y lA AliMENTACIOacuteN fAO

1 188 bull Anexo 111 S istemas alimentarios y segushyridad alimentarla Potencial idades del desarrollo agriacutecola y rural en Ameacuterica lat ina y el Caribe Roma

PICHIHUA 1 y liNARES A 1 994 Concertacioacuten de la Informacioacuten y

Transparencia en la Comercializacioacuten

de A l imentos en el Peruacute Fundacioacuten MJ 8ustamaote de la Fuente Lima-Peshyruacute

REBOSIO G y MElGAR Y 1 999 Hacia una Estrategia de Seguridad Alishy

mentaria para el Nuevo Milenio CIED L ima-Peruacute

REVOREDO C l 1 994 Impacto de variaciones en los precios

internacionales sobre los consumidores

caso de la Cadena Trigo-Harma-Pan en Chile Samiago de Chile

SANCHEZ George 1995 formacioacuten de precios en la Economiacutea

Nacional El caso del Peruacute 1 985middot 1 995 Cuadernos de Miacutecroeconombulla N 7 DAEP UNALM Lima-Peruacute

SAacuteNCHEZ George 2001 Transmisioacuten de Preciacuteos y Cointegra shy

cioacuten en la Industria Avfcola Peruana En Ecuador Debate N 54 CAAP fcuashydor1

STOCK J H y MW Watson 1 988 tesling for cornmon trenes Journal of

the American Slalist ical AssOltiacuteation 63 E E U U

TEALOO Alberto 1 990 Polrtica de precios y desarrollo agrashy

rio CEDEP Lima-Peruacute TEAIDO Alberto

1 994 bullseguridad A l imentaria y Politica Neolishyberal CEOEP Uma-Peruacute

232 (-iexcl l ll1 middot ) li 1 1

frfllle a u n camhio ltn el predo de eacutesta en el segundo periacuteodo

e l 79667 dP la

varianza del error de prediccioacuten queda expl icada por sus propias variaciones en credente estabil izaacutennose en el periacuteoclo 10 con fBOCl otra variable importante fn estlt1 ecuad6n es el tipo de cambio que lo explica en un 1 27 4t en creden te hasta pf periacuteodo S (en el que a lcanza un pico maacutes elevado) y decreciendo hasta el periacuteodo 9 para normal i7arse con 1 3X el preltio nacional del trigo lo ex plica en amp57 en deuecifnte mientras que el salario In explica en soacutelo OSOYr ln el pPriacuteodo 8 en creciente

Por uacuteltimo los resultados dP la desshycomposicioacuten de la varianza del modelo de la ECUACION DEL PAN nos muesshytran que frente a una innovacioacuten en e l precio del pan (variahle maacutes endoacutegena del modelo) en el segundo periacuteodo el 6644 de la variacioacuten es explicada por su propia fluctuacioacuten en decreciente l a otra variable importante en la explicashycioacuten de este modelo es el precio de la harina quien lo explica en un 3 1 1 4 o en creciente l legando a hacerlo hasta en un 84 en el periacuteodo 1 O en contraposishycioacuten a sus propios precios mientras que el salario lo explica solo en un J70 en el periacuteodo 6 en decreciente

A modo de conclusioacuten

La importancia del mercado peruashyno de la cadena agroal imentario Trigo Harina - Pan reside en el hecho de que el trigo l a harina y el pan const ituyen elementos esenciales de la canasta haacutes i ca fami l iar de todos los estratos sodoeshyconoacutemicos El mercado de la cadena agroal imentaria Trigo - Harina Pan se caracteriza porque la industria molinera

depende de las importadones y por enshyde del mercado externo puesto que e l 99 del trigo que procesa tiene origen importado (Canadaacute Argentina y EEUU) caraneriacutestica que define su comporta miento ol igopoacutelico pultbulls depende de las grandes transnadonaiPs que l ideran el mercado de la i ndustria mol i nera frente a un 1 de la producioacuten nccioshymtl (jtJe no genera incideru ia en este gran mercado en consecuencia el preshycio del trigo que es el insumo baacutesico pashyra la elaboracioacuten dP la harina y el pltn forma su precio y su estructura de mershycado en el fxterior al igual que la hari na y e l pan a traveacutei de una transmisioacuten d i recta

En el largo plvo el precio nacional del trigo es a ltamentP sensible a la flucshytuacioacuten del tipo de cambio y al precio internacional del trigo s in ernhargo menos sensihle a la variacioacuten del salashyrio El precio de la harina es a ltamente sensible a la fluctuacioacuten del tipo de camhio y al precio internacional del trishygo pero menos sensible a l a variacioacuten del precio nacional del trigo y a l salario En tanto el precio del pan es altamente sensible a la fluduacioacuten del precio de la harina y poco sensible al sa lar io

Las relaciones de corto plazo en le cadena agroal i mentkia estud iadr muestra que los paraacutemetros dEbull correcshyc ioacuten de errores de las ecuaciones se mantuvieron entre -2 y O lo que es una condicioacuten necesaria Jdrl asegurar la PSshytabi l idad d inaacutemi(a Ta les ogttlficicntes muestran que el precio de maacutes lento ajuste respecto a discrepancias con la tendencia de lngo plazo es el de la hashyr ina ajustaacutendose cada periacuteodo 1 8 en el caso del trigo 2157h del cambio ln el precio s e debe a dichlt1 disULfJancia

mientras que en el pan el coeficiente es de 592

El anaacutel isis VAR de l a cadena trigoshyharina-pan indica que el precio nacioshynal del trigo ante una fluctuacioacuten del 1 0 en su precio en el corto plazo es maacute sensible a su propio precio un peshyriacuteodo antes (39Yo) El precio de l a harishyna a nte una fluctuacioacuten del 1 0 en su precio en el corto plazo eacuteste es maacutes sensible al tipo de cambio un periacuteodo a ntes (55) Mientras que el precio del pan

middotante una fluctuacioacuten del 1 0 en su

precio en el corto plazo eacuteste es maacutes sensible a la variacioacuten de su propio preshycio un periacuteodo antes (22)

F inalmente cuando el precio nacioshynal del trigo variacutea las variables que se ajustan maacutes lentamente luego del shock experimentado son el precio internacioshynal del trigo y el precio naciona l del tri go que lo hacen en el periacuteodo 9 Proshyducto de l a variacioacuten del precio de la harina todas las variables se aj ustan lentamente l uego del shock experimenshytando entre los periacuteodos 8 y 9

A consecuencia de la variacioacuten del precio del pan las variables que muesshytran mayor persistencia para lograr su norma l izacioacuten en el tiempo luego del shock experimentado es el precio de la harina que se efectuacutea en el periacuteodo 1 O Las variaciones del precio nacional del trigo son expl icadas por su mismo preshycio en un 804 decreciendo raacutepidashymente y por el tipo de cambio que lo explica en un 1 88 en forma crecienshyte Las otras variables lo expl ican irreleshyvantemente

Las variac iones del precio de la harishyna son explicadas en u n 798 por sus propias osci laciones y por el tipo de

DEBAH AGRARIO R1 IRAl 233

cambio en un 1 2 JO La explicacioacuten proporcionada por las otras variables es poco significativa En tanto las fluctuilshyciones del precio del piexcliexcln son explicltJdas por sus propias variaciones en un ampamp4 en decreciente y el precio de la harina que lo expl iciexcliexcl en un 3 1 1 en crecienshyte E l salario es poco significativo

Bibliografiacutea

Al ARCO G DEL HIFRRO P y SAl AS C 1 990 11honomiacutea pPruana 1 9fFi lJO Ensentildean

ZJS de la expansioacuten y del colapso fonshydaeioacuten fr iNir ich Eberth Uma Peruacute

CEPA 1 993 An l isis de Cadenas Agroindustria les

en Ecuador y Peruacute Publicaciones de las Naciones Unidas Santiago de chile

ENGEL Rr y GRANGER CWJ 1 987 Co-lntegration a nd Error Correction

Represental ion Estimation and Tesshyting Fn Economeacutetrica Vol 55Nmiddot 2 E U U (Mareh)

ESCOBAL Javier 1 994 Comerc ializacioacuten Agriacutecola GRADE

AID Lima-Per(J ESCOilAt )tvilr

2002 Actualizacioacuten Estudio GRADE 15 IJ]) Apoyo Consultoriacutea NNN Lima-Peruacute

Hl JAMBACHANO leresa 2001 El Trigo En Revista Econoacutemica Sectoshy

rial Lima-Peruacute IN El

2002 Boletiacuten Mensual del indke de precios al consumidor Lima-Peruacute 1 990

JOHANSEN Soren 1 988 Statiscal Ana lysis of cointegration vecshy

tors lournal of Economic Dynamic and Control 1 2 EEUU

JOHANSEN Soren 1 995 L ike l ihood- Based lnferenet in Cointeshy

graled Vector Auto Regressive Mode ls Oxford University Press EEUU

KOBAYASHI Maria Elena 2002 Poliacutetica Comerc ial fxterna del Trigo

Apoyo Consultoriacutea l ima-Pt-ruuml t AJO Manuel

1 992 E l Pm Nuestro ESAN HE CENES L imd middotPeru

234 ECUADOR DEBAH

MINISTERIO DE AGRICULTURA 2002 Boletiacuten Estadiacutestico Mensual del Sector

Agrario Lima-Peruacute 990 MINISTERIO DE AGRICUlTURA BMZ

2001 Documentos OGPA CD Tomo 11 hoyecto PROAPA Lima-Peruacute

ORGANIZACIOacuteN DE lAS NACIONES UNIDAS PARA LA AGRICUlTURA Y lA AliMENTACIOacuteN fAO

1 188 bull Anexo 111 S istemas alimentarios y segushyridad alimentarla Potencial idades del desarrollo agriacutecola y rural en Ameacuterica lat ina y el Caribe Roma

PICHIHUA 1 y liNARES A 1 994 Concertacioacuten de la Informacioacuten y

Transparencia en la Comercializacioacuten

de A l imentos en el Peruacute Fundacioacuten MJ 8ustamaote de la Fuente Lima-Peshyruacute

REBOSIO G y MElGAR Y 1 999 Hacia una Estrategia de Seguridad Alishy

mentaria para el Nuevo Milenio CIED L ima-Peruacute

REVOREDO C l 1 994 Impacto de variaciones en los precios

internacionales sobre los consumidores

caso de la Cadena Trigo-Harma-Pan en Chile Samiago de Chile

SANCHEZ George 1995 formacioacuten de precios en la Economiacutea

Nacional El caso del Peruacute 1 985middot 1 995 Cuadernos de Miacutecroeconombulla N 7 DAEP UNALM Lima-Peruacute

SAacuteNCHEZ George 2001 Transmisioacuten de Preciacuteos y Cointegra shy

cioacuten en la Industria Avfcola Peruana En Ecuador Debate N 54 CAAP fcuashydor1

STOCK J H y MW Watson 1 988 tesling for cornmon trenes Journal of

the American Slalist ical AssOltiacuteation 63 E E U U

TEALOO Alberto 1 990 Polrtica de precios y desarrollo agrashy

rio CEDEP Lima-Peruacute TEAIDO Alberto

1 994 bullseguridad A l imentaria y Politica Neolishyberal CEOEP Uma-Peruacute

mientras que en el pan el coeficiente es de 592

El anaacutel isis VAR de l a cadena trigoshyharina-pan indica que el precio nacioshynal del trigo ante una fluctuacioacuten del 1 0 en su precio en el corto plazo es maacute sensible a su propio precio un peshyriacuteodo antes (39Yo) El precio de l a harishyna a nte una fluctuacioacuten del 1 0 en su precio en el corto plazo eacuteste es maacutes sensible al tipo de cambio un periacuteodo a ntes (55) Mientras que el precio del pan

middotante una fluctuacioacuten del 1 0 en su

precio en el corto plazo eacuteste es maacutes sensible a la variacioacuten de su propio preshycio un periacuteodo antes (22)

F inalmente cuando el precio nacioshynal del trigo variacutea las variables que se ajustan maacutes lentamente luego del shock experimentado son el precio internacioshynal del trigo y el precio naciona l del tri go que lo hacen en el periacuteodo 9 Proshyducto de l a variacioacuten del precio de la harina todas las variables se aj ustan lentamente l uego del shock experimenshytando entre los periacuteodos 8 y 9

A consecuencia de la variacioacuten del precio del pan las variables que muesshytran mayor persistencia para lograr su norma l izacioacuten en el tiempo luego del shock experimentado es el precio de la harina que se efectuacutea en el periacuteodo 1 O Las variaciones del precio nacional del trigo son expl icadas por su mismo preshycio en un 804 decreciendo raacutepidashymente y por el tipo de cambio que lo explica en un 1 88 en forma crecienshyte Las otras variables lo expl ican irreleshyvantemente

Las variac iones del precio de la harishyna son explicadas en u n 798 por sus propias osci laciones y por el tipo de

DEBAH AGRARIO R1 IRAl 233

cambio en un 1 2 JO La explicacioacuten proporcionada por las otras variables es poco significativa En tanto las fluctuilshyciones del precio del piexcliexcln son explicltJdas por sus propias variaciones en un ampamp4 en decreciente y el precio de la harina que lo expl iciexcliexcl en un 3 1 1 en crecienshyte E l salario es poco significativo

Bibliografiacutea

Al ARCO G DEL HIFRRO P y SAl AS C 1 990 11honomiacutea pPruana 1 9fFi lJO Ensentildean

ZJS de la expansioacuten y del colapso fonshydaeioacuten fr iNir ich Eberth Uma Peruacute

CEPA 1 993 An l isis de Cadenas Agroindustria les

en Ecuador y Peruacute Publicaciones de las Naciones Unidas Santiago de chile

ENGEL Rr y GRANGER CWJ 1 987 Co-lntegration a nd Error Correction

Represental ion Estimation and Tesshyting Fn Economeacutetrica Vol 55Nmiddot 2 E U U (Mareh)

ESCOBAL Javier 1 994 Comerc ializacioacuten Agriacutecola GRADE

AID Lima-Per(J ESCOilAt )tvilr

2002 Actualizacioacuten Estudio GRADE 15 IJ]) Apoyo Consultoriacutea NNN Lima-Peruacute

Hl JAMBACHANO leresa 2001 El Trigo En Revista Econoacutemica Sectoshy

rial Lima-Peruacute IN El

2002 Boletiacuten Mensual del indke de precios al consumidor Lima-Peruacute 1 990

JOHANSEN Soren 1 988 Statiscal Ana lysis of cointegration vecshy

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234 ECUADOR DEBAH

MINISTERIO DE AGRICULTURA 2002 Boletiacuten Estadiacutestico Mensual del Sector

Agrario Lima-Peruacute 990 MINISTERIO DE AGRICUlTURA BMZ

2001 Documentos OGPA CD Tomo 11 hoyecto PROAPA Lima-Peruacute

ORGANIZACIOacuteN DE lAS NACIONES UNIDAS PARA LA AGRICUlTURA Y lA AliMENTACIOacuteN fAO

1 188 bull Anexo 111 S istemas alimentarios y segushyridad alimentarla Potencial idades del desarrollo agriacutecola y rural en Ameacuterica lat ina y el Caribe Roma

PICHIHUA 1 y liNARES A 1 994 Concertacioacuten de la Informacioacuten y

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Nacional El caso del Peruacute 1 985middot 1 995 Cuadernos de Miacutecroeconombulla N 7 DAEP UNALM Lima-Peruacute

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Nacional El caso del Peruacute 1 985middot 1 995 Cuadernos de Miacutecroeconombulla N 7 DAEP UNALM Lima-Peruacute

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