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FACULTAD DE CIENCIAS ECONÓMICAS (U.B.A.)

Seminario de Integración y Aplicación

(Área Economía)

EL IMPACTO INFLACIONARIO DE LA DEPRECIACIÓN

CAMBIARIA DE 2002 EN ARGENTINA

Autora: Julia Frenkel Registro 806.454 Tutor: Prof. Mario Damill 1º cuatrimestre, 2003

Buenos Aires, 30 de junio de 2003

1

ÍNDICE

Pág.

INTRODUCCIÓN.................................................................................................................... 2

I. DETERMINANTES DEL TRASLADO DE LA DEPRECIACIÓN NOMINAL DEL PESO A

LOS PRECIOS INTERNOS................................................................................................... 3

II. EL CONTEXTO DE LA DEVALUACIÓN DE ENERO DE 2002....................................... 6

III. LA EVOLUCIÓN DE LA INFLACIÓN Y DEL TIPO DE CAMBIO.................................. 8

La evolución del IPC y del tipo de cambio nominal (enero 2002-febrero 2003)................ 9

El pass-through................................................................................................................. 10

IV. EL MODELO DE PRECIOS.......................................................................................... 13

Marco teórico: precios fix y precios flex............................................................................ 13

El modelo de precios fix .................................................................................................... 14

Los precios fix, los precios flex y el IPC ........................................................................... 15

El modelo del IPCSINPUB ................................................................................................ 18

Resultados de las estimaciones ....................................................................................... 20

Simulación del modelo IPCSINPUB en el período enero 2002-febrero 2003 ................. 22

Una interpretación del pass-through de la devaluación de enero de 2002 con el modelo

del IPCSINPUB ................................................................................................................. 24

V. CONCLUSIONES........................................................................................................... 29

VI. BIBLIOGRAFÍA CONSULTADA.................................................................................. 31

VII. ANEXO.......................................................................................................................... 32

2

INTRODUCCIÓN1

Antes de que se produjera la devaluación de enero de 2002 existía una creencia

generalizada acerca de que ésta traería aparejado un fuerte aumento de la inflación ya

que, se decía, los agentes ajustarían sus precios siguiendo la cotización del dólar para

preservar el valor en dólares de sus productos. Se argumentaba que una devaluación real

resultaba imposible porque los precios internos acompañarían el aumento del dólar. En contraste con esta idea difundida, la inflación resultó mucho menor que la depreciación

nominal de la moneda, y el traslado del aumento del tipo de cambio nominal a los precios

minoristas fue más bajo que en experiencias devaluatorias anteriores en la Argentina.

El presente trabajo tiene por objetivo aportar una posible explicación de la evolución de la

inflación minorista para el período comprendido desde la devaluación de enero de 2002

hasta febrero de 2003. La hipótesis es que esta explicación puede darse a través de la

estimación de un modelo por mínimos cuadrados que explique la evolución de los precios

al consumidor en función de la dinámica de tres precios fundamentales en la economía: el

precio de la fuerza de trabajo, el precio de la divisa y los precios de los servicios públicos

privatizados. Si se logra probar que la inflación minorista puede descomponerse en la

evolución de estos tres precios y puede determinarse la incidencia de cada uno de estos

componentes en ella, podrá darse entonces una explicación del impacto que tuvo la

depreciación nominal de la moneda doméstica en los precios minoristas en el período estudiado.

El trabajo se organiza en cinco secciones. En la primera se presentan los principales

determinantes del traslado de la depreciación nominal de la moneda doméstica a los

precios internos. La segunda presenta una breve caracterización de la economía

argentina al momento de la devaluación de enero de 2002. La tercera sección contiene un

análisis descriptivo de la evolución de los precios minoristas en relación con la trayectoria

del tipo de cambio nominal para el período estudiado. También se exponen los

coeficientes de traslado de la depreciación nominal a los precios del consumidor y se los

compara con experiencias previas en la Argentina. En la cuarta sección se presenta el

modelo de precios a estimar, los resultados de las estimaciones, la simulación del modelo

estimado para el período en estudio y una interpretación del pass-through con este

modelo. Por último, en la quinta sección se presentan las conclusiones del trabajo.

1 Se agradece la colaboración de la Dirección de Precios de Consumo del INDEC, especialmente a su Directora, Lic. Graciela Bevacqua, y a la Lic. Cecilia Pazo y el Lic. Guido Kampel; de la Dirección de Estadísticas Secundarias del mismo organismo, especialmente al Lic. José Souto y al Lic. Germán Herrera. También se agradece la atención del Lic. Carlos Quarrachino y el Lic. José Eyras de la Dirección de Información y Coyuntura del Ministerio de Economía de la Nación y al Lic. Ricardo Martínez de la CEPAL quien ha aportado la serie de salarios que permitió el cálculo del pass-through de las experiencias devaluatorias anteriores. Todos ellos han atendido amablemente mis numerosas consultas.

3

I. DETERMINANTES DEL TRASLADO DE LA DEPRECIACIÓN NOMINAL DEL PESO A

LOS PRECIOS INTERNOS

La teoría económica establece que una depreciación nominal de la moneda trae consigo

un aumento relativo de los precios de los bienes y servicios transables respecto de los no

transables en una economía pequeña en relación con el mercado mundial y relativamente

abierta al comercio exterior. La relación que existe entre la depreciación nominal de la

moneda y el aumento de los precios internos es lo que en la literatura económica se

denomina el pass-through del tipo de cambio. Este se mide como la proporción entre la

inflación acumulada y la tasa de crecimiento del tipo de cambio nominal acumulada a

distintos períodos. Si esta proporción es cercana a 1, el traspaso del tipo de cambio a los

precios es total, lo que implica la imposibilidad de una depreciación real de la moneda. Por el contrario, una proporción cercana a 0 representa la inelasticidad de los precios de la

economía ante una variación del tipo de cambio nominal y una devaluación real de la

moneda.

Numerosos estudios ponen en evidencia que el grado de pass-through difiere entre países

y no es estático en el tiempo. También señalan la existencia de diversos factores que

inciden en el grado de traspaso de las variaciones del tipo de cambio nominal sobre los

precios internos. Algunos de estos factores son:

1. Tamaño de la economía y grado de apertura al comercio exterior

En una economía pequeña en relación con el mercado mundial (cuyos volúmenes

comerciados con el exterior no inciden en la determinación de los precios internacionales),

los precios internos del sector transable resultan iguales a los precios internacionales

convertidos en moneda doméstica por el tipo de cambio efectivo. En estas economías, un

aumento en el tipo de cambio nominal se traduce en un aumento de los precios del sector transable. En cambio, los volúmenes comerciados de una economía relativamente grande

determinan fluctuaciones en los precios internacionales, por lo que una variación del tipo

de cambio nominal no debe necesariamente traducirse en un aumento de los precios

internos del sector transable. Por su parte, el grado de apertura comercial conlleva efectos

contrapuestos sobre el pass-through. Por un lado, la mayor apertura incentiva la

competencia de los bienes transables en el mercado interno, lo que dificulta el traslado a

precios ante el encarecimiento de los costos dado por la depreciación nominal. Pero por

otro lado, la apertura puede significar una mayor presencia de productos importados para

consumo final o como insumos intermedios, tanto para el sector transable como el no

transable. En esta situación, la depreciación nominal de la moneda probablemente se

traslade en mayor medida a los precios internos.

2. La estructura productiva de la economía

Como se menciona arriba, las variaciones del tipo de cambio nominal afectan los precios de los bienes y servicios transables. Por un lado, las variaciones del tipo de cambio

inciden en los precios internos a través del encarecimiento de los productos transables

para consumo final. Por ello, cuanto mayor sea la presencia de productos finales

4

importados o exportables en el mercado interno mayor será el traslado sobre el nivel general de precios. Otro canal por el que la depreciación nominal se traslada a los precios

es a través del encarecimiento de los costos de producción de los no transables. Este

encarecimiento se produce mediante efectos directos en indirectos. Por efecto directo

entendemos el aumento de los costos causado por el encarecimiento de los insumos

importados o exportables demandados en el proceso productivo. Cuanto mayor sea la

proporción de estos insumos en relación con el valor total de producción de cada bien o

servicio final, mayor será el pass-through. Por su parte, el efecto indirecto está dado por el

encarecimiento de los insumos importados o exportables que participan como insumos de

los insumos nacionales en la cadena productiva. La medición de este efecto implica

considerar la proporción de insumos importados o exportables que integran insumos

nacionales, dado que a mayor proporción, mayor encarecimiento de los costos, lo que a

su vez se traduce en mayores precios finales.

De esta manera, el traslado de la depreciación de la moneda a los precios dependerá del grado de transabilidad en la estructura productiva de la economía, y es mayor cuanto

mayor sea la participación de los componentes transables. A la inversa, cuanto mayor sea

el grado de participación de los componentes no transables en la estructura productiva

(principalmente fuerza de trabajo y servicios como transporte, energía, comunicaciones,

etc.) menor será el traslado de la depreciación nominal a los precios. Evidentemente, el

grado de pass-through también dependerá de la evolución que sigan los precios de los

componentes no transables (principalmente los salarios y los precios de los servicios, que

a priori no necesariamente varían con el tipo de cambio) en respuesta a la depreciación

nominal.

3. La situación coyuntural del shock cambiario dentro del ciclo económico

Los niveles de demanda agregada y desempleo al momento del shock cambiario juegan

un papel muy significativo a la hora de determinar el traslado a precios. En un contexto

recesivo, con niveles de demanda muy deprimidos, existen dificultades para trasladar el

aumento de costos a los precios finales sin perder posición en el mercado. En estas circunstancias, es probable que los oferentes de no transables reduzcan sus márgenes de

beneficio en lugar de trasladar costos, disminuyendo el pass-through. El nivel de

desempleo también constituye un factor crucial ya que determina la posibilidad de

reacción de los salarios ante el aumento de precios causado por la depreciación de la

moneda. En un contexto de alto desempleo, el poder de negociación de los trabajadores

disminuye, minando la posibilidad de hacer efectivas las presiones salariales. Sin aumento

de salarios, el traslado del impacto cambiario a los precios resulta menor. Por el contrario,

la indexación de los salarios a la inflación pasada, constituye un factor de inercia

inflacionaria que se traduce en un mayor traslado a precios ante un mismo shock

cambiario. También resulta importante la elasticidad precio de la demanda de los

productos encarecidos por el aumento del tipo de cambio, dada por el grado de

sustituibilidad de los productos. Es probable que en un contexto recesivo con alto

desempleo estas elasticidades sean elevadas (siempre y cuando exista la posibilidad de

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sustituir los productos encarecidos por productos de características similares más baratos). Cuanto mayor sea la elasticidad precio de estos productos, menor será el

traslado a los precios vía demanda.

4. El contexto inflacionario en el que se produce el shock cambiario

Taylor (2000) encuentra una relación positiva entre los niveles de inflación y el pass-

through. Las firmas trasladan en mayor medida los incrementos en sus costos si estos

aumentos son percibidos como permanentes. Entonces, como en los regímenes de alta

inflación tienden a permanecer niveles altos de inflación, se verifica un mayor pass-

through. Por el contrario, en contextos de baja inflación, en los que las expectativas de

inflación son bajas los aumentos en los precios pueden generar pérdidas de mercado a

las firmas, por lo que son más cautelosas a la hora de trasladar costos y el pass-through

resulta menor. Por su parte, Frenkel (1989) aporta otro tipo de explicación al vínculo entre

el contexto inflacionario y el pass-through. El autor encuentra que una economía adaptada

a un contexto de alta inflación presenta una alta elasticidad de respuesta ante cualquier shock macroeconómico. Los regímenes de alta inflación presentan características

distintivas. En las economías adaptadas a la inflación elevada se produce una

generalización de la indexación de los contratos nominales y el acortamiento de los

períodos de reajuste como mecanismos para su propia supervivencia. Así, por períodos,

tienden a establecerse condiciones de normalidad en los que las expectativas y las

decisiones de precio se establecen en función de la tasa de inflación pasada. La

indexación de los contratos nominales y las expectativas inflacionarias basadas en la

inflación pasada dan origen a la existencia de un componente de inflación inercial que

traslada la tasa de inflación pasada a la presente. En este contexto, las perturbaciones

macroeconómicas pueden pensarse como factores de aceleración o desaceleración de la

inflación. Estos shocks junto con el componente inercial determinan la tasa de inflación

presente. El impacto inflacionario permanente de los shocks será mayor cuanto menor

sea la extensión de los contratos y el período de referencia de las expectativas porque la

componente inercial traslada una mayor proporción del shock cuanto menor es la extensión de los contratos. Entonces, en una economía adaptada a niveles elevados de

inflación, donde la indexación de los contratos nominales constituye una práctica

generalizada, un shock cambiario se trasladará a los precios internos con mayor fuerza

que en una economía con niveles bajos de inflación.

5. Grado de apreciación cambiaria

Si existieron condiciones previas de atraso cambiario y como consecuencia el tipo de

cambio experimenta una suba abrupta para corregirse a un nivel más razonable, puede

ocurrir que los precios de los bienes no reflejen todo el efecto de la devaluación ya que los

productores locales pueden optar por una estrategia competitiva de mantener las subas

de precio dentro de un rango moderado, resignando márgenes de beneficio. En un nuevo

contexto de buenas condiciones de mercado dado por el encarecimiento de la

competencia externa, esta estrategia les permite ganar posiciones frente a sus

competidores internacionales.

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6. Grado de dolarización en la formación de precios

Cuanto mayor sea el grado de dolarización en la formación de precios internos tanto por

mayor participación de insumos importados o exportables como por la voluntad de los

formadores de precios de preservar el valor en dólares de sus productos, mayor será el

traslado a precios.

7. Política monetaria y expectativas de los agentes

Aunque en el corto plazo la inflación puede aumentar por la depreciación nominal de la

moneda, en el mediano-largo plazo puede retroceder a las metas fijadas por el Banco

Central si las políticas monetarias fijadas por éste resultan creíbles.

II. EL CONTEXTO DE LA DEVALUACIÓN DE ENERO DE 2002

En este apartado se realiza una breve caracterización del contexto de la economía

argentina al momento de la devaluación de enero de 2002 teniendo en cuenta algunos de

los factores determinantes del traslado a precios enunciados en el apartado anterior. El

objetivo es brindar un panorama que permita identificar a priori algunos de los factores

que tendrían incidencia en la evolución de la inflación tras el shock cambiario.

En primer lugar, puede decirse que la economía argentina es pequeña en relación con el

mercado mundial, por lo que es tomadora de precios internacionales. Con la brusca

disminución de las barreras arancelarias y no arancelarias llevada a cabo en el marco de

las reformas estructurales de comienzos de la década del noventa, también puede decirse

que la economía argentina es más abierta al comercio exterior que en las décadas

anteriores. Este hecho se ha puesto en evidencia con el fuerte influjo de importaciones

ocurrido durante la década pasada, producto de la eliminación de las restricciones al

comercio y de la fijación por ley del tipo de cambio nominal en una relación de un peso por dólar que, dada la evolución de los precios, ha determinado un grado de apreciación real

de la moneda favorable a las importaciones. La apertura al comercio y la apreciación real

del tipo de cambio perjudicó fuertemente la producción de la industrial nacional,

conformada en su mayor parte por PyMes de los sectores textil, confecciones, muebles y

otros, que se han orientado históricamente al consumo interno. En estos sectores,

muchas empresas fueron desplazadas del mercado por el ingreso de los productos

importados, contribuyendo al incremento del desempleo. En este contexto, la devaluación

plantea la posibilidad de que estos sectores sustitutivos de importaciones resurjan y que,

en su intento de ganar mercado a sus competidores extranjeros, no trasladen la totalidad

del incremento de sus costos a los precios finales, contribuyendo así a un menor traslado

al nivel general de precios.

En segundo lugar, aunque no es objetivo de este trabajo realizar una caracterización

detallada de la estructura productiva de la economía argentina, es importante tener presente algunos datos sobre el grado de participación de los insumos transables en ella,

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dado que uno de los elementos que alienta un mayor pass-through es el incremento de los costos de producción. Un estudio realizado por el Centro de Estudios Bonaerense

(CEB) en el mes de marzo de 2002 muestra que ante una depreciación nominal del 100%

se espera que los costos de producción aumenten un 32,7% debido al elevado impacto de

insumos importados en el proceso productivo, tanto de manera directa (10,6%) como

indirecta (22,1%). El estudio revela que entre los sectores industriales con más

incremento de costos de producción se encuentran el sector de producción de vehículos

automotores, de receptores de radio y TV, de máquinas de oficina e informática y los de

fertilizantes y plaguicidas. Entre los sectores con menor impacto se encuentran la

elaboración de pastas alimenticias, la elaboración de productos de panadería (cabe

destacar que en ambos casos el impacto indirecto es mucho mayor que el directo: 3,7%

contra 0,9% para el caso de productos de panadería, y 6,5% contra 1,5% para el de las

pastas, lo que implica la presencia de una alta proporción de insumos nacionales que

utilizan insumos exportables para su producción), la elaboración y conservación de pescado y la producción vitivinícola. El grado en que estos incrementos en los costos se

traslade a los precios finales dependerá de las estrategias adoptadas por los productores

y comercializadores en relación con el manejo de su mark up.

En tercer lugar, a fines del año 2001, la economía argentina se encontraba en una

profunda recesión. Desde mediados de 1998 el PIB había mantenido una firme tendencia

a la caída. Hacia el último trimestre de 2001, su nivel se encontraba un 15,6% más bajo

que el nivel máximo precedente (alcanzado en el segundo trimestre de 1998), de acuerdo

con información de la Dirección Nacional de Cuentas Nacionales. Según el relevamiento

de la EPH, a octubre de 2001, la tasa de desocupación era del 19% y en mayo de 2002

ascendió al 22%. En este contexto de niveles de demanda sumamente deprimidos y alto

nivel de desempleo resulta probable que el traslado a los precios sea de menor magnitud.

Es probable que muchos oferentes de no transables opten por reducir sus márgenes de

ganancia en lugar de trasladar plenamente el incremento de sus costos de producción. A

su vez, el alto nivel de desempleo hace que los salarios se retrasen frente al aumento de los precios internos, deteriorando así el salario real y contribuyendo a un menor pass-

through.

En cuarto lugar, resulta importante tener en cuenta la evolución que han tenido los precios

durante la década del noventa. El período comprendido desde mediados de esa década

hasta el fin de la convertibilidad estuvo caracterizado por la estabilidad de los precios

tanto minoristas como mayoristas. Además, durante toda la convertibilidad estuvieron

prohibidas las prácticas indexatorias (con excepción del caso de las tarifas de los servicios

públicos privatizados, cuyos precios se fijaban en dólares y se actualizaban con la

inflación de los Estados Unidos). Es probable que la estabilidad de precios, e incluso

deflación en el último semestre previo a la devaluación (desde junio de 2001 hasta

diciembre las tasas de variación mensual tanto del IPC como el IPM fueron negativas), y

la prohibición de la indexación de los contratos hayan contribuido a un menor traslado a

precios ante el aumento del tipo de cambio nominal.

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Por último, el grado de dolarización en la fijación de precios de los productores no es una variable observable a priori. Si bien al momento de la devaluación numerosas opiniones

coincidieron en señalar que una devaluación real de la moneda era imposible debido a

que los oferentes tenderían a fijar sus precios siguiendo la cotización del dólar, en el

siguiente apartado se mostrará que el pass-through, lejos de ser pleno, resultó

significativamente menor en relación con experiencias argentinas de la década del

ochenta.

III. LA EVOLUCIÓN DE LA INFLACIÓN Y DEL TIPO DE CAMBIO

Antes de analizar la evolución de la inflación y del tipo de cambio nominal para el período

enero 2002- febrero 2003, se presentan y justifican las variables elegidas.

Para analizar la evolución de la inflación en el período de estudio, se toma como índice

representativo el índice de precios de consumo IPC-GBA base 1999 elaborado en forma

mensual por el INDEC sobre la base de un conjunto de productos representativos del

consumo de los hogares residentes en el Gran Buenos Aires (Ciudad de Buenos Aires y

partidos del Gran Buenos Aires) cuyo objetivo es medir la evolución de estos precios en

relación con los precios vigentes en el año base. Es un índice Laspeyres que se obtiene

como resultado de la suma de los precios de esos productos multiplicados por

ponderadores fijos.2 La elección de este índice como medida de la inflación radica en la amplitud de la canasta de bienes y servicios que se utiliza para su construcción así como

también en el hecho de que es el índice frecuentemente utilizado para medir los ingresos

reales de la población.

Sin embargo, cabe aclarar que esta decisión implica dejar de lado algunos aspectos

importantes. Si bien el IPC mide la evolución de los precios de una canasta de bienes y

servicios representativa del gasto de consumo de los hogares, quedan excluidos de esta

canasta los gastos correspondientes a los pagos de intereses y amortizaciones de

préstamos y el impuesto inmobiliario. Además, se debe tener en cuenta que la noción de

inflación hace referencia a un concepto más amplio que el reflejado por el IPC, que

comprende la evolución de los precios de los bienes y servicios exportados, de los

utilizados como consumo intermedio de las industrias y de los destinados a la inversión

bruta fija o a la variación de existencias. Por otro lado, la evolución de los precios que

pagan los consumidores no siempre tiene una correspondencia con la de los precios que

reciben los productores, dado que las variaciones en los impuestos y subsidios sobre los productos modifican las proporciones en las que el Estado y los hogares se hacen cargo

de los pagos por esos bienes y servicios. Resta hacer una observación adicional. Ante

una variación de precios relativos de los bienes o servicios, los consumidores pueden

2 Los ponderadores se obtuvieron de la última Encuesta Nacional de Gasto de los Hogares (ENGH) referidas al período de febrero de 1996 a enero de 1997 Para más información sobre la metodología del IPC ver “Indice de Precios al Consumidor Gran Buenos Aires . Base 1999=100” disponible en la página web del INDEC.

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desplazar sus compras de dos formas. En primer lugar, pueden trasladarlas a los productos cuyo precio relativo bajó y reducir así su costo de vida. En segundo lugar,

aunque no varíen los precios relativos, el consumidor puede reducir el costo de sus

compras si logra acceder a comercios más baratos o adquirir artículos de consumo de

segundas marcas. Esto es lo que se llama el “efecto sustitución”, que no puede ser

captado en la práctica por no existir métodos oportunos. Entonces, este efecto

necesariamente se subestima en el IPC lo que quiere decir que la suba del IPC puede

sobrestimar parcialmente el verdadero impacto de la inflación sobre el gasto de los

consumidores.

Para medir la evolución del tipo de cambio, se ha optado por la elaboración de una serie

de promedios mensuales sobre la base de la publicación de las cotizaciones diarias del

precio del dólar estadounidense que realiza el B.C.R.A.

La evolución del IPC y del tipo de cambio nominal (enero 2002-febrero 2003)

Desde la devaluación de enero de 2002, los precios minoristas comienzan a crecer luego

de siete años de relativa estabilidad. Como muestra el gráfico 1, los precios al consumidor

han acompañado la depreciación cambiaria aunque a un ritmo mucho menor.

En los primeros días del mes de enero se efectúa una devaluación del 40%, con un tipo

de cambio oficial que se establece en un valor de 1,40 $/US$. A partir del 11 de febrero se

establece un mercado único de cambios, con un tipo de flotación sucia y ciertas restricciones a la compra de la divisa. Con este régimen el precio del dólar continúa

subiendo y acumula un aumento del orden de 265% hacia junio, mes en el que se registra

el primer pico del tipo de cambio (con un valor promedio del mes de 3,65 $/US$). En julio

y agosto, el tipo de cambio muestra leves caídas para volver a aumentar levemente en

septiembre y octubre. Desde noviembre mantiene una tendencia a la baja acumulando

una caída del 13% hacia febrero de 2003 con respecto al primer pico de junio (con un

valor promedio mensual de 3,17 $/US$). El aumento acumulado de todo el período es del

217%.

Durante los primeros tres meses posteriores a la devaluación, a pesar del importante

aumento del precio del dólar (con una suba de la paridad peso-dólar del 146% hacia

marzo), el IPC muestra un aumento moderado, promediando un aumento mensual del

orden de 3%. En abril de 2002, se produce un fuerte aumento de los precios minoristas,

del 10,4% con respecto al mes anterior. A partir de ese mes, y a pesar de que desde

entonces el tipo de cambio nominal comienza a mostrar una tendencia a apreciarse (con excepciones de los meses septiembre y octubre para los cuales arroja un leve aumento),

la evolución de los precios minoristas mantiene su tendencia creciente con un aumento

mensual promedio del 3,3% para el período mayo-agosto, disminuyendo a un aumento

mensual promedio menor al 1% para el resto del período.

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Tip

o de

Cam

bio

IPC (eje izq.) Tipo de cambio nominal ($/U$S) (eje der.)

Gráfico 1: Evolución del tipo de cambio nominal y el nivel de precios minoristas. (Números índice base diciembre 2001=100)

Fuente: elaboración propia en base a datos del BCRA e INDEC.

El pass-through

Veamos ahora cuál ha sido el traslado de la depreciación cambiaria a la inflación minorista

mes a mes luego de la devaluación de enero de 2002. El gráfico 2 muestra el efecto de la

depreciación de la moneda en la inflación minorista para los primeros catorce meses

luego de la devaluación. En el eje izquierdo se mide el aumento del tipo de cambio nominal acumulado ($/US$) y el aumento acumulado de los precios al consumidor (en

términos porcentuales). En el eje derecho se mide, con distinta escala, el traslado

porcentual a los precios minoristas que surge de comparar ambos incrementos (inflación

acumulada/ aumento del tipo de cambio nominal acumulado).

En el gráfico se observa que hasta el primer pico del tipo de cambio en junio el aumento

de la paridad peso-dólar asciende a 265% mientras que la inflación acumulada resulta del

orden de 30,5%. Esto significa un traslado porcentual del orden del 12% (o un coeficiente

de traspaso igual a 0,12) en los primeros seis meses y un aumento del tipo de cambio real

en relación con los precios minoristas del orden de 180%. Como se mencionó

anteriormente, a partir de julio el tipo de cambio nominal mantiene una tendencia a la baja

(con excepción de los meses septiembre y octubre en los que muestra un leve aumento)

contribuyendo negativamente al aumento acumulado de la paridad, mientras que la

inflación mantiene su tendencia creciente. Pasados doce meses de la devaluación, el tipo de cambio nominal acumula un aumento de casi un 250% mientras que la inflación

acumulada es mucho menor (41%). Así, el traslado del aumento del precio del dólar a los

precios minoristas ha sido del 16% pasado un año desde el shock cambiario. Hacia

febrero de 2003, el traslado a los precios es un tanto mayor (20%) producto de la

apreciación nominal del peso y la tasa de inflación que acumula un 44%.

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Gráfico 2. Efecto de la suba de la paridad peso-dólar sobre la inflación minorista. Relación porcentual entre la inflación minorista y el aumento acumulado del tipo de cambio nominal ($/US$)

Fuente: elaboración propia en base a BCRA e INDEC.

Estos coeficientes de traslado muestran un efecto muy inferior al de las experiencias

devaluatorias argentinas en los meses de marzo de 1981, febrero de 1989 y diciembre de

1989. El cuadro 1 muestra comparadamente las mismas variables que el gráfico anterior

para los primeros doce meses luego de las distintas devaluaciones.

Cuadro 1. Devaluaciones comparadas: marzo-1981, febrero-1989, diciembre-1989, enero-2002

Fuente: elaboración propia en base a BCRA, CEI e INDEC. Referencias: (A)=Aumento acumulado de la paridad peso-dólar (en %), (B)=Inflación minorista acumulada (en %), Pass-through=(B)/(A)

Mes Deval.

Meses después de la deval.

(A) (B)Pass

Through(A) (B)

Pass Through

(A) (B)Pass

Through(A) (B)

Pass Through

1 34 8 23% 61 10 16% 175 40 23% 40 2 6%

2 38 16 42% 184 28 15% 156 151 97% 82 6 7%

3 178 27 15% 340 71 21% 470 306 65% 146 10 7%

4 208 40 19% 911 205 23% 627 693 111% 188 21 11%

5 214 51 24% 1396 555 40% 657 783 119% 232 26 11%

6 223 62 28% 3641 1842 51% 663 903 136% 265 30 12%

7 288 71 25% 3641 2577 71% 704 1043 148% 263 35 13%

8 349 84 24% 3641 2827 78% 713 1167 164% 263 38 14%

9 347 100 29% 3641 2991 82% 820 1361 166% 265 40 15%

10 325 123 38% 3641 3193 88% 784 1590 203% 266 40 15%

11 324 135 42% - - - 752 1720 229% 254 41 16%

12 389 146 38% - - - 706 1832 260% 249 41 16%

Marzo de 1981 Febrero de 1989 Diciembre de 1989 Enero de 2002

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250

300

ene-

02

feb-

02

mar

-02

abr-

02

may

-02

jun-

02

jul-0

2

ago-

02

sep-

02

oct-

02

nov-

02

dic-

02

ene-

03

feb-

03

Aum

ento

del

tipo

de

cam

bio-

Infla

ción

(va

r%)

0%

5%

10%

15%

20%

25%

Tra

slad

o a

prec

ios

Aumento acumulado del tipo de cambio ($/U$S) (eje izq.)Inflación acumulada (eje izq.)Traslado porcentual (eje der.)

12

Repasemos primero los contextos de las distintas devaluaciones. En marzo de 1981, luego de que en febrero el propio Martínez de Hoz pone fin al régimen de devaluaciones

mensuales (que eran del 2%), el ministro de Economía del nuevo gobierno militar de Viola

establece una devaluación del orden del 34%. La segunda devaluación, en febrero de

1989, tiene su origen en una burbuja especulativa en el mercado de cambio libre y una

corrida en el controlado (el comercial) que pone fin al plan de estabilización iniciado en

agosto de 19883 y detona el primer episodio hiperinflacionario de fines de la década del

´80, cuyo comienzo puede ubicarse en el mes de abril de 1989. Unos meses más tarde,

con la asunción del nuevo gobierno se anuncia el mantenimiento del esquema cambiario

establecido en junio por las autoridades anteriores, caracterizado por un tipo de cambio

único y fijado por el BCRA.

El segundo proceso hiperinflacionario tiene su origen en un shock de políticas en el mes

de diciembre de 1989 (Damill, M. y Frenkel, R., 1991). El 10 de diciembre, el entonces

ministro de Economía Rapanelli anuncia el desdoblamiento del mercado cambiario en uno oficial (en el que la paridad sería 1000 australes por dólar) y un mercado libre. Esta nueva

paridad del tipo de cambio significaba un aumento del cambio comercial del 53%.

Además, se anuncia un aumento de tarifas y precios públicos de magnitud mayor, la

liberalización de un conjunto de precios privados y la reprogramación de parte de la deuda

pública. El día 18 de diciembre, el nuevo ministro de economía Erman González anuncia

la eliminación del control de cambios, la flotación y la supresión de todo control de precios.

Por su parte, la devaluación de enero del año pasado pone fin al decenio del régimen de

convertibilidad, primero con una devaluación que implica un aumento de la paridad del

40% pasando luego a un régimen de flotación sucia.

Las cuatro devaluaciones muestran diferentes impactos en los precios minoristas. Al

primer mes, de las cuatro experiencias, la devaluación reciente arroja el menor traslado

(6%). Le siguen la devaluación de febrero de 1989 (16%), y las devaluaciones de marzo

de 1981 y diciembre de 1989 (ambas con un traslado de 23%). Considerando el traslado

al tercer mes, la devaluación reciente comienza a diferenciarse significativamente del resto con un traslado levemente mayor al del primer mes (7%) pero mucho más bajo que

el del resto de las experiencias. Al sexto mes de las devaluaciones, en todos los casos

con una trayectoria creciente del tipo de cambio nominal, las devaluaciones pasadas

arrojan coeficientes significativamente mayores que la última devaluación. El mayor

3 El plan fue conocido bajo el nombre de Plan Primavera. Las medidas de política cambiaria consistían en el establecimiento de un régimen de paridades diferenciales, con un tipo de cambio comercial y uno libre. Las exportaciones de origen agrícola se liquidarían al tipo de cambio comercial (fijado por el Banco Central) y las industriales lo harían a un dólar intermedio entre el comercial y el libre, mientras que las importaciones se cursarían al tipo de cambio libre (cuyo valor sería determinado por la oferta y la demanda). El gobierno también anunció su expectativa de que la diferencia entre el dólar comercial y el libre no superase el 25%. De esta forma, quedaba determinada una regla cambiaria: el BCRA compraba al tipo de cambio comercial el total de las exportaciones agrícolas y el 50% de las industriales mientras que por el mercado libre pasaban el restante 50% de las exportaciones industriales, el total de las importaciones y los intereses de la deuda externa de los particulares. El exceso de demanda de dólares que se preveía en el mercado libre (ya que se consideraba que la mitad de las exportaciones industriales no cubriría la demanda de dólares de las importaciones más intereses) sería manejado por el BCRA por medio de ventas diarias de divisas adquiridas en el mercado comercial, a fin de mantener la brecha cambiaria prevista.

13

traslado se produce en el caso del segundo proceso hiperinflacionario (136%), en el que los precios crecen a un ritmo significativamente mayor que el precio del dólar.

Por último, veamos los efectos de las devaluaciones a los diez meses. En el caso de la

primer devaluación, la paridad acumula un aumento del 325%, mientras que la inflación

acumulada es de 123%. Esto significa un traslado a los precios del 38%.

Significativamente mayor es el traslado de la devaluación en el primer proceso

hiperinflacionario de 1989 que a los diez meses es casi total (88%), con un aumento

acumulado de la paridad de 3.641% y una inflación acumulada del orden de 3.193%. El

caso de la segunda hiperinflación es excepcional. A los diez meses, la inflación

acumulada más que duplica el aumento acumulado del precio del dólar, y la relación entre

ambas tasas alcanza el 203% (que incorpora la apreciación del peso del último mes).

De haber tenido que estimar el impacto de la última devaluación en los precios sobre la

base de la evidencia empírica aportada por las experiencias pasadas, probablemente el

resultado habría sido mucho menos optimista que lo que ha mostrado la experiencia reciente. Lejos de haberse repetido la historia, el traslado a los precios minoristas ha sido

significativamente menor en relación con aquellas experiencias.

En la siguiente sección se aborda la estimación de un modelo que permite echar luz sobre

las posibles explicaciones de las distintas experiencias.

IV. EL MODELO DE PRECIOS

Marco teórico: precios fix y precios flex

El modelo que se presenta tiene sus fundamentos teóricos en una visión de los

mecanismos de formación de precios que se origina en Kalecki (1956) y ha sido

reformulada por otros autores, entre ellos Hicks (1965) y Okun (1981). Estos autores, característicos del pensamiento poskeynesiano, relativizan la relevancia de la noción de

equilibrio y plantean la concepción de que la formación de algunos precios responde a

decisiones de las empresas. El punto de partida de esta visión es que existen mercados

con mecanismos de formación de precios diferentes.

Por un lado, se tiene los mercados de precios flexibles (precios flex). Estos son mercados

transparentes, y relativamente organizados, en los que se transan productos con escasa

posibilidad de diferenciación. Ofertas y demandas están despersonalizadas y atomizadas

y los costos de información y transacción son bajos. En consecuencia, los agentes

pueden ser considerados tomadores de precio (price- takers) y la dinámica de precios

modelada de acuerdo a la ley de mercado.

Por otro lado, se tiene los mercados de precios fijos o precios administrados (precios fix),

en los que se transan productos diferenciados (o percibidos como tales). Estos mercados

son menos transparentes, las transacciones se efectúan bajo relaciones personalizadas de clientela y existen costos de información y transacción significativos. Los oferentes son

14

tomadores de cantidades y formadores de precio (price-makers), por lo que las transacciones se realizan sobre la base de sus ofertas de precio. Estas decisiones de

precio están basadas en información incompleta y costosa. Veamos de qué forma se

establecen estos precios.

La existencia de un costo de búsqueda de información para los clientes (lo que se conoce

como costo de shopping y representa el costo de búsqueda de precios, calidad y servicio

de los productos) lleva a que los oferentes en estos mercados no ajusten sus precios

instantáneamente ante variaciones de demanda. Para asegurarse que los compradores

no incurran en el costo de búsqueda (lo que pondría en peligro su relación de clientela),

los vendedores tienden a mantener su oferta de precio confiando en que ésta es la

manera de conservar su clientela. De esta forma, se establece una relación personalizada

de la cual se benefician tanto compradores como vendedores. Existe entre ellos un

contrato implícito de fair play que los incentiva a cumplir ciertas reglas. El estándar típico

de justicia, aceptado por ambas partes en la transacción, es la formación de precios agregando un mark up sobre los costos primos unitarios basados en un nivel de

producción normal o tendencial.

El modelo de precios fix

De acuerdo a lo explicado en el apartado anterior, los precios fix se forman agregando

una proporción de margen de ganancia (o mark up) al costo primo unitario. Los costos primos de producción están conformados por los costos laborales, los costos de los

insumos transables que intervienen en el proceso productivo, y el costo asociado a la

utilización de lo que comúnmente se denomina servicios públicos (energía, agua,

combustibles, etc.). En una economía pequeña en relación con el mercado mundial y

relativamente abierta al comercio exterior (como es el caso de la Argentina), los precios

domésticos del sector transable pueden expresarse como los precios internacionales

multiplicados por el tipo de cambio nominal. Así, los precios de los insumos transables

expresados en pesos pueden definirse de esta manera. Toda esta información puede

resumirse en la siguiente ecuación que pone de manifiesto la hipótesis de formación de

precios para el sector de precios fijos:

( )MPUBcEPbWaPfix +

++= 1.....

* (1)

donde Pfix representa el precio del producto que opera en el mercado de precios fijos, a, b

y c representan la participación de la fuerza de trabajo, de los insumos transables y de los

servicios públicos por unidad de producción corriente respectivamente, W representa el

salario, P* representa los precios internacionales de los insumos transables (que se

suponen dados), E el tipo de cambio nominal, PUB el precio de los servicios públicos y M

el mark up.

Suponiendo mark up y coeficientes de participación de mano de obra, insumos y servicios

públicos por unidad de producto constantes, la tasa de variación de los precios fix puede

15

descomponerse en un promedio ponderado de la tasa de variación de los salarios, los precios de los insumos transables (que varían con el tipo de cambio nominal) y los

servicios públicos:

pubCeBwAp fix ... ++= (2)

donde pfix, w, e y pub representan las tasas de variación de los precios fix, de los salarios,

del tipo de cambio nominal y del precio de los servicios públicos respectivamente y se

cumple que A+B+C=1.4

Los precios fix, los precios flex y el IPC

Desde ésta perspectiva teórica que argumenta que existen mercados con mecanismos de

formación de precios diferentes, denominados mercados de precios fix y mercados de

precios flex, se quiere estimar mediante el método de mínimos cuadrados clásicos un

modelo lineal que permita explicar la evolución mensual de la inflación minorista. Antes de presentar el modelo resulta conveniente realizar una breve caracterización del IPC.

El IPC es un índice que refleja la evolución de los precios de una amplia canasta de

consumo, en la que participan variedades de productos que van desde alimentos,

indumentaria, productos para el hogar y productos medicinales, hasta variedades

relacionadas con los servicios educativos y de salud, alquiler de la vivienda, etc. Dentro de

la canasta también se incluyen los precios de los servicios públicos privatizados (agua,

comunicaciones, electricidad, transporte público, gas). Dada esta diversidad de precios

que conforman el IPC, resulta conveniente reagruparlos en tres índices de precios para

determinar qué hipótesis de formación de precios resulta pertinente en cada caso y, en

consecuencia, qué variables explicarían su evolución.

En un primer índice (BIENES) podemos agrupar todos los precios de los bienes con algún

grado de industrialización. Participan de este grupo los alimentos y bebidas, indumentaria,

adquisición de vehículos, productos para el equipamiento del hogar, productos medicinales, equipos de audio, televisión y fotografía, entre otros. Todos estos precios

pueden ser considerados precios fix, por lo que su evolución está determinada por la

evolución que sigan los costos que intervienen en sus procesos productivos y en sus

etapas de distribución y comercialización.

En un segundo índice (PRIV) se agrupan todos los precios de los servicios privados que

componen el IPC. Entre ellos figuran el alquiler de la vivienda, los servicios para la salud,

los servicios educativos, alojamiento y excursiones, los servicios domésticos, limpieza de

ropa, entre otros. Estos precios también pueden considerarse precios fix, por lo que su

tasa de variación mensual también puede descomponerse en un promedio ponderado de

la tasa de variación de los costos que intervienen en la provisión de los servicios.

4 La derivación de la ecuación (2) puede consultarse en el Anexo.

16

En el tercer índice se agrupan los precios o tarifas de los servicios públicos privatizados (de ahora en más servicios públicos) que son la provisión de gas, electricidad, agua,

transporte público, correo y servicio telefónico. La evolución de este grupo de precios no

estará sujeta a explicación ya que depende de decisiones políticas por estar regulados por

el Estado. El índice de precios de los servicios públicos (PUB) será considerado una

variable exógena dentro del modelo y será tomado como variable proxy de costos de

producción, distribución y comercialización del resto de los productos de la canasta. Cabe

aclarar que dentro de este grupo también se incluyen los precios de los combustibles

(principalmente nafta y gasoil). Si bien estos precios no están estrictamente regulados por

el Estado, su inclusión en este índice responde a que son un componente importante de

los costos de distribución y comercialización y a que, a pesar de ser en parte productos

transables, sus precios se comportan como un tipo particular de precios fix, ya que actúan

en un mercado oligopolizado.

Por último, dentro de la canasta del IPC pueden distinguirse ciertos productos cuyos precios podrían clasificarse como precios flex (carnes, frutas y verduras frescas). Sin

embargo, debe tenerse en cuenta que estos bienes no llegan de forma “pura” al consumo

final, sino a través de cadenas de transporte y comercialización que implican pago de

salarios, insumos y márgenes de beneficio en cada etapa. Además, estos productos

constituyen parte del sector transable de la economía argentina por lo que sus precios

probablemente respondan a las variaciones del tipo de cambio. Por estas razones, estos

precios se incluyen dentro del primer índice (BIENES), en conjunto con los bienes con

algún grado de industrialización.

Si todos los precios componentes del IPC pueden considerarse precios fix o precios del

sector transable, la tasa de variación mensual de éste índice puede descomponerse en un

promedio ponderado de las tasas mensuales de variación de los salarios, del tipo de

cambio nominal y de los precios de los servicios públicos:

pubaeawaipc pubew ... ++= (3)

donde ipc es la tasa de variación mensual del IPC y w, e, y pub son las tasas de variación

mensuales de los salarios, del tipo de cambio nominal y del precio de los servicios

públicos.

Sin embargo, cuando se quiere estimar el valor de los coeficientes que acompañan a las

variables explicativas, la ecuación (3) presenta un problema de correlación espúrea, ya

que pub aparece en ambos miembros de la ecuación como variable explicativa y como

componente de la variable a explicar. Además, como se mencionó, no se quiere explicar la evolución de los precios de los servicios públicos por considerarlos sujetos a decisiones

políticas. Una posible solución para este problema consiste en construir un índice del IPC

excluyendo los precios de los servicios públicos (IPCSINPUB), cuya tasa de variación

constituye la nueva variable a explicar:

pubaeawaipcsinpub pubew ... ++= (4)

17

donde las variables explicativas son las mismas que las de la ecuación anterior. Para explicar la derivación de esta ecuación y analizar el significado de los coeficientes aw, ae, y

apub veamos primero cómo se construye el índice IPCSINPUB.

Como cualquier índice de precios, el IPCSINPUB se forma por un promedio ponderado de

los precios que lo componen. Dijimos que todos los precios componentes del IPC (menos

los de los servicios públicos que consideramos exógenos) pueden ser considerados

precios fix. Supongamos, para simplificar la exposición que sólo existen dos precios

componentes de este índice. El IPCSINPUB puede expresarse como:

2211 .. fixfix PzPzIPCSINPUB +=

donde z1 y z2 son las ponderaciones fijas de cada precio en el índice y por definición su

suma es igual a 1 (o 100). Diferenciemos ambos miembros de la ecuación con respecto al

tiempo, dividamos por IPCSINPUB, y multipliquemos y dividamos el segundo miembro por

Pfix1 y Pfix2 en cada caso para obtener las tasas de variación:

2

222

1

111 ....

fix

fixfix

fix

fixfix

P

dP

IPCSINPUB

Pz

P

dP

IPCSINPUB

Pz

IPCSINPUBdIPCSINPUB

+

=

22

211

1 .... fixfix

fixfix p

IPCSINPUB

Pzp

IPCSINPUB

Pzipcsinpub

+

= (5)

donde ipcsinpub es la tasa de variación del IPCSINPUB y pfix1 y pfix2 son las tasas de

variación de los precios que componen el índice. Llamemos Z1 y Z2 a los paréntesis de la

ecuación (5) respectivamente. La ecuación queda:

2211 .. fixfix pZpZipcsinpub += (6)

La ecuación (6) indica que la tasa de variación del IPCSINPUB puede descomponerse en

un promedio ponderado de las tasas de variación de los precios que lo componen, donde Z1 y Z2 son las proporciones con las que se ponderan las tasas de variación de los precios

componentes del índice en la tasa de variación del IPCSINPUB. Estos coeficientes

reflejan, de alguna manera, la evolución promedio de los pesos relativos de cada uno de

los precios componentes del índice.

Según la ecuación (2) del apartado anterior podemos escribir:

pubCeBwAp fix ... 1111 ++=

pubCeBwAp fix ... 2222 ++=

donde pfix1 y pfix2 representan las tasas de variación mensual de los distintos precios fix y

donde A, B y C (cada uno con su respectivo subíndice) reflejan la participación del costo

salarial, del costo de los insumos transables y del costo de los servicios públicos en el

proceso de producción, distribución y comercialización de los productos de precios fix que

conforman el IPCSINPUB. Sustituyendo estas ecuaciones en (6) se tiene que:

18

( ) ( )pubCeBwAZpubCeBwAZipcsinpub ........ 22221111 +++++=

reordenando se tiene que:

( ) ( ) ( ) pubCZCZeBZBZwAZAZipcsinpub ......... 221122112211 +++++= (7)

Por último, llamando aw, ae, y apub a los tres paréntesis de la ecuación (7) llegamos a la

ecuación (4):

pubaeawaipcsinpub pubew ... ++=

La tasa de variación del IPCSINPUB puede expresarse como un promedio ponderado de

las tasas de variación de los salarios, del tipo de cambio nominal y de los precios de los

servicios públicos. Los tres coeficientes que acompañan las variables explicativas

representan las elasticidades de los precios componentes del índice IPCSINPUB con

respecto a variaciones en los salarios, en el tipo de cambio nominal y en los precios de los

servicios públicos. Como indica la ecuación (6) estas elasticidades tienen que ver con el

grado de participación de cada uno de los componentes de costos en el proceso

productivo de los bienes y servicios componentes del índice y con la ponderación de cada

uno de los productos en el índice. El coeficiente aw refleja la participación de los salarios en el costo de los productos componentes del índice ponderados por la participación de

cada uno de estos productos en el índice general. El coeficiente ae muestra en cierta

medida el grado de apertura de la economía ya que refleja la participación de los insumos

transables en el costo de los productos ponderados, de nuevo, por la participación de

cada uno de los productos en el índice general. También capta el efecto de la variación de

los precios de los transables componentes del IPCSINPUB. Nótese que este coeficiente

sólo refleja el grado de apertura en un sentido amplio, puesto que los bienes transables,

en una gran mayoría, no son consumidos o utilizados en su forma “pura”, y en la cadena

de manufacturación, distribución y comercialización intervienen pagos de salarios, de

servicios públicos y márgenes de ganancia que pueden reducir el peso relativo de ae. Por

último, el coeficiente apub refleja el peso relativo de los servicios públicos como

componente del costo de los productos que intervienen en la canasta ponderados por el

peso de cada uno de los productos en el índice general.

En resumen, los tres coeficientes reflejan todas las interrelaciones directas e indirectas

por las cuales las variaciones de los salarios, del tipo de cambio nominal y del precio de

los servicios públicos afectan la evolución del nivel general de precios minoristas (en

nuestro caso, la evolución del índice IPCSINPUB).

El modelo del IPCSINPUB

Se quiere estimar un modelo que explique la tasa de variación mensual del índice de

precios minoristas sin los servicios públicos en función de las tasas de variación

mensuales de los costos primos (que varían con los salarios, el tipo de cambio y los

precios de los servicios públicos). El método de estimación es el de mínimos cuadrados

clásicos. Se siguen dos estrategias de estimación diferentes.

19

Estrategia A

La primer estrategia consiste en estimar directamente la ecuación:

cpubaeawaipcsinpub pubew +++= ... (A)

donde, ipcsinpub es la tasa de variación mensual de un índice que contiene todos los

precios componentes del IPC excepto los precios de los servicios públicos, w es la tasa de

variación mensual del salario horario medio de la industria manufacturera (INDEC), e es la

tasa de variación mensual del tipo de cambio nominal (BCRA), pub es la tasa de variación mensual de un índice que contiene los precios de los servicios públicos del IPC. Además

de los habituales indicadores de ajuste, la estimación de la ecuación (A) debe satisfacer

las siguientes condiciones:

- Los coeficientes que acompañan las variables explicativas deben ser positivos. - La suma de los coeficientes aw, ae y apub no debe ser significativamente diferente

de 1. - La ordenada al origen no debe ser significativamente diferente de 0.

Estrategia B

La segunda estrategia consiste en separar los precios componentes del índice IPSINPUB

en dos índices, el índice BIENES que contiene los precios de todos los bienes

componentes del IPCSINPUB y el índice PRIV que contiene los precios de todos los

servicios privados componentes del IPCSINPUB. Entonces, se estiman las ecuaciones:

cpubbebwbbienes pubew +++= ... (B1)

cpubcecwcpriv oubew +++= ... (B2)

cprivzbieneszipcsinpub ++= .. 21 (B3)

Las estimaciones de las ecuaciones B1 y B2 tienen por objetivo encontrar la relación entre

las tasas de variación mensuales de los precios de los bienes y de los servicios privados

componentes del IPCSINPUB en función de las mismas variables exógenas que

explicarían el comportamiento de ipcsinpub. Se espera lo mismo de los coeficientes de

estas dos ecuaciones que de los coeficientes de la ecuación (A). La estimación de la

ecuación (B3) es la estimación de una ecuación que vincula tasas de variación de

variables cuyos niveles están relacionados entre sí por definición. Esta tiene por objetivo

estimar las ponderaciones de las tasas mensuales de variación de los índices BIENES y

PRIV en las tasas mensuales de variación del índice IPCSINPUB.

Los resultados de las ecuaciones (B1) y (B2) se sustituyen en la ecuación (B3) y se llega

a una ecuación de ipcsinpub en función de las variables independientes:

cpubaeawaipcsinpub pubew +++= ... (B)

Se espera que los coeficientes de (A) y (B) no difieran significativamente.

20

Resultados de las estimaciones

Estrategia A

Los resultados de la estimación de la ecuación (A) se presentan en el cuadro 2. Se trabaja

con 154 observaciones mensuales que abarcan el período 05/1990- 02/2003. Como

muestra el cuadro, todos los coeficientes son positivos y significativos al 1% de

significatividad menos la constante que no es significativamente distinta de cero. Tanto el R2 como el R2 corregido son altos e indican que las variaciones de las variables

independientes explican en un 84% las variaciones de la variable dependiente del modelo.

Cuadro 2: Resultados de la estimación de la ecuación ipcsinpub (A)

El estadístico F es alto, lo que indica que las variables independientes son en conjunto

significativas para explicar la tasa de variación mensual del índice IPCSINPUB. El DW es

un estadístico que testea la existencia de autocorrelación de primer orden en los errores. Convencionalmente, se establece que un valor cercano a 2 indica la no presencia de

autocorrelación, por lo que, dado el valor que se obtiene del DW se rechaza la existencia

de autocorrelación de primer orden.5 Asimismo, en el cuadro se incorporan los resultados

del test de Wald que testea si la suma de los coeficientes es significativamente distinta de

1. Como se observa, el bajo valor del estadístico F indica que no puede rechazarse la

hipótesis de que la suma sea igual a 1. El resultado de este test de coeficientes estaría

indicando que, en promedio, los márgenes de ganancia de los productos componentes del

IPCSINPUB se han mantenido estables durante el período que va desde mayo de 1990

hasta febrero de 2003, ya que la suma de los coeficientes indica que las variaciones de

las variables independientes explican cerca del 100% de las variaciones de los precios

componentes de este índice.

En la última fila del cuadro se presenta la ecuación (A) con los valores de los coeficientes

que se obtuvieron en la estimación. Se elimina la constante por no ser significativamente

distinta de 0. De acuerdo al valor de los coeficientes, la ecuación establece, por ejemplo, que un aumento del 10% de los salarios, provocará un aumento del 4,44% en los precios

componentes del IPCSINPUB, mientras que aumentos de igual magnitud del tipo de

5 Como el estadístico DW no tiene una distribución conocida y trabaja con intervalos de confianza, existen zonas de incertidumbre en las que el test no da resultado. En todos los casos se ha realizado también el Test LM que testea autocorrelación de cualquier orden en los errores. Los resultados de este test rechazan la existencia de autocorrelación de primer orden en todas las estimaciones.

Estimación ipcsinpub (A) (05/1990- 02/2003)

Variable Coeficiente Estadístico t Prob

w 0,444078 4,7239470 0,0000 R cuad 0,845483

e 0,152962 4,0782850 0,0001 R cuad corregido 0,842393 F Prob

pub 0,424104 5,0037960 0,0000 DW 1,792402

constante 0,000355 0,3455490 0,7302 F 273,5891

Ho: C(1)+C(2)+C(3)=1

(A) ipcsinpub = 0,444078.w + 0,152962.e + 0,424104.pub

0,36876 0,544599

Indicadores de Ajuste Test de Wald

21

cambio nominal o de los precios de los servicios públicos provocarán aumentos del 1,53% y del 4,24%, respectivamente, del mismo índice de precios.6

Estrategia B

El cuadro 3 en la página siguiente muestra los resultados de las estimaciones de las

ecuaciones de la segunda estrategia de estimación. De nuevo, se trabaja con 154

observaciones mensuales que abarcan el período 05/1990- 02/2003. En la primer parte

del cuadro se observa que tanto la tasa de variación mensual de los salarios como las

tasas de variación del tipo de cambio nominal y de los precios de los servicios públicos

son significativas para explicar las tasas de variación de los precios de los bienes

incluidos en el índice IPCSINPUB, ya que los coeficientes de estas variables son

altamente significativos. Otra vez, la constante no es significativamente distinta de cero.

Los indicadores de ajuste son satisfactorios y el resultado del test de Wald indica que no

puede rechazarse la hipótesis de que la suma de los coeficientes sea significativamente

distinta de 1. En el caso de la estimación de la ecuación (B2), el coeficiente de la tasa de variación del tipo de cambio nominal no es significativo para explicar la tasa de variación

del precio de los servicios privados, por lo que se reestima la ecuación sin esta variable

(en el cuadro es la estimación (B2) (2)). Los resultados de esta nueva estimación son

sumamente satisfactorios. Los coeficientes de las variables w y pub son altamente

significativos y según indica el test de Wald, su suma no es significativamente distinta de

1. Nuevamente la constante no es significativamente distinta de 0, y los indicadores de

ajuste son buenos. El resultado de la estimación de la ecuación (B3) arroja los

coeficientes de participación de las tasas de variación de los precios agrupados de los

bienes y de los servicios privados que componen el índice IPCSINPUB. Los coeficientes

indican que ante un aumento del 10% del precio de los bienes, el índice general aumenta

un 6,36% mientras que un aumento del 10% en el precio de los servicios privados provoca

un aumento del 3,74% en el índice general.

En la última parte del cuadro se presentan todas las ecuaciones de la estrategia B con los

valores de los coeficientes que se obtuvieron en las estimaciones. En todos los casos se eliminaron las constantes por no ser significativamente distintas de 0. La última fila del

cuadro muestra la nueva ecuación de ipcsinpub, que se obtiene reemplazando las

ecuaciones (B1) y (B2) (2) en la ecuación (B3).

Si se comparan los resultados finales de las dos estrategias de estimación (últimas filas

de los cuadros 2 y 3), puede observarse que ambas ecuaciones son muy similares, lo que

sugiere que los valores estimados de los coeficientes son independientes del proceso de

estimación seguido.

6 Se ha realizado la estimación del mismo modelo para el período acotado que va desde octubre de 2000 a febrero de 2003. El resultado de esta estimación indica que no pueden identificarse los valores de los coeficientes, debido a que las variables w y pub son colineales durante ese período. Sin embargo, el coeficiente del tipo de cambio sigue siendo significativo y semejante al de la estimación con el período más largo.

22

Cuadro 3: Resultados de las estimaciones de las ecuaciones de la estrategia B

Simulación del modelo IPCSINPUB en el período enero 2002-febrero 2003

Veamos ahora cómo simula el modelo estimado de ipcsinpub el período pos devaluación.

A continuación se muestra un gráfico que presenta las tasas de variación mensual

efectivas del índice IPCSINPUB y las tasas de variación mensual simuladas con la

ecuación (A). La simulación de la ecuación (B) es prácticamente igual a la de la ecuación

(A) ya que los coeficientes de ambas ecuaciones son muy similares, razón por la que se omite su análisis. Junto al gráfico se presenta una tabla que muestra los valores de las

variables del gráfico y los errores de simulación (diferencias entre la tasa de variación del

IPCSINPUB observada y la simulada por el modelo).

Estimación bienes (B1) (05/1990- 02/2003)


w 0,292278 3,0376930 0,0028 R cuad 0,826418


pub 0,463046 5,4793800 0,0000 DW 1,866219constante -0,000386 -0,3317560 0,7405 F 238,0483

Estimación priv (B2) (1) (05/1990- 02/2003)


w 0,626739 6,5637910 0,0000 R cuad 0,804316

e -0,004660 -0,1042590 0,9171 R cuad corregido 0,800402

pub 0,441481 3,7377720 0,0003 DW 1,881840

constante 0,001666 1,3755400 0,1710 F 205,5138

Estimación priv (B2) (2) (05/1990- 02/2003)


w 0,627966 6,4803940 0,0000 R cuad 0,804269

pub 0,437829 3,6864990 0,0003 R cuad corregido 0,801677 F Prob

constante 0,001644 1,3695100 0,1729 DW 1,886748

F 310,2340

Estimación ipcsinpub (B3) (05/1990- 02/2003)


bienes 0,636435 49,039470 0,0000 R cuad 0,996572

priv 0,373589 21,216230 0,0000 R cuad corregido 0,996526 F Prob

constante -0,000105 -0,6610360 0,5096 DW 1,624433

F 22.091,47

Test de Wald

Ho: C(1)+C(2)=1

1,278301 0,259996

(B3) ipcsinpub = 0,636435.bienes + 0,373589.priv

Indicadores de Ajuste


(B) ipcsinpub = 0,420617.w + 0,146766.e + 0,458267.pub

Ecuación ipcsinpub (B)

(B1) bienes = 0,292278.w + 0,230607.e + 0,463046.pub

(B2) (2) priv = 0,627966.w + 0,437829.pub



0,109874

Test de Wald

Ho: C(1)+C(2)=1

0,74075

0,413784 0,52103

Test de Wald

Ho: C(1)+C(2)+C(3)=1

23

Gráfico 3. Variaciones mensuales del IPCSINPUB y variaciones mensuales simuladas con la ecuación (A)

Fuente: elaboración propia en base a resultados de las estimaciones e INDEC

Como se observa en el gráfico, los errores más importantes (de más de 2 puntos

porcentuales en valor absoluto) se producen en los meses de enero, abril y julio. Para el

resto de los meses, las tasas de variación simuladas por el modelo apenas difieren de las

efectivas. Nótese que desde julio la simulación tiende a subestimar la inflación mensual

observada con excepción de los meses octubre y diciembre en los que la inflación

observada está apenas por debajo de la simulada. Este período de subestimación

coincide con el período de apreciación del tipo de cambio nominal, que acumula una caída

del 13% entre julio de 2002 y febrero de 2003. Si el modelo estimado se asume como

válido para el período pos devaluación (evaluación que no puedo testearse debido a la

colinealidad entre w y pub en este período) la subestimación del modelo podría estar

indicando una cierta inflexibilidad de los precios a la baja ante caídas en el precio del dólar

o, al menos, un posible retraso de éstos con respecto al movimiento a la baja del tipo de cambio nominal.

En el mes de abril, el IPCSINPUB muestra una tasa de aumento excepcional del orden del

11,34%, no explicada por las variables que intervienen en la ecuación, dado que el

modelo predice una tasa de inflación mucho menor para ese mes (1,76%), arrojando un

error de más de 9 puntos de inflación. Dada su magnitud, resulta conveniente realizar un

test para testear la significación del residuo de este mes. Para ello se vuelve a estimar la

ecuación (A) incorporando una variable dummy como constante (dumabril) de valor 1 en

el mes en cuestión y 0 en el resto del período. Los resultados de esta nueva estimación

se muestran en el siguiente cuadro.

-2

0

2

4

6

8

10

12

ene-0

2

feb-0

2

mar-02

abr-

02

may-0

2

jun-0

2

jul-0

2

ago-0

2

sep-0

2

oct

-02

nov-

02

dic

-02

ene-0

3

feb-0

3

varia

ción m

ensu

al (

en %

)

ipcsinpub Simul. ipcsinpub con Ec.A

4,81

2,71

3,35

1,01

11,34

1,76

Mesipcsinpub

(en %)

Simul. con Ec.A

(en %)Error

ene-02 2,71 4,81 -2,10

feb-02 3,66 4,57 -0,91

mar-02 4,44 6,33 -1,89

abr-02 11,34 1,76 9,58

may-02 4,17 2,71 1,46

jun-02 3,48 4,00 -0,52

jul-02 3,35 1,01 2,35

ago-02 2,42 1,84 0,58

sep-02 1,34 0,64 0,70

oct-02 0,18 0,63 -0,45

nov-02 0,62 -0,42 1,04

dic-02 0,29 0,63 -0,34

ene-03 1,31 -0,45 1,76

feb-03 0,54 -0,28 0,82

24

Cuadro 4. Resultados de la estimación de la ecuación ipcsinpub (A) con dumabril

La variable dumabril es altamente significativa, y su coeficiente indica que en abril existe

un 10% de inflación por encima de la que predice el modelo. Es posible que en ese

entonces los precios hayan respondido a variables que el modelo no incorpora, dado que

ha sido un mes de alta incertidumbre política y económica. El ministro de Economía

Remes Lenicov renunciaba a su puesto y existían fuertes expectativas de una disparada

del precio del dólar que pueden haber causado decisiones de precio que anticipaban este

aumento. Claramente, abril ha sido un mes de fuerte aumento en los márgenes de

ganancia.

El resto de los coeficientes siguen siendo altamente significativos (menos la constante que

nuevamente no es significativamente distinta de 0), y el test de Wald indica que no puede

rechazarse la hipótesis de que la suma de los coeficientes de las variables explicativas es

igual a 1. Es importante destacar que este modelo mejora su poder explicativo con respecto al modelo dado por la ecuación (A) (el valor del R2 corregido es 0,898 contra

0,842 de la ecuación anterior) ya que la dummy como constante actúa “absorbiendo” el

residuo de abril, por lo que los valores de los coeficientes de esta nueva ecuación son

más robustos que los de la estimación anterior (nótese que los estadísticos t de los

coeficientes de esta nueva estimación son más altos que los de la ecuación sin la

dummy).

Una interpretación del pass-through de la devaluación de enero de 2002 con el

modelo del IPCSINPUB

En el apartado anterior estimamos un modelo que describe mes a mes la tasa de inflación del índice IPCSINPUB en función de las tasas de variación de los salarios, del tipo de

cambio nominal y de los precios de los servicios públicos. Este modelo puede ampliarse

para explicar la tasa de inflación de todos los precios del IPC, como se muestra a

continuación.

La ecuación estimada del modelo de la tasa de variación del IPCSINPUB para el período

05/1990-02/2003 excluyendo el mes de abril de 20027 es:

7 Se toman los coeficientes de la ecuación (Adumabril) por ser más significativos que los de la ecuación estimada sin la dummy para el mes de abril de 2002, ya que la dummy como constante actúa absorbiendo el error de estimación que se produce ese mes.

Estimación ipcsinpub con dumabril (Adumabril) (05/1990- 02/2003)


w 0,503963 7,1294240 0,0000 R cuad 0,901387


pub 0,397750 5,1506330 0,0000 DW 1,819242

dumabril 0,103324 2,4176960 0,0000 F 340,4897

constante -0,000351 -0,4305770 0,6674

0,564282 0,453725

(Adumabril) ipcsinpub = 0,503963.w + 0,124007.e + 0,397750.pub + 0,103324.dumabril

Indicadores de Ajuste Test de Wald

Ho: C(1)+C(2)+C(3)=1

25

pubewipcsinpub .397750,0.124007,0.503963,0 ++= (1)

Luego se estima la ecuación:

pubaipcsinpubaipc .. 21 += (2)

donde ipc es la tasa de variación mensual del índice IPC que resulta de un promedio

ponderado de las tasas de variación de los índices IPCSINPUB y PUB. Reemplazando la ecuación (1) en (2) se obtiene la ecuación de la tasa de variación del índice IPC en

función de las variables que la explican:

( ) pubaaeawaipc .397750,0..124007,0..503963,0. 2111 +++= (ipc)

Los resultados de la estimación de la ecuación (2) y la ecuación ipc que resulta de

reemplazar la ecuación (1) en (2) se presentan en el siguiente cuadro.

Cuadro 5. Resultados de la estimación de la ecuación (2) y cálculo de la ecuación (ipc)

De acuerdo a la última fila del cuadro, la ecuación que describe la tasa de inflación del

IPC es:

pubewipc .4829606,0.10614987,0.43139182,0 ++=

Resulta interesante notar que estos coeficientes estimados son semejantes a los que se obtuvieron en un estudio de CEDES (1989) para el período 1977-1988 en Argentina.

Sobre todo, llama la atención la semejanza del valor del coeficiente del tipo de cambio

(que resultó de 0,14 para ese período) dado que el proceso de apertura de la economía

en los noventa ha significado una mayor participación de productos extranjeros en la

economía argentina (por lo que a priori se podría haber esperado que este coeficiente

resultara mayor para los noventa). Esta cuestión merece una profundización del análisis

que permita un mejor entendimiento de éste fenómeno.

Si bien esta ecuación describe la tasa de inflación mensual del IPC en función de las

tasas mensuales de variación de los salarios, del tipo de cambio nominal y de los precios

de los servicios públicos, a partir de ella puede aproximarse una ecuación de las tasas de

variación acumuladas a n meses, donde las tasas acumuladas son aproximadamente

iguales a la suma de las tasas mensuales.

acumacumacumacum pubewipc .4829606,0.10614987,0.43139182,0 ++≅

Estimación ipc (05/1990- 02/2003)


ipcsinpub 0,855999 290,27880 0,0000 R cuad 0,999945

pub 0,142487 55,950420 0,0000 R cuad corregido 0,999944

constante 2.04E-05 1,1526300 0,2509 F 1.366.864


(1) ipcsinpub = 0,503963.w + 0,124007.e + 0,397750.pub

(2) ipc = 0,855999.ipcsinpub + 0,142487.pub

(ipc) ipc = 0,43139182.w + 0,10614987.e + 0,4829606.pub

26

Si dividimos ambos miembros por la tasa de variación acumulada del tipo de cambio nominal, la ecuación queda:

acum

acum

acum

acum

acum

acum

e

pub

e

w

e

ipc.4829606,010614987,0.43139182,0 ++≅ (P-TH)

Esta ecuación describe el pass-through del tipo de cambio nominal a los precios

minoristas de acuerdo al modelo estimado. Indica que el grado de traspaso de una

depreciación de la moneda doméstica a la inflación minorista depende de la reacción de

los salarios y de los precios de los servicios públicos ante las variaciones del tipo de

cambio nominal (que llamaremos pass-through a salarios y pass-through a los precios de

los servicios públicos, respectivamente) multiplicados por sus respectivos coeficientes, y

del coeficiente del tipo de cambio nominal. Esto resulta bastante intuitivo. Ante un

aumento del tipo de cambio nominal el índice de los precios minoristas aumenta tanto por

el encarecimiento de los insumos transables que se utilizan en los procesos productivos de los productos componentes del índice como por el encarecimiento de los productos

importados o exportables componentes de la canasta. Este efecto viene captado por el

coeficiente del tipo de cambio. Sin embargo, el efecto neto del aumento del tipo de cambio

sobre los precios minoristas (o el grado de pass-through a precios) dependerá de cuánto

aumenten los salarios y los precios de los servicios públicos ante la suba del tipo de

cambio nominal. Cuanto más aumenten ambos precios en respuesta al encarecimiento

del dólar, mayor será la inflación minorista resultante de una misma tasa de aumento del

tipo de cambio nominal, dado que se encarecen también el resto de los insumos utilizados

en el proceso productivo de los productos componentes del IPC (la fuerza de trabajo y los

servicios públicos). Cabe aclarar que el coeficiente que acompaña al pass-through de

PUB refleja tanto el efecto del encarecimiento de los precios de los servicios públicos

utilizados como insumo en los procesos productivos como también el efecto directo sobre

el IPC por ser precios componentes de este índice.

Esta ecuación permite entonces dar una posible explicación del pass-through a los precios

minoristas que presentamos en la tercer sección de este trabajo. En el cuadro 6 se

presentan las tasas de aumento acumuladas de los precios del IPC, del tipo de cambio

nominal, de los salarios y de los precios de los servicios públicos8 a los doce meses luego

de la devaluación de enero de 2002. También se presenta el cálculo del pass-through a

precios observado y el simulado por la ecuación (P-TH) de acuerdo con los pass-through

a salarios y a precios de los servicios públicos observados para el mismo período.

8 Las series de las variables son las mismas que las utilizadas en las estimaciones del modelo.

27

Cuadro 6. Pass-through del tipo de cambio nominal al IPC observado y simulado a los doce meses luego de la devaluación de enero de 2002

Referencia: (C) = 0,43139182.(E) + 0,10614987 + 0,4829606.(G) Fuente: elaboración propia en base a BCRA e INDEC.

Como se observa en el cuadro, el tipo de cambio nominal acumula un aumento del 249%

(columna A) pasados doce meses de la devaluación de enero. La inflación minorista

acumulada en el mismo período resulta mucho menor (41%) (columna B), arrojando un

traslado a precios del orden del 16%. Durante esos doce meses, el salario horario de la

industria manufacturera acumula un aumento de tan solo 7% (columna D), mientras que

los precios de los servicios públicos acumulan un aumento un tanto mayor del orden del

16% (columna F).9 Dado el aumento acumulado del tipo de cambio, estos valores

significan un pass-through a salarios del 3% y un pass-through a PUB del 7%. La columna

C muestra el pass-through que simula el modelo representado por la ecuación (P-TH).

Este valor surge de ponderar los traslados del tipo de cambio nominal a los salarios y a

los precios de los servicios públicos por sus coeficientes respectivos y de adicionar el

coeficiente del tipo de cambio. Como puede observarse, el pass-through que simula el

modelo es menor que el observado en tan sólo un punto porcentual (15% simulado contra

16% observado), hecho que permite considerar al modelo como un posible instrumento de análisis para evaluar el pass-through de este período.

El modelo representado por la ecuación (P-TH) indica que el pass-through del tipo de

cambio nominal a los precios minoristas depende de la dinámica que adoptan los salarios

y los precios de los servicios públicos en respuesta a la evolución del tipo de cambio y de

ciertos factores estructurales de la economía que vienen representados por los

coeficientes de la ecuación (el término que aparece como constante es el coeficiente del

tipo de cambio). Estos coeficientes encierran características de la estructura productiva de

la economía (grado de participación de los distintos costos primos -mano de obra,

insumos transables y servicios públicos- en los procesos productivos de los productos

componentes de la canasta del IPC), del grado de apertura de la economía y de las

ponderaciones de cada uno de los precios en el índice general. Tomando como dados los

valores de estos coeficientes para cualquier período de análisis, el pass-through a precios

de cada período depende de la respuesta de los salarios y los precios de los servicios públicos ante las variaciones del tipo de cambio nominal.

9 Esta suba está liderada por el aumento de precio de los combustibles (principalmente nafta y gasoil) que en este período acumulan un aumento del 82%. El índice PUB sin incluir estos precios sólo acumula un aumento del 5%.

(A) (B) (A) / (B) (C ) (D) (E) = (D) / (B) (F) (G) = (F) / (B)

Inflación minorista acum.

(en %)

Aumento del tipo de cambio nom. acum. ($/U$S)

(en %)

Pass-through a precios

observado

Pass-through a precios simulado

Aumento de W acum. (en %)

Pass-through a salarios

Aumento de PUB acum (en %)

Pass-through a PUB

41 249 16% 15% 7 3% 16 7%

28

En el cuadro 7 se comparan los pass-through a precios minoristas de las distintas devaluaciones en Argentina presentadas en la sección III de este trabajo en función de la

dinámica que adoptaron los salarios y los precios de los servicios públicos en respuesta a

la disparada del precio del dólar.

Cuadro 7. Pass-through del tipo de cambio nominal al IPC a los doce meses luego de distintas devaluaciones en Argentina**

Fuente: elaboración propia en base a CEI, INDEC, BCRA y datos suministrados por Ricardo Martínez (CEPAL). * Para estos años PUB no incluye combustibles y lubricantes. ** Para la devaluación de febrero de 1989 se presenta el pass-through a los diez meses para que no se superponga con la devaluación de diciembre del mismo año.

Como se observa en el cuadro, las tres primeras devaluaciones presentadas arrojan pass-

through a precios mucho mayores que la devaluación de enero de 2002. Esto es así

porque los salarios y los precios de los servicios públicos han aumentado mucho más en

aquellas experiencias que en la reciente. Durante los primeros doce meses luego de la

devaluación de marzo de 1981, los salarios privados acumularon un aumento del 110% y

los precios de los servicios públicos aumentaron un 134%.

Estos valores significan pass-through a salarios y a PUB del orden del 28% y 35%,

respectivamente. Mucho mayores fueron los aumentos de salarios y precios de los

servicios públicos durante los primeros diez meses luego de la devaluación de febrero de

1989. Con una excepcional tasa de aumento del tipo de cambio nominal del orden de 3.641%, los salarios aumentaron 2.895% y los precios de los servicios públicos lo hicieron

en una magnitud del orden de 2.073% en los primeros diez meses luego de la

devaluación. El pass-through a salarios y a PUB fue del 80% y 57%, respectivamente y el

pass-through a los precios minoristas resultó de 88%, producto de una inflación

acumulada del 3.193% que incorpora los meses de la primer hiperinflación (abril–agosto

de 1989). Luego de la devaluación de diciembre de 1989, se desata la segunda

hiperinflación de fines de la década del ´80. Los precios minoristas crecen a altísimas

tasas hasta el mes de marzo de 1990 para estabilizarse en una tasa de aumento mensual

promedio del orden del 12% para el resto del período analizado. La inflación minorista

acumulada en los doce meses siguientes a la devaluación fue de 1.832% con los precios

creciendo a un ritmo mayor que el precio del dólar desde el mes de marzo de 1990, lo que

arroja un pass-through de 227%. Los salarios y los precios de los servicios públicos

también crecieron a tasas en promedio más altas que el tipo de cambio nominal durante

(A) (B) (A) / (B) (C) (C) / (B) (D) (D) / (B)

Inflación minorista acum. (en

%)

Aumento del tipo de cambio nom. acum. ($/U$S)

(en %)

Pass-through a precios

Aumento de W acum. (en %)

Pass-through a salarios

Aumento de PUB acum

(en %)

Pass-through a PUB

Marzo-1981* 12 146 389 38% 110 28% 134 35%

Febrero-1989* 10 3.193 3.641 88% 2.895 80% 2.073 57%

Diciembre-1989 12 1.832 706 260% 1.602 227% 1.968 279%

Enero-2002 12 41 249 16% 7 3% 16 7%

Meses después de la devaluación

Mes de la devaluación

29

este período, arrojando pass-through a salarios y PUB del orden de 227% y 279%, respectivamente.

A diferencia de estas tres experiencias anteriores ocurridas en nuestro país, la

devaluación reciente arroja un coeficiente de traslado a precios minoristas mucho menor

(del orden del 16%) pasados doce meses de la devaluación. Mientras que en las tres

experiencias anteriores existieron mecanismos de traslado a precios signados por los

aumentos de salarios y precios de los servicios públicos, en la última experiencia estos

mecanismos no estuvieron presentes. Sin duda, el elevado nivel de desempleo que

caracteriza a la Argentina actual ha inhibido el aumento de salarios luego de la

devaluación, mientras que los precios minoristas crecieron un 41% provocando un

profundo deterioro del salario real de los trabajadores. Sin embargo, habría que tener en

cuenta que la presencia de algún mecanismo de indexación salarial podría haber

desatado un proceso hiperinflacionario que podría haber deteriorado aún más el poder

adquisitivo de los salarios. Por su parte, la constancia de los precios de los servicios públicos también ha contribuido al menor traslado a precios y, en este sentido, el no-

cumplimiento de muchos de los contratos con las empresas de servicios públicos

privatizadas (que establecían tarifas en dólares y su indexación a la inflación de Estados

Unidos) a partir de la sanción de la Ley 25.561 de emergencia pública y reforma del

régimen cambiario en enero de 2002,10 ha jugado un papel fundamental.

V. CONCLUSIONES

La devaluación de enero de 2002 planteaba la incertidumbre con respecto a la reacción

que tendrían los precios internos. Algunas experiencias devaluatorias de la década del

ochenta (con mayores pass-through), y el mayor grado de apertura de la década del

noventa constituían factores que aportaban a la conformación de una creencia difundida

de que el aumento del precio del dólar sería acompañado por un incremento de los

precios internos de igual magnitud.

Sin embargo, en la determinación del pass-through del tipo de cambio a los precios

internos inciden numerosos factores que, dado el contexto de la devaluación de enero,

tenderían a amortiguar el efecto inflacionario del aumento de la paridad peso-dólar. La

recesión extendida y profunda por la que atravesaba la economía y el elevado nivel de

desempleo -que implica un menor poder de negociación de los trabajadores para hacer

efectivas las presiones salariales- son factores que probablemente han contribuido (con sus dolorosas consecuencias sobre el nivel de vida de las personas) a que el traslado a la

10 En el artículo 8 de la Ley se establece que, en los contratos celebrados por la Administración Pública, comprendidos entre ellos los de obras y servicios públicos, quedan sin efecto las cláusulas de ajuste en dólar o en otras divisas extranjeras y las cláusulas indexatorias basadas en índices de precios de otros países y cualquier otro mecanismo indexatorio. Los precios y tarifas resultantes de dichas cláusulas, quedan establecidos en pesos a la relación de cambio un peso ($ 1) = un dólar estadounidense (US$ 1).

30

inflación de la depreciación del peso en el 2002 fuera menor que el de las experiencias previas.

La hipótesis planteada es que puede darse una explicación de la evolución de la inflación

minorista mensual tras el shock cambiario de enero a través de la estimación de un

modelo que determina la tasa de variación mensual del IPC en función de un promedio

ponderado de las tasas de variación mensuales de los salarios, del tipo de cambio

nominal y de los precios de los servicios públicos. Los resultados de las estimaciones

muestran que el modelo ajusta bien para el período de estimación, con excepción del mes

de abril de 2002, en el que las variaciones de las variables independientes no explican la

tasa de inflación registrada. Estos resultados significan que la tasa de variación mensual

del IPC puede ser explicada en función de la evolución de estos tres precios de la

economía.

A partir del modelo estimado, puede darse también una explicación del pass-through del

tipo de cambio nominal a los precios minoristas. El bajo traslado a los precios de la depreciación de 2002 fue producto de los bajos pass-through a los salarios y a los precios

de los servicios públicos. A diferencia de las devaluaciones anteriores analizadas, durante

el período pos devaluación de enero de 2002 no estuvieron presentes los mecanismos de

traslado a precios signados por los aumentos de salarios y precios de los servicios

públicos.

En primer lugar, la reacción de la inflación minorista al aumento de la paridad ha sido baja

debido al retraso de los salarios con respecto al aumento del precio del dólar. Pasados

doce meses de la devaluación de enero, con un aumento acumulado de la paridad del

orden del 249%, los salarios han acumulado un modesto aumento del orden del 7%. El

elevado nivel de desempleo y la ausencia de mecanismos de indexación en los contratos

salariales han inhibido los aumentos salariales tras el encarecimiento de la canasta de

consumo producto de la depreciación.

En segundo lugar, la constancia de los precios de los servicios públicos también ha

contribuido al leve crecimiento de la inflación minorista. El aumento acumulado de estos precios a diciembre de 2002 ha sido tan solo del 16% (liderado por el aumento de precios

de los combustibles). En este sentido, la pesificación de las tarifas y la eliminación de la

cláusula contractual de ajuste por inflación de Estados Unidos establecidos por la Ley de

emergencia pública de enero de 2002 han tenido un papel fundamental en la evolución de

la inflación minorista.

31

VI. BIBLIOGRAFÍA CONSULTADA

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Sachs, J. y Larrain, F, Macroeconomía en la economía global, Prentice Hall, 1993.

Taylor, John B., “Low Inflation, Pass-Through, and the Pricing Power of Firms”, en European Economic Review, Vol. 44, 2000.

FUENTES DE INFORMACIÓN

- Las series de tipo de cambio nominal se obtuvieron del Banco Central de la República

Argentina y del Centro de Economía Internacional.

- Las series de precios minoristas se obtuvieron de la Dirección de Precios de Consumo

del INDEC.

- La serie del salario horario de la Industria Manufacturera se obtuvo de la Dirección de

Estadísticas Secundarias del INDEC y de Ricardo Martínez (CEPAL).

- Los datos sobre desempleo y nivel de actividad se obtuvieron de la Encuesta

Permanente de Hogares. Gran Buenos Aires- Mayo de 2002 (INDEC) y de la Dirección

Nacional de Cuentas Nacionales, respectivamente.

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VII. ANEXO

Derivación de la ecuación de la tasa de variación de los precios fix

Los precios fix se forman agregando un mark up sobre los costos de producción:

( )MPUBcEPbWaPfix +

++= 1.....

* (1)

donde Pfix es el precio fix, a, b y c son las participaciones de la fuerza de trabajo, de los insumos transables y de los servicios públicos por unidad de producción, W es el valor de la fuerza de trabajo (salario), E es el tipo

de cambio nominal, PUB es el precio de los servicios públicos y M es el margen de ganancia o mark up.

Llamemos CU al primer paréntesis de la ecuación, la ecuación (1) se transforma en:

( )MCUPfix += 1. (2)

donde CU representa el costo unitario de producción. Diferenciamos la ecuación (2) con respecto al tiempo:

( ) ( )MdCUMdCUdPfix +++= 1.1. (3)

suponiendo mark up constante la ecuación (3) resulta: ( )MdCUdPfix += 1.

Dividiendo ahora ambos miembros por Pfix, y teniendo en cuenta la ecuación (2) tenemos:

( )( )MCU

MdCUP

dP

fix

fix

++=

1.1.

, por lo que queda: cup fix = (4)

donde pfix es la tasa de variación de los precios flexibles y cu es la tasa de variación del costo unitario de

producción. Obtengamos ahora la tasa de variación del costo unitario cu. Dijimos que:

PUBcEPbWaCU ....*

++= . Diferenciando esta ecuación con respecto al tiempo y suponiendo

coeficientes de participación de mano de obra, insumos y servicios públicos por unidad de producto

constantes se tiene que:

dPUBcdEPbdWadCU ....*

++= . Dividiendo ambos miembros por CU y multiplicando y dividiendo el

segundo miembro por W, E y PUB:

CUPUB

PUBdPUB

cCUE

EdE

PbCUW

WdW

aCUdCU

.......*

++= . Reordenando y reemplazando dCU/CU por

cu, dW/W por w, dE/E por e y dPUB/PUB por pub se tiene:

pubCUPUB

ceCUE

PbwCUW

acu .......*

+

+

= (5)

donde cu, w, e, y pub representan las tasas de variación de los costos unitarios de producción, de los salarios, del tipo de cambio nominal y de los precios de los servicios públicos y donde

( )1

........

**

==++=

+

+

CUCU

CUPUBcEPbWa

CUPUB

cCUE

PbCUW

a

Reemplazando (5) en (4) y definiendo A=(a.W/CU), B=(b.p*.E/CU) y C=(c.PUB/CU) se tiene que:

pubCeBwAp fix ... ++= , donde se cumple que A+B+C=1.

el impacto inflacionario de la depreciaciÓn cambiaria de ... · argentina al momento de la...

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