Consumer Substitution, Cost of Living Measurement and Real Exchange Rate in Argentina - First Part: 1960-1995 (Long Version, in Spanish) (Sustitucion en el Consumo, Medición del Costo de Vida y Tipo de Cambio Real en la Argentina - Primera Parte: 1960-1995)

Hector E. Maletta

espanolEntre 2003 y 2008, Argentina instrumento una politica que busco preservar un tipo de cambio real competitivo y estable (TCRCE). El comportamiento del tipo de cambio real durante este periodo contrasto de forma marcada respecto a los periodos previo y posterior. Fue precedido por un periodo extendido de tipo de cambio real sobrevaluado y estable, y seguida por otro de persistente apreciacion. Tan marcado contraste en el comportamiento del tipo de cambio real es util para evaluar su influencia sobre el comercio exterior. En este trabajo nos concentramos en el impacto sobre las exportaciones. Para ello, adaptamos la metodologia desarrollada por Freund y Pierola (2012) para detectar episodios de saltos exportadores (export surges) a nivel sectorial. Encontramos que durante 2003-2008 los sectores productores de bienes intensivos en mano de obra –los mas sensibles al tipo de cambio real– experimentaron un mayor porcentaje de saltos exportadores. Encontramos tambien que entre 1980 y...

Ordinary consumer price indexes (CPI) tend to overstate increases in the cost of living because they do not consider consumer substitution between different goods and services, between variants of each good or service, and between points of purchase. Several kinds of adjustment have been suggested to correct for this shortcoming. In this paper an adjustment is examined based on replacing the ordinary Laspeyres index, based on a fixed basket of goods and services corresponding to the initial period of the index, by a variant of the Tornqvist index, which uses a geometric index that preserves not the quantities but the budget shares of each good or service, or variants thereof. Moreover, the weights in the Tornqvist index are not those of the initial period but an average of initial and final weights. The variant used here is the so-called Vartia Indez, which ensures that the index fulfills the factor-reversal criterion established by Fisher, i.e. that the change in value of consumption equals the product of a quantity index times a price index. The results of this exercise for the period 1960-95 suggest that the average rate of increase in the cost of living was markedly inferior to the amount resulting from the ordinary CPI. This entails im¬port¬ant consequences for some key economic and social variables, such as estimates of change in real wa¬ges and the adequacy of the exchange rate to its theoretical purchasing power parity.

Universidad del Salvador Facultad de Ciencias Sociales IDICSO Instituto de Investigación en Ciencias Sociales HECTOR MALETTA SUSTITUCION EN EL CONSUMO, MEDICION DEL COSTO DE VIDA Y TIPO DE CAMBIO REAL EN LA ARGENTINA Primera Parte: 1960-1995 (Versión revisada) Buenos Aires, Abril 2009 Electronic copy available at: http://ssrn.com/abstract=1437632 RESUMEN Los índices habitualmente usados para medir la inflación, los "índices de precios al consumidor", miden la variación en el precio de una canasta de bienes y servicios. Sin embargo, desde hace mucho se sabe que para medir las variaciones en el poder adquisitivo del salario o el tipo de cambio real de la moneda, la teoría económica remite al uso de un "índice económico de precios", es decir a un "verdadero índice del costo de vida" (true cost of living index). Este tipo de índice no debe medir la variación en el costo de una canasta fija de bienes y servicios, sino en el costo de mantener un cierto nivel de bienestar o utilidad. Es un concepto teórico, que no es de fácil aplicación. En sentido estricto, la fórmula de dicho índice depende de la función de utilidad de cada consumidor. Por ello en la práctica se utilizan como sustitutos los índices convencionales de precios al consumidor, basados en una canasta fija de bienes y servicios. Aunque adecuados para muchos propósitos prácticos, es sabido que esos índices involucran un sesgo en la medición del costo de vida, pues no toman en cuenta las posibilidades que tiene el consumidor de sustituir unos bienes por otros en lugar de consumir cantidades fijas. Ese sesgo de sustitución en el que incurren los índices convencionales de precios no implica necesariamente errores serios de medición de la inflación en el corto plazo, pero tiene consecuencias acumulativas que se hacen evidentes cuando se trata de un plazo más largo. La especificación y estimación de la función de utilidad es una tarea complicada, pero afortunadamente existen métodos para determinar índices mensurables que operen como índices aproximados del costo de vida, teniendo en cuenta la sustitución en el consumo, aun sin conocer la función de utilidad. Este es el enfoque que se sigue en este trabajo. Luego de elaborar una medida corregida de la inflación en términos del costo de vida, este estudio muestra el efecto de esos ajustes sobre la medición de las variaciones del salario real y del tipo de cambio real de la Argentina en el período 1960-1995. En la primera parte del trabajo se revisa la teoría de los "índices económicos de precios", es decir los índices de precios que corresponden a conceptos de la teoría económica, cuya concreción en lo que se refiere a precios al consumidor es el llamado "verdadero índice del costo de vida"; asimismo se analizan las relaciones entre los índices estadísticos convencionales y los índices económicos de precios. Se determina así una metodología para estimar un índice del costo de vida a partir de los índices convencionales de precios. En la segunda parte del trabajo se revisan las características del Indice de Precios al Consumidor de la Argentina, y en la tercera se determinan las características de un índice estimado del costo de vida para este país, entre 1960 y 1995, computable a partir de los datos del IPC. Inmediatamente se aplican las conclusiones de ese análisis para calcular ese índice estimado, con lo cual se llega a la conclusión de que en esos 35 años se acumuló en los índices de precios al consumidor una fuerte sobreestimación del aumento del costo de vida. El aumento (ajustado) desde 1960 hasta 1995 resulta ser sólo un 56% del incremento registrado por el IPC. En otras palabras, la sobreestimación del aumento del costo de vida sería de 77%. Se examina también la importancia relativa de diferentes clases de sustitución (entre distintos bienes, entre bienes y servicios, entre distintos servicios, y entre distintas variantes de mercado del mismo bien o servicio). Por último, en la cuarta parte del trabajo se analizan brevemente las implicancias de estos resultados para el cómputo de índices de salario real y para la evaluación del atraso o adelanto del tipo de cambio. Con respecto al salario, la medición convencional (salarios nominales deflactados por el IPC) sugiere que en 1995 el poder adquisitivo del salario era inferior al de 1980 o 1985 (aunque superior a los niveles muy bajos de 1989-90). Si se toma en cuenta la posibilidad de sustitución con que cuentan los trabaja- Electronic copy available at: http://ssrn.com/abstract=1437632 dores, su costo de vida habría aumentado menos, y por lo tanto el salario real resulta en 1995 más alto que en 1980 y 1985, y la mejora desde 1990 es mucho más fuerte. Con respecto al tipo de cambio, la conclusión principal es que hasta llegar a la convertibilidad el dólar se cotizó en general por encima del nivel de paridad de poder adquisitivo (conocido como PPP en inglés o PPA en castellano) desde 1960, excepto en el período 1979-81. Respecto a ese nivel teórico, la moneda argentina en general ha estado subvaluada, y no sobrevaluada. A comienzos de 1991 el tipo de cambio de paridad de poder adquisitivo era todavía inferior a un peso por dólar, cuando se estableció ese nivel como tipo de cambio oficial para la venta, al promulgarse la Ley de Convertibilidad. Posteriormente el tipo teórico de paridad de poder adquisitivo convergió gradualmente a lo largo de 1991 y 1992 hasta coincidir cercanamente con el nivel de un peso por dólar, donde permanece desde fines de 1992 hasta 1995 inclusive. Por lo tanto, no hubo tampoco sobrevaluación de la moneda en la primera mitad de la década del noventa respecto a la paridad teórica de poder adquisitivo (PPP). Sólo puede surgir un atraso aparente cuando el tipo de cambio teórico se calcula de manera convencional (tomando un tipo de cambio cualquiera, oficial o de mercado, vigente en algún momento del pasado, y actualizándolo con índices ordinarios de precios al consumidor). Ese cálculo convencional puede ser cuestionado en dos aspectos: por la elección del tipo de cambio de referencia, que de por sí puede ser muy alto, y por la elección de índices de precios que sobreestiman la pérdida de poder adquisitivo de la moneda. Por ejemplo, el tipo de cambio oficial de 1960 (reconocidamente muy alto después de la devaluación de 1959), actualizado hasta 1995 con los IPC de Argentina y Estados Unidos, sin ajustar el sesgo de sustitución, indicaría para 1995 un tipo de cambio "teórico" de $2,31 por dólar, 131% más alto que el tipo de cambio entonces vigente de $1.00 por dólar, y por lo tanto con un fuerte atraso cambiario. Si se se toma como referencia el tipo de cambio de paridad de poder adquisitivo de 1960 (calculado por la CEPAL), y se lo ajusta con índices estimados del costo de vida de Argentina y de EEUU, el tipo de cambio teórico (PPP) de 1995 resulta estar entre $0.98 y $1.04, es decir muy cerca del tipo de cambio de $1.00 por dólar. ¿Por qué ese cálculo es relevante? El tipo de cambio PPP no tiene por qué ser el tipo de equilibrio de mercado en ningún momento dado. Exportar con un tipo de cambio más alto es posible, y muchos países tratan de mantener su tipo de cambio en niveles más elevados, pero ganar competitividad de ese modo pero no denota "verdadera" competitividad de la economía sino una competitividad "espuria" artificialmente fabricada por la política cambiaria, y en condiciones de economía abierta el gobierno no puede determinar el nivel del tipo de cambio real en forma duradera. El tipo de paridad de poder adquisitivo puede así ser usado como un parangón de largo plazo para una economía abierta que aspira a competir en el mercado mundial, pero no tiene por qué constituir un tipo de cambio de equilibrio en el corto plazo para una economía cualquiera en un momento determinado, donde los costos de las actividades productivas son el resultado de decisiones tomadas bajo tipos cambiarios superiores al PPP. Por el contrario, si el tipo de cambio (por restricciones externas) debe situarse en el nivel PPP, entonces la estructura económica debe adaptarse a ese modo de relacionamiento con la economía internacional. El estudio por otro lado sugiere que en un sistema de convertibilidad el tipo de cambio PPP y el tipo de cambio del mercado tienden a coincidir, siempre que su diferencia inicial no sea muy amplia y el tipo de mercado sea más o menos estable (no necesariamente fijo) a fin de permitir que los precios relativos y el tipo PPP se ajusten consecuentemente. SUMMARY Ordinary consumer price indices customarily overstate increases in the cost of living because they do not allow for consumer substitution as relative prices change. This study looks for a more accurate measure of variations in the cost of living, real wages and real exchange rates in Argentina over the years 1960 to 1995, taking account of consumer substitution. Price levels and inflation, as is well known, are best measured by an "economic price index", also labelled a "true cost-of-living index". Such an index depends upon the consumer's utility function, and does not reflect the changing value of a given basket of goods and services, as in ordinary indices, but the changing (minimum) cost of attaining a given level of utility, allowing for consumer's substitution of goods and services in response to changes in relatives prices or other factors. When used to measure the cost of living, ordinary Consumer Price Indices incur a substitution bias, because they fail to consider substitution between different goods and services (commodity substitution bias) and substitution within the market for each good or service, i.e. between variants of the same commodity, or between different places of purchase (outlet-brand substitution bias). Usually, consumer price indices are built as an average of elementary price variations, weighted by budget shares measured at some base period. The Laspeyres index (an arithmetic mean of price variations) is the most common; but geometric and harmonic indices can also be computed. For each utility function that rationalizes consumer behavior there is some index that is "exact" for that function, and possibly others that are "superlative" for the same function (in the sense of closely mirroring the behavior of the true index in some relevant interval). A Laspeyres index is exact for a Leontief-type utility function with zero elasticity of substitution for all goods. A geometric index is exact for a CES function with normal (unity) elasticities. The harmonic index is exact for a CES function where all elasticities of substitution equal 2. Since empirical estimates of elasticities of substitution usually yield values concentrated around 1 (mostly in the interval from 0.30 to 1.5), their net effect is roughly equivalent to a uniform unity elasticity, and hence the geometric index is often a good approximation to the true cost-of-living index. Furthermore, a geometric index can be shown to be an unbiased substitute of the true cost-of-living index not only when budget shares are constant but also whenever changes in budget shares are not closely correlated with changes in relative prices. When consumer budget shares are known for two periods, an "ideal" index can be defined as the average of two indices which are time antitheses of each other. The well-known Fisher's index is thus a geometric mean of the Laspeyres and Paasche indices. The Törnqvist index is a geometric index weighted by the arithmetic mean of the initial and final budget shares, and thus equivalent to the geometric mean of two geometric indices based on those budget shares. Other "ideal" indices have been defined, such as the Vartia-Sato index, which is similar to Törnqvist's but based on a logarithmic (rather than arithmetic) mean of initial and final budget shares, with the property of meeting Fisher's "factor reversal" test in an exact fashion, as Fisher's index does. Ideal indices use to be quite close to each other, and can be shown to be exact or superlative for a variety of utility functions. So, ideal indices are usually considered to be good (unbiased) measures of the true cost-of-living index, even when the utility function has not been specified or its parameters have not been estimated. Ordinary indices based on initial (base period) budget shares, such as the Laspeyres or geometric indices, can be judged against "ideal" indices to measure their bias, i.e. to determine whether they may justifiably be used to estimate true variations in the cost of living. In the case of Argentina, budget shares are known for 1960, 1970-71 and 1985-86, and can be estimated for 1995. This study shows that in the three periods all ideal indices, which yield very similar values, significantly differ from the official Consumer Price Index (a Laspeyres index), but their value is very close to the geometric index based on the same elementary data. Hence, a geometric index can be taken as a good approximation of the true cost of living index in Argentina. In fact, it is recommended that in the future a geometric rather than (or complementarily to) an arithmetic index should be used to measure inflation.Two variants of the index are computed: One (called ICVR) is based on the same indices for elementary groups of commodities used in the official Consumer Price Index. Those elementary indices are themselves indices resulting from empirical price observations, thus aggregating them in geometric fashion does effectively control for substitution between such groups of commodities but not for substitution within them (that is, between models, variants, brands and outlets). Another version of the geometric index (ICVB), computed on reconstructed elementary indices based on raw data, controls also substitution within elementary groups of commodities. The main finding is that over 35 years (1960-95), the Consumer Price Index of Argentina overstated the rise in the cost of living by 77% relative to the estimated cost of living index. Put in a different way, 44% of official inflation was avoided by consumers through substitution between goods, brands and outlets. The estimated cost of living index based in 1960 was in 1995 just 56% of the official index value. This huge gap is the effect of massive changes in relative prices occurred in Argentina during the long years of high inflation and repeated economic crises and during the last five years of radical economic reform, currency stabilization and deep economic restructuring. This finding has important consequences whenever long-term inflation is used for economic analysis (in the short run differences are less significant). For instance, real wage indices based in 1980 or 1985 widely differ in their value for 1995 according to the price index used. With the CPI ordinary price index, 1995's real wage is below the past decade's. With the estimated cost of living index, it is above. Concerning the value of Argentine currency, this study computes a purchasing-power-parity (PPP) exchange rate for 1960-95, based on a United Nations ECLA estimation of PPP exchange rates in various Latin American countries for the year 1960, updated with estimated cost of living indices for Argentina and the United States. For the US, studies by several authors are used to estimate a cost of living index controlling for the CPI's substitution bias, consistent with the index used for Argentina. The conclusions are that the exchange rate in Argentina was almost always above PPP during 1960-90, with the exception of 1979-81. It is also shown that the PPP rate was below the rate of one peso to the dollar when the latter was established by the so-called Convertibility Law in March 1991, but the PPP rate rapidly and smoothly converged to one peso per dollar during 1991-92, and remained in the close vicinity of the actual rate of exchange in the period 1993-95. Should the Central Bank have allowed the peso to revalue (as permitted by convertibility) by fixing a lower threshold to intervene buying dollars in the market in 1991-94, nontradeables would have appreciated less than they did, and the PPP rate would have also fallen, from around one peso per dollar to the level determined by the market. Then, the hypothesis is suggested that a convertibility system causes the market and PPP rates of exchange to coincide. PREFACIO Este trabajo refleja una prolongada preocupación del autor por la medición del costo de vida y los índices de precios. Ha tenido que usarlos en varios contextos, desde la actualización de líneas de pobreza en diversos países, hasta la determinación de tipos de cambio de paridad de poder adquisitivo. Como muchos otros, ha tenido que enfrentarse al problema de que los índices ordinarios de precios no concuerdan con los conceptos teóricos de "nivel de precios" o de "costo de vida", ya que solo miden las variaciones en el costo de una canasta fija de bienes y servicios. El estímulo intelectual para realizar este estudio surgió como derivación de un estudio sobre la situación de la agricultura argentina en la década del noventa, en el marco macroeconómico definido por las reformas emprendidas en la Argentina a partir de 1989, y en particular el esquema de convertibilidad monetaria inaugurado en 1991. En 1988 se habían prácticamente eliminado los impuestos a la exportación ("retenciones"), que habían afectado a ese sector por varias décadas, y que serían reimplantadas más tarde en los primeros años del nuevo milenio. La economía había atravesado una crisis recesiva con hiperinflación en 1989, y el régimen monetario había fijado el tipo de cambio en un peso por dólar. Existían muchas discusiones sobre el tipo de cambio vigente. Evaluar ese tipo de cambio para decidir si reflejaba alguna clase de sobrevaluación de la moneda nacional resultaba un objetivo importante, dada la difusión alcanzada por el concepto de que el tipo de cambio de un peso por dólar implicaba un significativo atraso cambiario. Y para ello era imprescindible contar con una medición del nivel de precios interno (y externo) que correspondiese a los conceptos teóricos involucrados. Este propósito inicial fue rápidamente superado por la complejidad del problema. Examinar el tipo de cambio implica usar índices de precios, y es sabido que en presencia de hiperinflación y de profundos cambios en la estructura de precios relativos los índices de precios pueden conducir a conclusiones erróneas, y que se pueden obtener diferentes conclusiones según el índice que se utilice. El análisis se dirigió esencialmente a revisar los índices de inflación de la Argentina para corregir los inevitables sesgos que aquejan a los índices de precios cuando se los usa en calidad de índices del costo de vida mientras ocurren cambios importantes en los precios relativos. El trabajo adquirió autonomía conceptual y metodológica, y por ello fue desarrollado bajo la forma de una monografía independiente. El autor desea agradecer también la ayuda brindada para este trabajo por diversos técnicos del Instituto Nacional de Estadística y Censos de la República Argentina. Los comentarios de varias personas, entre las cuales no se puede omitir a Ruy de Villalobos ni a Javier Escobal, fueron extremadamente útiles para ordenar y clarificar las ideas plasmadas en este estudio, y la forma de la exposición. La correspondencia con especialistas internacionales en el tema, como Erwin Diewert, Yrjo Vartia y Bert Balk, fueron extremadamente útiles. Las opiniones y conclusiones, por supuesto, y los errores que puedan encontrarse, son responsabilidad exclusiva del autor. En esta versión revisada se han corregido diversas imprecisiones o errores en una versión preliminar de 1996, incluso errores en algunas fórmulas de las partes I y II, y se ha mejorado la presentación de distintas secciones, sin producir cambios en lo sustancial de la argumentación, pero (se espera) agregando claridad en muchos pasajes y evitando frases erróneas o confusas. También se han expandido algunas secciones y se han abreviado otras: el efecto global ha sido hacer más breve el texto respecto a la primera versión. La primera parte se refiere al período cubierto por el trabajo original de 1996, es decir el período 1960-1995. Una segunda parte, contenida en un paper independiente, analiza el proceso de sustitución en el consumo en los años 1996-2006, que incluyen un período de deflación desde 1998 hasta 2001, el abandono de la convertibilidad a comienzos de 2002, y un periodo de más alta inflación con la reimplantación de un tipo de cambio flotante (y fuerte intervención del Banco Central) en los años 2002-2006. En ese segundo período el IPC fue modificado a partir de 1999 (nueva serie base 1998) incorporando muchas mejoras que en parte corrigen sesgos de sustitución de bajo nivel. CONTENIDO I. LA MEDICION DEL COSTO DE VIDA ................................................................................................................... 1 Indices de precios, costo de vida y sesgo de sustitución............................................................................. 1 Sesgos de sustitución con poca inflación: el caso de los Estados Unidos ............................................. 3 Sesgos de sustitución e hiperinflación.............................................................................................................. 6 Otras fuentes de distorsión en la medición del costo de vida ..................................................................... 6 La teoría de los índices de precios ................................................................................................................... 17 Los índices computables y los criterios de Fisher ....................................................................................... 20 La agregabilidad de los índices ......................................................................................................................... 23 El "verdadero" índice del costo de vida........................................................................................................... 25 Los principales índices estadísticos ................................................................................................................ 26 (i) El índice de Laspeyres ................................................................................................................................ 26 (ii) El índice de Paasche................................................................................................................................... 27 (iii) El índice de Palgrave ................................................................................................................................. 30 (iv) El índice armónico...................................................................................................................................... 30 (v) Indices geométricos.................................................................................................................................... 31 Una batería de índices.......................................................................................................................................... 31 Los índices ideales de Fisher y de Törnqvist................................................................................................. 34 Indices ideales y reversión de factores: el índice de Vartia-Sato.............................................................. 35 Indices exactos e índices superlativos ............................................................................................................ 36 El análisis cuántico de los sesgos en índices de precios........................................................................... 40 La selección de un índice aproximado del costo de vida ........................................................................... 51 Diferencias entre índices ideales ...................................................................................................................... 52 Elasticidad de sustitución e índices del costo de vida ................................................................................ 53 II. EL ÍNDICE DE PRECIOS AL CONSUMIDOR EN LA ARGENTINA.............................................................. 54 Características generales.................................................................................................................................... 54 Variedades homogéneas y heterogéneas ....................................................................................................... 60 Indices elementales de precios.......................................................................................................................... 61 Indices de precios de variedades homogéneas ........................................................................................ 61 Indices de precios de variedades heterogéneas ....................................................................................... 65 Los cambios de calidad como procesos de sustitución ............................................................................. 74 Inflación global, inflación específica y promedios de relativos................................................................. 75 Promedio de relativos, bienes transables y no transables ......................................................................... 77 Imputación de precios y de relativos................................................................................................................ 78 Promedio de relativos y artículos estacionales............................................................................................. 79 De los índices de variedades a la construcción del IPC.............................................................................. 81 Niveles de construcción del índice y niveles de sustitución...................................................................... 82 Los datos publicados e inéditos del IPC ......................................................................................................... 84 III. ESTIMACIÓN DEL INDICE DE COSTO DE VIDA, 1960-1995...................................................................... 86 Perspectiva metodológica general.................................................................................................................... 86 Selección de un índice estimado del costo de vida, 1960-95 ..................................................................... 87 a. El período 1960-74 ........................................................................................................................................ 87 b. El período 1974-88 ........................................................................................................................................ 91 c. El período 1988-95 ........................................................................................................................................ 94 Evolución estimada del costo de vida (1960-95): metodología.................................................................. 97 Etapas en la estimación del índice del costo de vida............................................................................... 98 Interpolación y extrapolación de los índices estimados ....................................................................... 100 La reelaboración de los índices elementales de precios ...................................................................... 100 Evolución estimada del costo de vida (1960-95): análisis......................................................................... 105 Panorama general por grandes períodos.................................................................................................. 105 Sesgos de sustitución y niveles de agregación ...................................................................................... 107 Un pequeño sesgo anual y un fuerte sesgo acumulado ....................................................................... 111 La evolución del costo de vida: series mensuales ................................................................................. 113 Las tasas mensuales de inflación en el IPC y el ICVR ........................................................................... 116 Las tasas anuales de inflación en el IPC y el ICVR ................................................................................. 117 H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H Un indicador del grado de indexación ....................................................................................................... 121 El sesgo de sustitución por sectores (1988-95)........................................................................................... 121 El caso de la indumentaria............................................................................................................................ 124 La estructura sectorial de la sustitución entre rubros........................................................................... 130 Bienes versus servicios en el proceso de sustitución .......................................................................... 132 Sesgos de sustitución bajo megainflación (1988-91)............................................................................. 134 Sesgos de sustitución en la convertibilidad (1991-95) .......................................................................... 137 Convertibilidad y precios relativos: bienes versus servicios .............................................................. 139 El desplazamiento hacia los supermercados........................................................................................... 140 IV. COSTO DE VIDA, SALARIO REAL Y TIPO DE CAMBIO........................................................................... 143 El salario real ........................................................................................................................................................ 143 El tipo de cambio ................................................................................................................................................. 145 Consideraciones generales .......................................................................................................................... 145 La elección de un índice de precios ........................................................................................................... 147 La elección del tipo de cambio de referencia........................................................................................... 150 La paridad de poder adquisitivo .................................................................................................................. 152 Costo de vida y sesgo de sustitución en los Estados Unidos ............................................................. 154 El tipo de cambio de paridad de poder adquisitivo, 1960-1995 ........................................................... 157 ¿Atraso o adelanto cambiario en la década del noventa? .................................................................... 164 Implicaciones macroeconómicas.................................................................................................................... 166 V. CONCLUSIONES................................................................................................................................................. 169 APENDICE ESTADISTICO ..................................................................................................................................... 173 REFERENCIAS BIBLIOGRAFICAS ...................................................................................................................... 213 H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H H I. LA MEDICION DEL COSTO DE VIDA Indices de precios, costo de vida y sesgo de sustitución Si bien la inflación se define como la variación en el nivel general de precios, es evidente que no existe un "nivel general de precios". Sólo existen precios individuales, los que se cobran y se pagan en cada transacción particular. Los índices de precios son el fruto de promediar las variaciones de precios de muchos bienes, captados en diversos puntos de compra y venta. El pasaje de la transacción microeconómica al concepto macroeconómico requiere que se dé al concepto de "nivel de precios" un significado más preciso. De ese significado se derivará el tipo de índice más adecuado para medirlo. El problema central del "nivel de precios" es el de los precios de los bienes de consumo (objetivos finales a los que conduce la actividad productiva). Un "índice económico de precios", también llamado índice del costo de vida, mide la evolución del mínimo costo de mantener un cierto nivel de utilidad del consumidor a medida que cambian los precios. El mantenimiento del nivel de vida de referencia puede involucrar la sustitución de unos consumos por otros. La elaboración de un verdadero índice del costo de vida involucra conocer la función de utilidad del consumidor, tarea generalmente nada fácil. Un arduo trabajo econométrico es necesario para estimar una función de utilidad que "racionalice" la conducta de los consumidores, y aún así podría frecuentemente haber otra función matemática que también se ajuste al comportamiento de los consumidores. En todo caso, construir un índice del costo de vida no es una tarea rutinaria que pueda ser emprendida por organismos de estadística como parte de sus actividades habituales. Afortunadamente, a lo largo del siglo XX se ha ido acumulando un importante cuerpo de contribuciones teóricas y metodológicas que permite efectuar (con ciertos compromisos y aproximaciones) ese pasaje crucial, de un índice estadístico de precios al consumidor, a un índice del costo de vida. Es posible así estimar índices del costo de vida a partir de índices convencionales con canasta fija. Los índices de precios comúnmente usados son índices Laspeyres, definidos como una media aritmética de las variaciones de precios de un conjunto de bienes y servicios, ponderadas por las proporciones que cada bien representa en una estructura de gasto tomada del período inicial, que se toma como base. Esto equivale a medir la variación en el costo de una canasta física con cantidades fijas, donde dicha canasta es la que corresponde al período base. Esa clase de índices, por lo tanto, deja de lado cualquier sustitución entre diferentes bienes que pueda efectuar el consumidor. El índice de precios al consumidor (IPC) que casi todos los países elaboran no pretende ser un "índice económico del costo de vida", sino un "índice estadístico de precios" basado en una canasta fija. El "sesgo de sustitución" es una preocupación analítica que puede ser importante para el análisis económico, pero que no necesariamente debe ser atendida por un índice de precios al consumidor. Señalar la presencia de un sesgo de sustitución no significa que el índice de precios al consumidor esté mal calculado o contenga errores. Los índices de precios se usan para dos fines fundamentales: a veces sirven como sustitutos del índice del costo de vida (por ejemplo para calcular el salario real), y otras veces se los usa para deflactar valores nominales y llegar a valores "reales" o índices de cantidad. Se puede demostrar fácilmente que los índices Laspeyres, en sentido estricto, no son adecua- 1 dos para ninguno de estos dos propósitos (excepto como indicador aproximado), ya que en cada uno de ellos pueden introducir distorsiones: (a) El índice Laspeyres no es un índice del costo de vida. El concepto mismo de un "índice del costo de vida", formulado en la década de 1920, requiere que ese índice mida las variaciones en el costo de mantener un cierto nivel de vida, o sea el costo de obtener una cierta utilidad, ante diferentes conjuntos de precios. Por definición, esto admite la posibilidad de sustitución (salvo en el caso puramente teórico en que el consumidor tiene una función de utilidad tipo Leontief, con cantidades fijas, sin sustitución posible). Dado que los índices Laspeyres de precios al consumidor implican la ausencia total de sustitución, necesariamente sobreestiman el aumento del costo de vida. (b) El índice Laspeyres no deflacta correctamente. Al sobreestimar el aumento del costo de vida, los índices Laspeyres subestiman el incremento (o acentúan la disminución) del índice de salario real (y de otros valores nominales deflactados). Pero además, este tipo de índice no tiene la propiedad de reversión de factores especificada clásicamente por Irving Fisher (1922). Supongamos tres índices V, Lp y Lq. De ellos, V es un índice de valores nominales o índice del gasto (gasto total en el período t, sobre gasto total en el período base), Lp es un índice Laspeyres de precios, con cantidades constantes del período base, y Lq un índice Laspeyres de cantidades, con precios constantes del período base. La propiedad de la reversión de factores requiere que el índice del gasto equivalga al producto entre el índice de precios y el índice de cantidades: V = LpLq. Es fácil verificar con las fórmulas respectivas que en el caso de índices de Laspeyres esa igualdad no se cumple (excepto en el caso trivial en que todos los precios hayan variado en la misma proporción, y en forma similar las cantidades). Por lo mismo, el índice de Laspeyres tampoco cumple con la relación de deflactación Lq = V/Lp. En otros términos, dividiendo los valores nominales (o un índice de ellos) por el índice Laspeyres de precios no se obtiene un índice Laspeyres de cantidades a precios constantes.El valor "deflactado" V/Lp no será igual a Lq, es decir al índice Laspeyres de las cantidades. 1 En líneas generales, dado que Lp tiende a exagerar el aumento de precios, V/Lp tiende a subestimar el aumento de las cantidades. Al buscar un índice fidedigno del costo de vida normalmente se busca un índice que sea un buen deflactor. Al mantener una canasta fija se ignora la posible sustitución de un rubro por otro. Pero la sustitución entre rubros de consumo no es el único sesgo de sustitución en el índice de precios convencional. Otra clase de sesgo ocurre por sustitución dentro de cada rubro, donde el consumidor puede elegir diferentes marcas o modelos del mismo artículo, y puede además comprarlo en diferentes negocios. Normalmente, en los índices convencionales se supone implícitamente que son constantes las cantidades de artículos de diferentes marcas o variantes compradas en diferentes negocios. Al ignorar la sustitución entre rubros los índices incurren en el llamado commodity substitution bias. El conjunto de sustituciones dentro de cada rubro (entre marcas y modelos, y entre puntos de compra) da origen a un outlet-brand substitution bias. Un verdadero índice del costo de vida debería tomar en cuenta la posibilidad de cambiar de marca o modelo, o de desplazar las compras hacia otros negocios. 1 En realidad el índice de Laspeyres cumple con una forma "débil" del criterio de reversión de factores, ya que al deflactar valores nominales con un índice de Laspeyres se obtiene un índice Paasche de cantidades, basado en los precios del período final de comparación. Este tema será tratado más adelante. 2 Estas dos clases de sesgos, entre y dentro de rubros de consumo, constituyen sesgos de sustitución propiamente dichos, que deben ser eliminados para pasar de un índice convencional a un índice del costo de vida. Hay además otros sesgos o distorsiones en los índices de precios, que se mencionan más adelante. Pero antes de seguir es conveniente remarcar la importancia de estos sesgos de los índices, en economías con poca inflación y en aquellas economías que atraviesan situaciones de mega e hiperinflación. Sesgos de sustitución con poca inflación: el caso de los Estados Unidos Los problemas y limitaciones de los índices convencionales de precios no implican que estos índices no puedan ser usados como una aceptable aproximación. Cuando la variación de los precios y cantidades no es muy pronunciada, y los precios relativos no se modifican muy profundamente, no es muy grande la distorsión introducida en la tasa de inflación por el uso de índices de Laspeyres. En los Estados Unidos, diversos estudios referidos al Consumer Price Index (CPI) o índice de precios al consumidor han mostrado que la distorsión anual introducida es del orden de 0.5 puntos porcentuales, en un país donde la inflación anual ha estado en promedio en 4-5 por ciento (véase por ejemplo Manser y McDonald 1988, Aizcorbe y Jackman 1993; Bryan y Cecchetti 1993a y 1993b; Fixler 1993; Reinsdorf 1993; Wynne y Sigalla 1993 y 1994; Boskin y otros, 1996). En otras palabras, si el IPC arroja por ejemplo una variación promedio de 5% por año, una medición más ajustada de la inflación (con un "verdadero" índice del costo de vida) resultaría ser en promedio de 4.5% en lugar de 5% (un error relativo del 10 por ciento sobre el total de la inflación de cada año). Algunos estudios no muy recientes, que se basaban sólo en categorías amplias de bienes sin desagregarlos finamente, habían encontrado muy poco sesgo de sustitución en los Estados Unidos. Por ejemplo Braithwait (1980), con un modelo multivariado de la demanda del consumidor, encontró que entre 1958 y 1973, cuando el IPC oficial norteamericano había pasado de 100 a 147, un índice corregido (contemplando sustituciones del consumidor) daba una inflación de 145.5, es decir apenas 1.5 puntos menos en quince años, equivalentes a 0.1 puntos por año (3.8% de distorsión relativa sobre una inflación anual acumulativa, medida por el IPC, de 2.6% por año en ese período, y que pasaría a 2.5% si se descuenta el sesgo de sustitución hallado por Braithwait). Ese estudio se basaba en índices de precios para 53 agrupamientos de bienes, es decir en datos muy agregados, ya que el índice incluye centenares de rubros observados en miles de negocios. Sólo controló, por lo tanto, la sustitución entre esos 53 grupos de bienes, pero no la que ocurre dentro de cada grupo (entre sus rubros componentes, y dentro del mercado de cada rubro elemental). Resultados comparables a los de Braithwait habían obtenido otros autores anteriores a él, como Noe y von Furstenberg (1972). Estos estudios pioneros, en general, hallaron sesgos de sustitución que fueron considerados muy pequeños e incluso desdeñables. Es intuitivamente obvio que con bienes más desagregados se capta un margen mayor de sustitución. Esto ha podido verificarse también experimentalmente. 2 En fecha más reciente se han realizado en Estados Unidos estudios basados en una información más desagregada, con resultados diferentes a los anteriores. Uno de los más completos es el de Manser y McDonald (1988) que cubre el período 1959-85. Ellos utilizan dos métodos. Por un lado emplean un modelo de demanda con precios y cantidades de 101 grupos de bienes y 2 Por ejemplo Fernández-Jardón (1993), en un modelo estocástico con datos ficticios, encuentra que al aumentar el número de bienes cuyos precios varíen en proporciones diferentes, también aumenta el sesgo detectado. 3 servicios. Con ese modelo estiman un rango de variación posible del sesgo de sustitución entre esos 101 rubros, con un máximo anual de 0.22 y un mínimo de 0.14 puntos porcentuales por año. Luego, usando índices "superlativos" del costo de vida (como el de Törnqvist y el de Fisher, sobre los cuales también volveremos más tarde), para el mismo período y los mismos datos, estiman que la variación del costo de vida, una vez consideradas las sustituciones entre las101 categorías de bienes analizadas, había sido un 6.3% inferior a la inflación medida por el Consumer Price Index. Esto significa que la tasa corregida de inflación, en esos 26 años (1959-85) había estado alrededor de 0.19 puntos porcentuales por debajo de la tasa de inflación oficial. 3 Aizcorbe y Jackman (1993), usando datos todavía más desagregados, calculan un sesgo promedio de 0.20 a 0.27 puntos porcentuales por año en 198291, lo cual es compatible con el resultado de Manser y McDonald. Los estudios citados en general se refieren a la sustitución entre rubros de consumo, cada uno de los cuales representa un bien o un grupo de bienes. En Estados Unidos no hay muchos estudios que toquen la sustitución entre marcas, modelos y negocios. Entre los más importantes se encuentra el de Reinsdorf (1993). El estudio de Reinsdorf determinó que el IPC norteamericano, por no tomar en cuenta estas sustituciones dentro de cada rubro, incurre en una sobreestimación de 0.25 a 0.30 puntos porcentuales (adicionales a los que se derivan de la sustitución entre diferentes rubros). Un reciente estudio sobre la medición del costo de vida realizado por encargo del Senado de los Estados Unidos (Boskin et al., 1996), resumiendo el estado del arte en esta cuestión, estima que el Consumer Price Index estaría sobreestimando la inflación (como mínimo) en alrededor de un punto por año, incluyendo (entre otros sesgos) un sesgo de sustitución entre rubros (commodity substitution bias) estimado en 0.2 a 0.4 puntos por año, y un sesgo por sustitución al nivel del punto de compra (outlet substitution bias) de 0.1 a 0.3 puntos. Según ese estudio, el sesgo total por sustitución contenido en el CPI de los Estados Unidos representaría una exageración entre 0.3 y 0.7 puntos porcentuales en la tasa anual de inflación. 4 3 Manser y McDonald simplemente dividen la diferencia por 26, y dicen que el sesgo era "de 0.18% por año", pero esa no es una forma correcta de ponerlo, ya que lo que importa son las tasas acumulativas. En este caso, la diferencia de tasas acumulativas es 0.19 puntos. 4 El documento de Boskin et al estima también que existen sesgos de calidad de 0.2 a 0.6 puntos, y sesgos por no incorporar nuevos productos de 0.2 a 0.7 puntos. El sesgo total por lo tanto podría estar entre 0.7 y 2.0 puntos de inflación por año (promedio 1.5 puntos), en un país que en los últimos años tiene alrededor de 3% anual de incremento en el índice de precios. De este modo alrededor de la mitad de la inflación podría desaparecer al corregirse los sesgos, pues no correspondería a auténticos incrementos en el costo de vida. 4 Ante las distorsiones tan reducidas encontradas en los Estados Unidos en los estudios de la década del setenta como el de Braithwait y el de Noe y von Furstenberg, muchos autores habían considerado que el índice de Laspeyres podría seguir usándose sin problemas. 5 Según este punto de vista, la periódica actualización de la canasta mediante una nueva encuesta de gastos de los hogares es suficiente para tomar en cuenta las sustituciones efectuadas por los consumidores, y eliminar por lo tanto el posible error contenido en el índice. Probablemente tienen razón en lo que se refiere a la estimación de la inflación anual o mensual. Una diferencia de 0.2 o 0.5 puntos en la inflación anual (que se reduce a 0.02-0.04 puntos en la inflación mensual) no debería provocar graves errores de decisión de los gobiernos o de los agentes económicos privados. El sesgo, por cierto, aumenta con el tiempo, a medida que el índice se aleja del periodo de referencia de la canasta (Fernández-Jardón 1993), y ello puede controlarse con actualizaciones más frecuentes de las ponderaciones. La mayor parte de los economistas, cuyas teorías y modelos requieren usar un auténtico "índice del costo de vida", aplica el índice convencional de precios al consumidor sin pensarlo dos veces, como si fuese un indicador fidedigno del costo de vida, es decir como si fuese un índice económico de precios. Pero aun en el corto plazo, donde los errores son "pequeños", puede haber consecuencias importantes. En los Estados Unidos diversos beneficios de la seguridad social, que mueven billones de dólares y que afectan a millones de personas, están indexados por el índice de precios al consumidor (mediante los llamados COLA, o "cost of living adjustments"), de modo que una pequeña exageración del ajuste puede involucrar fuertes transferencias, las cuales entre otras cosas afectan significativamente el déficit fiscal. Desde un primer comité formado en 1961, hasta debates parlamentarios de 1995 sobre el presupuesto federal, el Congreso norteamericano ha analizado varias veces (y ha recomendado al Poder Ejecutivo) la revisión del Consumer Price Index para evitar que sobreestime el aumento del costo de vida y conduzca así un mayor déficit fiscal y a erróneas decisiones de política. Si se acepta la estimación "conservadora" de la comisión Boskin, que estima para los años noventa un sesgo anual de un punto porcentual en la tasa de aumento del CPI, de modo que la inflación corregida pasaría por ejemplo de 3% a 2% por año, ello tendría significativas consecuencias: ese ajuste del índice ahorraría al fisco 640,000 millones de dólares (dos veces el PBI de la Argentina), equivalentes a más de 2000 dólares por habitante de los Estados Unidos, durante el decenio 1996-2005 (lo cual posibilitaría una rebaja de impuestos de casi 900 dólares por año en promedio, para una familia de cuatro personas, durante los primeros diez años). Los efectos más importantes de la distorsión, sin embargo, aparecen en el largo plazo, y no en el corto. Aun cuando no se vea muy afectado el cómputo mensual o anual de inflación, se puede acumular un sesgo considerable a lo largo de dos o tres décadas, porque la distorsión de cada año se acumula sobre las anteriores a pesar de la periódica actualización de la canasta. Cuando usa el índice sobre períodos largos, por ejemplo para comparar el sala5 Así por ejemplo el propio Braithwait (1980). Las recomendaciones internacionales hasta los años ochenta iban en el mismo sentido, como se desprende del manual de la OIT sobre el tema (Turvey 1987). Similar opinión exhibía Triplett: "Los estimados que se han efectuado hasta ahora sobre el sesgo de sustitución indican que el mismo es extremadamente pequeño, a tal punto que no puede ser considerado como un defecto empírico importante en los índices de precios al consumidor con ponderaciones fijas" (Triplett, 1975, p.66). 5 rio real o el tipo de cambio entre dos fechas muy alejadas entre sí, los resultados pueden ser significativamente distorsionados. Sesgos de sustitución e hiperinflación Otro peligro implícito en la opinión de que el sesgo es "muy pequeño" surge cuando la inflación no es de 5% sino de 500% o de 5000%, y los precios relativos se modifican más agudamente, pues en esos casos la distorsión involucrada puede ser sustancialmente más grande, aun en un solo año o un solo mes. Esto puede comprobarse con estudios referidos a países que en época reciente han sufrido procesos de hiperinflación, como es el caso de la Argentina, el Perú y otros. Por ejemplo Escobal y Castillo (1994, p.20) calculan que la inflación peruana de 1990, estimada en 7649.6% según el IPC oficial, se reduce a "solamente" 6881.3% con un índice más fidedigno de la "verdadera" variación del costo de vida (tomando en cuenta la sustitución entre grupos de bienes), de modo que el índice oficial sobreestimaría la inflación de ese año en un respetable 11%, lo que representa una exageración de 770 puntos porcentuales de inflación en un solo año. 6 El caso argentino, que analizaremos en el presente estudio, da resultados similares. De todas maneras, no es en sí la inflación lo que causa la distorsión, sino la modificación de los precios relativos. La estructura de precios puede modificarse tanto en períodos de alta inflación como durante períodos de relativa estabilidad en los cuales se estén produciendo cambios en la estructura económica (ajuste macroeconómico, cambio tecnológico, apertura) que modifiquen las relaciones de precios de los bienes. Si bien la magnitud absoluta del sesgo puede ser más grande en épocas de alta inflación, su importancia relativa suele ser mayor en épocas de estabilidad, pues en ese caso una parte sustancial del aumento del índice convencional de precios puede deberse a sesgos de sustitución. Otras fuentes de distorsión en la medición del costo de vida Este trabajo se concentra en el sesgo de sustitución. esto es, en las consecuencias de ignorar las posibilidades de elección que tiene el consumidor ante variaciones de los precios relativos. Esas posibilidades de elección le permiten escoger entre rubros, entre variantes de marca, modelo y calidad, y entre distintos negocios proveedores de bienes y servicios. Pero como ya se apuntó antes, hay otras fuentes de distorsión en la medición del costo de vida mediante índices estadísticos de precios de base fija. Algunas son formas especiales del sesgo de sustitución, pero otras deben ser consideradas aparte. Aquí se pasa revista a las principales. 6 Sobre el caso peruano véase también Afriat (1991), aunque ese trabajo es más notable por sus consideraciones teóricas sobre la validez de los índices en situaciones de hiperinflación y sobre las diferentes tasas de inflación que afectan a diferentes grupos sociales, consideraciones que son aplicables no sólo al caso peruano sino también a otros similares. 6 * Errores en las mediciones de precios: El índice se basa en precios observados en el mercado, y esa observación puede tener errores. 7 Los precios son observados en una muestra de establecimientos comerciales o fuentes similares, y las muestras siempre adolecen de algún grado de error muestral, ya que cualquier precio "observado" es en realidad un promedio muestral, que pretende estimar un valor "verdadero" que puede estar por encima o por debajo del valor muestral. Si en un determinado mes la muestra casualmente subestimó el valor verdadero de cierto precio, y en el mes siguiente lo sobreestimó, ello provocaría la ilusión de un aumento donde no lo hubo (o viceversa). Por otra parte, en épocas de alta inflación hay bastante incertidumbre y volatilidad en los precios, de modo que pequeñas variaciones en la medición (a qué hora se efectúa la pregunta, o exactamente qué día del mes) pueden producir alteraciones significativas. También hay que destacar que los encargados de la recolección de datos para el IPC no compran efectivamente los productos, sino que se limitan a preguntar el precio; en algunos casos esto puede involucrar diferencias. Por ejemplo, el vendedor podría informar precios oficiales y no precios efectivos (sobre todo si hay control de precios, impuestos que muchos evaden, etc.); asimismo, el comprador efectivo podría regatear y conseguir mejor precio, y tales rebajas no serían registradas en el índice, que sólo registra el precio pedido por el vendedor. Los problemas de medición de los precios incluyen todos los problemas habituales de medición de variables socioeconómicas a través del muestreo. Su impacto en el índice puede ser positivo o negativo. * Cambios en la calidad de los bienes. Un determinado bien puede aparentemente haber variado de precio, pero en realidad puede tratarse de un cambio en la calidad o en las especificaciones técnicas del producto. Por ejemplo, una nueva marca de televisores puede ser más barata que la anterior, pero tal vez la calidad del aparato es inferior. Un nuevo reproductor stereo puede costar más que el anterior, pero tal vez ello se debe a que ofrece control remoto u otras facilidades que el otro modelo no tenía. También puede suceder que el mismo bien, con calidad invariable, disminuya de precio debido a la aparición de otro bien análogo de calidad superior, hacia el cual se va desplazando el consumo. En general, los índices convencionales no detectan los cambios de calidad. Cuando un artículo que vale $100 y tiene una cierta calidad es reemplazado por un nuevo modelo que también vale $100 pero tiene una calidad superior, el consumidor ha incrementado su utilidad por el mismo precio, de modo que el costo de vida (es decir el costo mínimo de mantener la misma utilidad del año base) se habría reducido, pero ello no es captado por el índice, el cual registra una variación nula en el precio del artículo (o, en algunos casos, omite toda comparación de precios del artículo nuevo con el viejo, debido a que detecta allí un cambio cualitativo). En esos casos el índice sobreestima la variación del costo de vida. En el caso contrario, si la calidad se deteriora por el mismo precio, el costo de vida aumentaría sin que ello tampoco sea detectado por el IPC, que tendería en ese caso a subestimarlo. 7 Sobre los problemas de medición véase, por ejemplo, Diewert y Montmarquette (1983) y la discusión de los problemas de medición en el IPC norteamericano presentada por Kokoski ,1987, como introducción a la bibliografia sobre este aspecto. También Wynne y Sigalla (1993) y Boskin et al (1995) dan un útil panorama del tema. 7 Puede haber sesgos en ambos sentidos. La extensa bibliografía existente sobre este tema se concentra sobre todo en bienes durables de consumo (automóviles, electrodomésticos, etc.). 8 Casi todos los estudios detectan un sesgo "hacia arriba", es decir una tendencia a sobreestimar el aumento del costo de vida, debido a cambios de calidad. Sólo algunos autores como Triplett (1971, 1993) y Liegey (1993) han destacado la importancia de algunos "sesgos hacia abajo" por motivos de caídas de calidad, por ejemplo los que ocurren cuando algunas rebajas de precios se hacen a expensas de la calidad de los bienes y servicios (un ejemplo típico son las rebajas de pasajes aéreos ligadas a horarios nocturnos, con menor cantidad y calidad de las comidas a bordo, menor número de azafatas y donde el pasajero tiene que pagar por los auriculares o las bebidas alcohólicas, que ordinariamente se proveen gratis). Pese a estas excepciones el grueso de la evidencia empírica, como se dijo antes, apunta en dirección a un sesgo de sobreestimación. Por ejemplo Gordon (1992) calcula que el CPI norteamericano sobreestimó el incremento en el precio de los bienes durables de consumo en 1.54 puntos porcentuales por año, en promedio, en el período 1947-83. 9 Dado que los bienes durables sólo tienen un peso limitado en el CPI, su sobreestimación tiene un impacto muy pequeño en el CPI total. Noe y von Fursternberg (1972) estimaron un sesgo de calidad que sobreestimaba el CPI en 0.03 a 0.11 puntos por año, considerando la totalidad de los bienes en el período 1964-70. Algunos estudios como el de Liegey (1993) y el de Armknecht y Weyback (1989), ambos sobre indumentaria, encuentran que el sesgo neto por calidad podría ser tanto positivo como negativo, y por lo tanto no creen que haya en él una tendencia definida a sobreestimar o subestimar la inflación. Así Liegey estima un sesgo de calidad en indumentaria que podría estar entre -1.3 y +6 puntos porcentuales en 1989, mientras Armknecht y Weyback estiman un sesgo neto que podría ir de -3.5 a +3.5 puntos en 1987-88, siempre en los Estados Unidos, donde la inflación global de esos años fue del orden del 4% anual. Como se ve fácilmente, esos "sesgos de calidad" podrían duplicar, triplicar o incluso invertir el signo de la variación de precios de la indumentaria en un país como los Estados Unidos. Su impacto en el CPI global, de nuevo, es mucho menor, aunque perceptible. Boskin et al (1996), como ya se mencionó, opinan que el sesgo neto es de sobreestimación de la inflación, en un monto de 0.2 a 0.6 puntos porcentuales por año, aunque las autoridades del Bureau of Labor Statistics opinan que no hay bases para suponer que haya un sesgo neto positivo o negativo por cambios de calidad (véanse las opiniones de la directora del Bureau en The Economist del 30.9.95, pp.25-26). * Bienes que aparecen y bienes que desaparecen: A lo largo del tiempo surgen nuevos bienes (como los discos compactos en los años ochenta) y desaparecen otros (como las barras de hielo que se incluían en el IPC argentino hasta 1977). Si un nuevo bien es incluido por los consumidores en su canasta efectiva, pero el índice se basa en una canasta fija, las variaciones de precios del nuevo bien no se reflejan inmediatamente en los índices, que en cambio siguen reflejando variaciones en precios de otros artículos que ya no son relevantes. A menudo los nuevos bienes inicialmente aparecen con precios altos, pero posteriormente sus precios (relativos) bajan. La ausencia de esos bienes en el índice tiende a exagerar la inflación, porque omite un bien cuyo precio está bajando, o aumentando menos 8 Véase el libro recopilado por Griliches (1971), y especialmente el trabajo de Triplett (1971, 1975), las sugerencias de Armknecht (1984), Armknecht y Weiback (1989) y Liegey (1993), y también Kokoski (1993). 9 Triplett (1993) argumenta que una parte de esa sobreestimación se debe a aumentos de precio de los artefactos por regulaciones estatales de seguridad, que los consumidores no adoptarían si no fuesen obligatorias, y que por lo tanto no son un verdadero aumento de calidad para ellos; esto reduciría el estimado de Gordon entre un tercio y la mitad, dejándolo entre 0.5 y 1 punto por año; otros han criticado la idea de Triplett de que los consumidores no quieren seguridad en los productos que consumen ( véase Wynne y Sigalla 1994). 8 que el promedio. Si hay artículos que ya no se demandan, es posible que sus precios ya no sean observables en el mercado, o que el precio observado no sea representativo. Conservar esos bienes en el índice también distorsiona las mediciones del nivel de precios. La aparición de nuevos bienes que son variantes de bienes existentes es una clase de sesgo de sustitución (puede ser que durante un tiempo se ignore en el índice la sustitución, por ejemplo, de televisores en blanco y negro por televisores en color). En otras ocasiones se trata de la aparición de bienes completamente nuevos (por ejemplo computadoras personales en los años ochenta) que no figuraban en absoluto en el patrón de consumo precedente. Omitir esos bienes nuevos, o no tomar adecuadamente en cuenta su comportamiento, o mantener en el índice bienes que ya están en desuso, puede teóricamente tener efectos tanto positivos como negativos en el índice de precios. Sin embargo, la evidencia sugiere que el efecto neto tiende a sobreestimar la inflación. Diewert (1987) estimó que este factor podría producir una sobreestimación de entre 1 y 5 por ciento en la variación de un índice de precios (esto es, entre 0.03 y 0.15 puntos porcentuales si la inflación es del 3% anual). Lebow, Roberts y Stockton (1992), considerando sólo rubros en los que la innovación técnica es más veloz, han estimado para Estados Unidos un impacto de 0.5 puntos (sobre el conjunto de todos los bienes el impacto sería menor). * Cambios en los hábitos de compra: Normalmente las instituciones de estadística captan los precios en una muestra de lugares de compra con ponderaciones fijas (determinado número o porcentaje de precios captados en pequeñas tiendas, determinado número o porcentaje de precios captados en supermercados, etc.), que reflejan los patrones de compra del período base, pero en la realidad la importancia de los diferentes lugares de compra (es decir su participación en el mercado de cada producto, y en el gasto de los consumidores) puede ir variando a lo largo del tiempo. En la Argentina, por ejemplo, desde los años ochenta hasta mediados de los noventa ha habido un importante deslizamiento hacia los supermercados e hipermercados, que según algunos observadores puede haber abaratado perceptiblemente la canasta de consumo para el consumidor promedio (más adelante se tratará de verificar esta hipótesis). El cierre de pequeños negocios y la apertura (o aumento de tamaño) de los supermercados corresponde por el lado de la oferta a esos cambios en el comportamiento de los consumidores. El aumento de la importancia real de los supermercados, que típicamente venden un poco más baratos los bienes de mayor consumo, implicaría una disminución del costo de vida no reflejado en los índices oficiales de precios. Esta es una forma de outlet substitution que los índices de base fija normalmente no captan. Al corregir el outlet substitution bias esta clase de errores queda también automáticamente corregido. * Cambios en los gustos y preferencias: Con el correr del tiempo se van produciendo modificaciones en los patrones de consumo, no reflejados en una canasta fija excepto cuando ésta es actualizada (lo cual normalmente ocurre sólo después de intervalos muy prolongados). Por ejemplo, hay tendencias visibles en los últimos años hacia aumentos en el consumo de carnes blancas y de vegetales en desmedro de las carnes rojas, disminuciones en la frecuencia e intensidad del uso de tabaco, la sustitución del vino por la cerveza, mientras cambios de las modas implican a menudo pasar de la vestimenta formal a la informal, de las faldas largas a las cortas, etc., o pueden dictar la desaparición o aparición de los sombreros o de otras prendas en el vestuario masculino o femenino. Estos cambios en los gustos implican cambios en las canastas efectivas de consumo, y en la estructura porcentual del gasto, no causadas por los precios relativos sino por otras motivaciones, y por lo tanto no siempre implican una respuesta de sentido contrario a los cambios de pre9 cios. A menudo un deslizamiento de las preferencias en favor de cierto producto puede coincidir con un incremento de su precio relativo (debido a la mayor demanda) mientras los bienes "fuera de moda" se abaratan sin cesar por no gozar ya del favor de los consumidores. Esto puede hacer, por ejemplo, que el costo de vida efectivo de un consumidor se encarezca aunque los precios de su vieja canasta se hayan abaratado, o viceversa. * Cambios en la población de referencia. El índice se basa en el patrón de consumo de una cierta población. Cada vez que se actualiza la estructura de gasto, se puede mantener la misma población de referencia, o sustituirla con otra. En este último caso, el índice pasa a medir las variaciones de precio de la canasta de otro grupo social. Esto crea dos clases de problemas. Por un lado, impide comparar las estructuras de consumo "iniciales" y "finales". Por otro lado, le quita continuidad a los índices de precios una vez que se actualiza la canasta con la nueva encuesta. Con respecto a la falta de continuidad de los índices, es bien sabido que cada grupo social tiene diferentes tasas de inflación (véase Prais 1959, Nicholson 1975 y Afriat 1991), de modo que este factor le quita comparabilidad a los índices basados en diferentes poblaciones de referencia. En la medida en que diferentes grupos sociales tienen diferentes canastas, sus tasas de inflación pueden ser distintas, de modo que al encadenar el índice de un período con el índice del período subsiguiente podría incurrirse en una inconsistencia. La evidencia acumulada, sin embargo, sugiere que este problema no es muy significativo, sobre todo cuando la inflación es alta, ya que en esas condiciones todos los precios tienen una fuerte tendencia a aumentar por un factor común de origen macroeconómico, ante el cual las variaciones de precios relativos (que aparecen al usar diferentes canastas) pierden relevancia. Incluso con baja inflación este factor puede ser desdeñable: Manser y McDonald (1988) encontraron que los datos de consumo de los Estados Unidos no permiten rechazar una función de utilidad homotética (que supone iguales estructuras de gasto en todos los niveles de ingresos), aun cuando se sabe que la estructura del gasto varía con el ingreso. Si las estructuras relativas del gasto fuesen todas iguales, y los consumidores obedeciesen una única función de utilidad, las cantidades predichas por el modelo coincidirían bastante bien con las cantidades observadas. En otras palabras, la imprecisión causada por el supuesto de homoteticidad no parece estadísticamente significativa, al menos en ese país. Con respecto a la comparación de estructuras de consumo: Para medir la sustitución efectiva ocurrida en un período, se suelen comparar las encuestas de gastos de los hogares tomadas al principio y al fin de dicho período. Estrictamente, ello sólo es válido si se está tomando en ambas encuestas la "misma" población, en dos aspectos: la equivalencia sociológica y la estabilidad del nivel de ingresos. Por un lado, se debe tratar de una población con similares características (ocupaciones, tamaño de los hogares, edad, sexos, etc.). Por otro lado, si en la segunda encuesta las familias tienen ingresos con un poder adquisitivo muy diferente al de la primera encuesta, las diferencias en sus estructuras de consumo pueden deberse en parte a las variaciones de precios relativos, y en parte a la variación de ingresos, y por lo tanto para juzgar la sustitución por precios debe controlarse de algún modo el ingreso, lo que no siempre es factible. Este problema puede enfrentarse, teóricamente, mediante un modelo de demanda que contemple tanto los precios como los ingresos. De este modo se podría llegar a aislar las elasticidades de demanda de los bienes, respecto a los precios (de los mismos bienes y de otros) y respecto a los ingresos. Pero no siempre es posible contar con la información necesaria para elaborar semejante modelo. Afortunadamente, las dife10 rencias en el ingreso, si no son muy pronunciadas, no son muy importantes en sus consecuencias prácticas. Los patrones relativos de consumo (a diferencia de las cantidades absolutas) varían sólo muy gradualmente a medida que aumenta el ingreso, de modo que entre dos poblaciones culturalmente similares, una moderada diferencia en el ingreso real influiría relativamente poco sobre el patrón de demanda. El índice de precios puede así tener un "sesgo de ingreso" paralelo al sesgo de sustitución (Afriat 1991). Dada la diferente composición de sus canastas, los diferentes estratos de ingreso sufren diferentes incrementos en su costo de vida. Algunos niveles de ingresos habrían sufrido una inflación mayor, y otros una inflación menor que la inflación promedio. Si todos los grupos recibieran un ajuste de ingresos proporcional al índice general de precios, algunos grupos resultarían "subsidiados" por otros, y ese "sesgo de ingresos" puede ser en favor de los ricos o en favor de los pobres, según los casos. Afriat (1991) propone en relación con ese tema un índice incremental (o "marginal") de precios, que mide las variaciones de precios de la "canasta adicional" consumida por los hogares de ingresos más altos, aplicando una función de utilidad "doble" (con un consumo mínimo inelástico y un consumo incremental que depende de los precios y del ingreso) similar a las propuestas por Frisch (1938), por Wald (1939) y por Klein y Rubin (1948). Otra solución habitual al sesgo de ingresos es construir índices de precios separadamente para diferentes grupos poblacionales, como en Estados Unidos donde hay índices para cada región, un índice para asalariados, y otro para toda la población urbana. Pero esto no resuelve el problema. Para poder estimar la magnitud de la sustitución ocurrida, siempre habría que comparar la estructura de consumo de la misma población con el mismo ingreso real en dos puntos del tiempo. Este análisis no es fácil de efectuar. Por ejemplo, si todavía no se dispone de un índice de precios "fiel", ya que el índice convencional se supone que tiene un sesgo, cómo se puede determinar un ingreso "real" igual al ingreso original? En primer lugar, es preciso elegir algun índice de precios que permita decidir si su ingreso "real" es el mismo, pero tal decisión es en parte dependiente de cómo haya variado el patrón de consumo de la población de referencia, de modo que existe el peligro de que el análisis "se muerda la cola". Un procedimiento iterativo puede ser la solución: se escoge la muestra en forma tal que contenga suficientes familias con aproximadamente el mismo nivel de ingreso real, para lo cual se puede usar el índice de precios disponible, por ejemplo el IPC convencional; luego se analiza la estructura de consumo de esa población; con los resultados obtenidos se calcula un índice de precios del período basado en el promedio de las estructuras de consumo iniciales y finales, y con ese índice se vuelve a calcular el valor actualizado del ingreso que tenía la población inicial. De ese modo se puede redefinir la población final relevante, para obtener así una definición más ajustada aún del índice de precios, y con él ajustar nuevamente la selección de familias que tienen el mismo ingreso real de referencia. Cuando un nuevo paso iterativo no modifique sustancialmente los resultados puede interrumpirse la iteración. Por otra parte, para poder comparar los ingresos es necesaria una muestra donde esas familias existan en número suficiente para obtener estimaciones válidas, y ello no siempre ocurre. 10 De todas maneras, es evidente que las encuestas de gastos, para permitir un examen serio del proceso inflacionario, deberían suministrar no sólo la estructura de gasto de la nueva 10 En el caso argentino, y en la Encuesta de Gastos de 1985-86, que cubrió el área del Gran Buenos Aires, la población equivalente a la población de referencia del IPC base 1960 representaba apenas el 3% de la muestra, de modo que no se podía estimar la estructura de consumo de esa población en forma confiable para el año 1985-86. Véase Ministerio de Trabajo (1988). No hay datos análogos sobre la encuesta de 1970-71 pero la situación en ese caso era probablemente similar. 11 población de referencia, sino también la estructura actualizada de gastos de la vieja población de referencia, evaluada sobre familias del mismo grupo social que tengan un nivel de ingreso real aproximadamente equivalente al que prevalecía al comienzo del período anterior (actualizado por algún índice aproximado del costo de vida). Ese dato sería necesario para evaluar la posible distorsión en que se habría incurrido al usar la misma canasta de consumo a lo largo de los años transcurridos desde la encuesta anterior, y podría conducir eventualmente recalcular la variación del costo de vida de ese período con la ayuda de las nuevas cifras de consumo. De hecho, las encuestas de consumo teóricamente permiten esa clase de análisis, pero en la práctica no se tabulan los datos en la forma adecuada para ese propósito, excepto en estudios especiales como el citado precedentemente del Ministerio de Trabajo, donde además sólo se pudieron aparear poblaciones aproximadamente semejantes (pero no exactamente las mismas) para los años 1960, 1970-71 y 1985-86 (véase Ministerio de Trabajo y Seguridad Social, 1988, Anexo A). La misma limitación se enfrentó en el presente trabajo, como se verá en la parte III. * Problemas de empalme de los índices. Este es un tipo de distorsión menos obvio, pero muy importante. Cuando se actualiza periódicamente la canasta de consumo que sirve de base a los índices de precios, se toma un determinado mes o año como punto de empalme, y a partir de allí el índice responde a la nueva canasta en lugar de la vieja. Ahora bien, seguramente la nueva canasta mostrará que los consumidores han sustituido algunos bienes que se encarecieron más por otros cuyo precio relativo se redujo, de modo que el nivel de vida que al inicio del período anterior se obtenía con la vieja canasta, al final se estaba logrando con menos gasto que el que habría que erogar para seguir consumiendo la vieja canasta. Al empalmar los índices, ese ahorro no queda incorporado en la serie (véase Szulc, 1983, sobre los problemas que plantea el empalme de índices de precios). Supongamos que la canasta original (costo base = 100), actualizada por inflación, valga 1000 al momento de hacerse la nueva encuesta, pero la nueva canasta consumida por el mismo grupo de población cuesta sólo 900. La diferencia es el sesgo de sustitución. Si una población sociológicamente igual a la original (y similar ingreso real) gasta sólo 900 cuando "debería" estar gastando 1000, ello significa que la población evitó un 10% de la inflación registrada por el índice en años anteriores, a través de sustituciones en el consumo. Para que las sustituciones quedaran incorporadas en el índice habría que corregir hacia atrás los valores ya publicados, o rebajar un 10% el índice en el momento del empalme. Lamentablemente, la práctica usual del empalme no efectúa ninguna revisión de la inflación pasada. Se parte del índice anterior en la fecha del empalme, y se le montan encima las tasas derivadas de la nueva canasta de allí en adelante. La distorsión acumulada en el período anterior queda incorporada al registro histórico de la inflación, ya que el último mes de la base anterior se hace igual al 100 de la nueva base, pese a que se sabe que en realidad se está exagerando el aumento del costo de vida (en el sentido específico de que, aunque la vieja canasta sufrió ese incremento, los consumidores no sufrieron ese aumento en su costo de vida ya que tuvieron la oportunidad de sustituir unos consumos por otros). Esa distorsión, por lo tanto, no es corregida ni eliminada por la actualización de la canasta. Cambiar la canasta evita que el sesgo de la canasta anterior se siga acentuando con el correr del tiempo, pero no corrige los sesgos en los que ya se incurrió hasta ese momento. Esto es importante remarcarlo, porque mucha gente piensa que la periódica actualización de la estructura de consumo corrige la distorsión causada por una canasta obsoleta. De hecho, la corrige sólo de allí en adelante (en todo caso, hasta que la nueva canasta se vaya tornando ella misma obsoleta), pero nunca hacia atrás, a menos que las instituciones es12 tadísticas publicaran índices revisados de inflación para los años anteriores, cosa que en general no hacen (dado que los índices oficiales de inflación suelen usarse como criterio legal de ajuste para las deudas o compromisos financieros, es fácil imaginarse los pleitos y conflictos que surgirían si las cifras ya publicadas se revisaran). Es importante actualizar frecuentemente la estructura de consumo, pero no es suficiente. Por otra parte, la actualización no siempre es frecuente. En muchos países ello ocurre con intervalos de más de diez años. En el caso argentino, las encuestas de gastos de los hogares se realizan cada diez o quince años. Se han realizado tales encuestas en la Capital Federal o el Gran Buenos Aires en 1943, 1960, 1970-71 y 1985-86. Algunas provincias han realizado encuestas de gastos en sus ciudades principales en años recientes. En 1996, por primera vez, se realiza una encuesta de gastos e ingresos de los hogares con cobertura (urbana) de nivel nacional. En otros países se está tendiendo a una actualización mucho más frecuente (del orden de los cinco años), y en algunos casos (como en Gran Bretaña) se ajusta la estructura anualmente mediante una encuesta anual rápida sobre la estructura de gasto de los hogares complementada con datos agregados de consumos per capita. Otro "problema de empalme" es el que se deriva del desfase temporal entre la encuesta de gastos y el año base de la nueva serie. En la Argentina, el índice base 1960=100 se basó en una encuesta realizada el mismo año 1960. Aquí el problema no existió: la estructura de base del índice correspondía al mismo año que se tomó como base de la serie. En 1974 y 1988, en cambio, hubo un desfase. La estructura que se adoptó para 1974 fue la que se observó en la encuesta realizada entre octubre de 1970 y septiembre de 1971; la estructura que se adoptó para 1988 había sido observada en la encuesta de 1985-86. En 1988, el gasto la población de referencia tenía seguramente otra estructura, diferente a la de 198586, ya que habian variado los precios relativos. Lo mismo entre 1970-71 y 1974. Para empeorar las cosas, a veces el índice nuevo comienza a publicarse todavía en una fecha posterior al año que le sirve de base. Por ejemplo, el índice base 1974=100 (fundado en una encuesta de 1970-71) comenzó a aplicarse realmente en 1977. Entre 1974 y 1977 se publicó todavía el índice con base 1960=100, aunque se había calculado la base del nuevo índice (1974) y la nueva serie se ligó al año 1974 cuando sus cifras comenzaron a aparecer en 1977. Del mismo modo, el índice con base 1988=100 no se usó hasta mayo de 1989. En los primeros meses de ese año se siguió usando el índice basado en la estructura de gastos de 1974. * Problemas relacionados con las definiciones y métodos de cálculo. Algunos detalles técnicos de los índices de precios pueden involucrar una tendencia a sobreestimar o subestimar la variación de los precios, o a medirlos de una manera poco adecuada para ciertos propósitos. Por ejemplo, en el curso de este trabajo (parte II) tendremos ocasión de referirnos al método de "encadenamiento de relativos" que se usa para ciertos artículos en el IPC argentino, como en otros países. Veremos que ese método, aunque muy cómodo y práctico, puede involucrar algunos problemas para el análisis económico, por su propia construcción, aun cuando sea válido desde un punto de vista puramente estadístico. En Boskin et al (1996) se estima que en el CPI de Estados Unidos existe un "sesgo en la fórmula" (formula bias) que podría representar una sobreestimación de 0.3 a 0.4 puntos porcentuales por año en la inflación de ese país. Ese sesgo se relaciona con la forma en que entran en el índice los productos estacionales. El Bureau of Labor Statistics, responsable del CPI, está preparando una modificación del índice para corregir ese error a partir de enero de 13 1998. En el caso del IPC argentino, como se verá más adelante, hay algunos problemas de fórmula vinculados al tratamiento de artículos estacionales. * Problemas vinculados al tratamiento de los bienes durables. Un bien duradero (como una vivienda o un artefacto electrodoméstico) presta servicios durante un largo tiempo, mientras otros bienes y servicios son consumidos inmediatamente después de ser comprados. Esto plantea problemas porque el gasto no corresponde temporalmente con el consumo. 11 Normalmente, los índices de precios consideran que los bienes son consumidos en el momento de la compra, ignorando la posibilidad de que presten utilidad durante largo tiempo. Por otra parte, los bienes pueden ser pagados al momento de comprarlos, o pueden ser pagados a crédito o en cuotas. De nuevo, los índices de precios consideran que el gasto ha sido efectuado enteramente en el momento de la compra, ignorando las compras a crédito. Para fechar el consumo de los hogares se usa engeneral el criterio de la adquisición, no el criterio del pago ni el criterio del uso efectivo de los bienes y servicios. Esto significa que el "gasto" registrado en un período dado por las encuestas de gastos de los hogares no equivale al total de desembolsos monetarios de las familias, sino al valor total de los bienes y servicios adquiridos en un determinado mes. Para ciertas aplicaciones, como por ejemplo la construcción de una línea de pobreza, lo que se requiere es el gasto total del hogar en sentido estricto (el monto monetario desembolsado), por lo cual se deberían considerar los gastos al contado más las cuotas pagadas por los artículos comprados a crédito (incluyendo intereses), y no el valor total de los mismos. Desde el punto de vista de un índice del costo de vida, por otro lado, lo que se debería medir es el flujo de servicios recibidos por el hogar por unidad de tiempo, y no los gastos monetarios desembolsados ni el valor total de los bienes adquiridos. Por ejemplo, los servicios de una vivienda podrían valuarse de acuerdo a lo que costaría esa vivienda si se la tomase en alquiler, y los servicios de un automóvil podrían valuarse según el monto de amortización mensual de dicho vehículo (valor inicial, menos valor residual, dividido por los meses de vida útil estimados), independientemente del monto de la cuota pagada. Los bienes no durables pueden valuarse de acuerdo a su adquisición, ya que (salvo algunos casos) el almacenamiento hogareño de esos bienes o la variación de sus existencias es un factor desdeñable. Los índices convencionales en general tratan los bienes durables (excepto los inmuebles), igual que los demás bienes de consumo, de acuerdo al criterio de la adquisición: para calcular la ponderación de un bien durable a partir de una encuesta de gastos de los hogares, el precio total del bien se carga en el gasto de los hogares en el período en que lo hayan comprado, y se prorratea ese monto entre todos los hogares para obtener el gasto promedio por hogar. Con respecto a la vivienda hay algunas diferencias. Para empezar, la contabilidad nacional suele considerar la compra de vivienda como una inversión, y no como una parte del consumo, por lo cual la adquisición de inmuebles (sea la vivienda principal, la casa de vacaciones o cualquier otra propiedad) suele quedar fuera de los índices de precios al consumidor que buscan ajustarse a la definición del consumo privado en las cuentas nacionales. Asimismo, el porcentaje de gasto de cualquier bien se calcula sobre el total de gastos de consumo, y no sobre el total de gastos del hogar (que incluye consumo e inversión), y el gasto en compra de vivienda queda así excluido del denominador afectando todos los 11 Véase Gordon (1990) para un análisis pormenorizado del problema. Sobre el tratamiento específico de la vivienda en los índices del costo de vida véase Rymes (1979) y Darrough (1983). Una perspectiva teórica interesante es la de Diewert (1974). En Diewert (1983, sección 12) se sintetizan algunos puntos de vista teóricos y prácticos del autor sobre el tratamiento de los durables en los índices del costo de vida. 14 porcentajes de participación de los bienes en el gasto. Del mismo modo, los "gastos de consumo" considerados en el índice suelen excluir otros rubros aparte de la inversión. En el caso argentino excluyen los intereses, los impuestos directos, las donaciones y otras transferencias, la compra de acciones o bonos, la compra de billetes de lotería, los gastos en casinos y otros juegos de azar, y algunos otros conceptos (INDEC 1993, p.17-18). "Gastos del hogar" y "gastos de consumo" no son la misma cosa. Si bien en alguna medida esas exclusiones son legítimas, pueden ser inapropiadas para ciertos propósitos, y también pueden ser inconsistentes con la inclusión de otros rubros. Si la compra de vivienda es considerada como una inversión, entonces la compra de un automóvil o un lavarropas, o incluso de un libro, también deberían considerarse así, porque incorporan bienes duraderos que pasan a forman parte del patrimonio hogareño. Además, si la compra de vivienda es tratada como una inversión, y no se incluye su compra en el IPC, en rigor debería considerarse como un gasto de los hogares el alquiler imputado de la vivienda propia, y como un ingreso la renta correspondiente. Esto obliga a estimar un valor locativo: puede estimarse directamente o a partir del alquiler promedio de las viviendas ocupadas en alquiler, aunque hay sobre esto algunos problemas (Darrough 1983); pero el aspecto principal es que al incrementarse así el total de gastos, todos los porcentajes de gasto deberían modificarse para ser recalculados sobre el total ampliado de gastos del hogar, que incluiría los gastos de consumo más el alquiler imputado (valor locativo) de la vivienda propia. Al mismo tiempo, si comprar una vivienda terminada es una inversión, construirla o refaccionarla sería también una inversión, de modo que la construcción y refacción de vivienda no debería incluirse tampoco en el IPC. 12 En los índices de precios el tema no es tratado ordinariamente en forma coherente. En el caso argentino, por ejemplo, la compra de vivienda u otros inmuebles no se considera como un gasto de consumo y está fuera del índice. El gasto en ese rubro no figura en el total de gasto. Esto hace que todos los porcentajes estén calculados respecto al total de gastos de consumo sin incluir la compra de vivienda. La construcción y refacción de la vivienda propia sí están incluidas, de modo que el índice incluye materiales de construcción, mano de obra de albañilería, etc. El índice, en cambio, incluye el gasto en alquiler de vivienda cuando ella es alquilada. Este tratamiento hace que el gasto registrado del hogar no guarde correspondencia con el nivel de vida efectivo. Supónganse tres hogares de igual composición y tamaño, cada uno de los cuales posee un capital de $100.000 y un ingreso salarial de $2.000 mensuales. Los tres gastan mensualmente $2.000 en otros bienes y servicios aparte de la vivienda. Uno de ellos durante el período de la encuesta de gastos compra una vivienda terminada pagándola con sus $100.000 de capital, y vive con su salario de $2.000 mensuales sin pagar alquiler, mientras otro hogar gasta los $100.000 para construir o ampliar su vivienda propia, y también vive con $2.000 mensuales. Finalmente, el tercer hogar decide poner la plata en el banco para obtener $500 mensuales de interés y vivir en una casa alquilada (cuyo alquiler de $500 lo paga con los intereses obtenidos, gastando en total $2500 mensuales). Si las tres viviendas resultan iguales, y además las tres familias tienen la misma 12 Por otra parte, si la compra de vivienda se incluyera en los gastos, la venta de vivienda se debería incluir en los ingresos, para no distorsionar la composición porcentual del gasto. Este razonamiento se aplica también a otros bienes durables (venta de un automóvil usado para comprar uno nuevo, etc.). El gasto neto es el exceso de lo comprado sobre lo vendido, que implica un incremento del patrimonio (en caso contrario habría una "descapitalización"). Si no se aplicara este criterio, un hogar que se dedicara a la compra y reventa frecuente de vivienda o automóvil parecería tener un gasto exhorbitante cuando sólo está reemplazando los bienes viejos sin mejorar su nivel de vida, o mejorándolo sólo en la medida en que el bien nuevo supera en calidad al viejo. 15 función de utilidad, y no hay costos o molestias adicionales involucradas en ningunas de las tres opciones, las tres familias tendrían estrictamente el mismo nivel de vida, pero si se los valuara con el criterio de las encuestas de gastos y del IPC, el primero tendría en el año de la encuesta un gasto de $24.000, el segundo un gasto de $124.000, y el tercero un gasto de $30.000. Cada uno contribuiría con una suma diferente al gasto global de las familias, a pesar que los tres gozan del mismo nivel de vida, tienen los mismos ingresos salariales y el mismo capital (aunque este último invertido de diferentes maneras) y utilizan los mismos bienes y servicios para satisfacer idénticas necesidades. Esta forma de tratar la vivienda y los otros bienes durables es sin duda incoherente y conduce a resultados poco convincentes. Si se incluyera una estimación del valor locativo de la vivienda propia en los gastos e ingresos de cada hogar, el problema no aparecería. Si se incluye la compra de materiales o la construcción y reparación de la vivienda propia, debería incluirse en el gasto también la compra de la misma (descontando el valor de las viviendas vendidas por los hogares). Si bien para fines de contabilidad nacional el índice de precios del consumo privado no debería usualmente incluir vivienda (compra, construcción o reparación), nada obsta a que se emita una versión del IPC "con compra, construcción o reparación de vivienda" y otra versión "sin" esos rubros. Este último excluiría no sólo la compra de vivienda (principal o secundaria) sino también la construcción y refacción, que son inversiones tan legítimamente como la compra de la vivienda terminada. Para ajustar el consumo privado de las cuentas nacionales se podría usar el índice "sin vivienda", pero para fines de análisis del costo de vida, es evidente que el gasto en compra de vivienda (o el valor locativo de la misma) debería integrar la estructura de gasto de los hogares. Lo mismo debería ocurrir en una línea de pobreza (la línea de pobreza de la Argentina no incluye el gasto en compra de vivienda, y por lo tanto en ese aspecto subestima las necesidades de los hogares). El índice de precios de los alquileres no refleja las variaciones de los nuevos alquileres, es decir que no mide el precio al cual se puede contratar un alquiler, sino el alquiler promedio que pagan los inquilinos existentes, en un mes determinado. Se toma una muestra de viviendas alquiladas, y se registra mensualmente el alquiler pagado por todas ellas. El promedio varía solamente cuando se producen vencimientos o renovaciones de contratos, que conducen a una nueva fijación de alquileres. 13 Esto puede producir situaciones curiosas. Por ejemplo, supongamos que en un cierto mes los nuevos contratos registren (en promedio) un aumento de alquileres del 20%. Si ese mes, casualmente, no se produjera ningún vencimiento de contrato en la muestra de viviendas alquiladas, el IPC no registraría el aumento. Ese aumento aparecería gradualmente en los meses siguientes, según se vayan produciendo las renovaciones de contratos. 14 En cambio, en un mes donde las compañías in13 Esto ocurre cada año o dos años, pero en una economía indexada con alta inflación los alquileres se ajustan mensual o trimestralmente por la inflación del mes o trimestre anterior, con lo cual su tasa de variación dependerá de la tasa de variación del IPC en períodos anteriores. Los alquileres argentinos en su mayoría estuvieron indexados hasta principios de 1991, aunque hubo períodos de desindexación o desagio (por ejemplo durante el Plan Austral de 1985-86). La indexación equivale a una permanente renovación del contrato. 14 En el caso argentino, la ley de convertibilidad de 1991 estableció la nominalidad de los contratos y abolió las indexaciones. Los montos de los nuevos alquileres subieron inmediatamente, siguiendo el valor del dólar, pero el índice de alquileres del IPC sólo fue creciendo gradualmente a medida que se producían renovaciones de contratos. Según los datos del mercado, los nuevos alquileres subieron en 1991, se mantuvieron altos, creciendo sólo ligeramente hasta 1994, y luego comenzaron a bajar en 1995, pero en el índice de alquileres del IPC la subida inicial no existe, se observa en cambio una suba gradual y continuada hasta 1994, y luego un comportamiento estable hasta la segunda mitad de 1995 (porque la rebaja ocurrida en 1995, estimada en un 30%, no ha tenido tiempo de reflejarse en las renovaciones de contratos en ese mismo año). 16 mobiliarias o los propietarios que ofrecen sus viviendas en alquiler no registren ningún incremento de alquileres, podrían producirse de todos modos vencimientos y renovaciones de viejos contratos, que hagan subir el índice. Asimismo, si los vencimientos tienden a concentrarse en ciertas épocas del año, el índice mostrará cierta estacionalidad que tal vez no corresponda a la estacionalidad efectiva de los precios de los alquileres. El índice del rubro "Alquiler" del IPC, por lo tanto, mide el costo del flujo de servicios habitacionales provistos por las viviendas alquiladas, a precios pactados en meses o años anteriores, pero no mide la evolución de los precios en el mercado de alquileres, tal como podría ser reportado por las compañías inmobiliarias o por quienes inician contratos nuevos de alquiler. Si el índice del último mes ha subido, una persona que busca casa para alquilar no podría sacar la conclusión de que "subieron los alquileres". Subieron para el promedio de los inquilinos existentes, pero no necesariamente para él. Tal vez consiga alquilar una casa al mismo precio que en el mes anterior. Desde el punto de vista de la sustituibilidad las consecuencias son importantes. Los consumidores que desean alquilar vivienda disponen de una amplia posibilidad de sustitución entre las viviendas que se ofrecen en alquiler, y hasta cierto punto pueden sustituir entre vivienda y otros rubros (optando por alquilar una vivienda más barata para poder gastar en otra cosa, o sacrificando otros consumos para poder alquilar una vivienda mejor). En cambio, los servicios provistos por las viviendas alquiladas no admiten mucha sustitución. Aunque en un cierto mes los alquileres medios se encarezcan o abaraten en virtud de renovaciones de contratos, el inquilino individual no puede fácilmente mudarse a las viviendas que se han abaratado (ello implicaría suspender un contrato e iniciar otro), pues los costos de transacción son altos (alquileres adelantados, depósitos de garantía, honorarios de intermediarios, costos registrales, impuestos), lo cual desalienta las mudanzas frecuentes. Nuevos bienes, cambios de calidad, cambios en la población de referencia, tratamiento de la vivienda y los bienes durables: este conjunto de problemas o distorsiones que pueden surgir en los índices de precios, aparte del sesgo de sustitución (aunque algunos son formas especiales del mismo) no van a ser en general tratados en detalle en el presente trabajo, que está centrado en el sesgo de sustitución introducido en los índices convencionales de precios por el hecho de medir los precios de una canasta fija de bienes, sin admitir sustituciones por parte del consumidor. En esa perspectiva se revisa ahora brevemente la teoría económica y estadística de los índices de precios, como preámbulo a un tratamiento del caso argentino. La teoría de los índices de precios La literatura sobre índices de precios es enorme. 15 Si bien es difícil clasificarla en forma simple, creemos que en general abarca tres clases de problemas: (i) La teoría estadístico-matemática de los índices, que se refiere a sus fórmulas, sus propiedades, criterios para decidir acerca de la bondad de los índices, etc. 15 Puede consultarse el texto de W. Eichhorn y J. Voeller, Theory of the price index (1976), y la segunda parte del libro de S. N. Afriat Logic of choice and economic theory (1987) para encontrar en cada uno de ellos una exposición rigurosa del problema y una copiosa bibliografía. Otras referencias muy útiles por su análisis amplio y sistemático son los libros de Allen (1975), Afriat (1977) y Pollak (1989). En castellano puede verse el libro de García España y Serrano Sánchez (1980). 17 (ii) (iii) La teoría económica de los índices, que se refiere a la utilización de los índices en el análisis económico, lo que implica relacionar los números índices con determinadas categorías del pensamiento económico como demanda, función de utilidad, función de producción, etc.; Problemas prácticos de medición (muestreo, métodos de recolección de precios, fórmulas de cómputo, metodología de encuestas de gastos, etc.). Los problemas prácticos de medición no serán tratados mayormente en el presente trabajo, excepto en forma muy puntual. Como referencias bibliográficas suficientes al respecto pueden consultarse Triplett (1975), García España y Serrano Sánchez (1980), Diewert y Montmarquette (1983), Kokoski (1987) y Turvey (1987). En cambio, se prestará atención a las otras dos categorías de temas: los aspectos estadístico-matemáticos de los índices, y los aspectos vinculados al análisis económico. Una distinción clave en este contexto es la que distingue por un lado los índices llamados "funcionales" o "económicos" (que corresponden a conceptos de la teoría económica), y por otro lado los índices "convencionales", "atomísticos" o "estadísticos" que sólo pretenden promediar variaciones de precios o cantidades sin ninguna conexión inmediata con conceptos teóricos del análisis económico. La preocupación por distinguir entre un mero índice estadístico y un índice que corresponda con la teoría económica (que en el caso de los precios al consumidor se expresa en la teoría del "verdadero índice del costo de vida") es muy antigua. Está presente en la obra de Fisher (1922) y sobre todo en Könus (1924). Explícitamente, en la teoría de los números índices se distingue desde Frisch (1936) entre índices basados en funciones o relaciones teóricas, que ligan precios y cantidades a partir de la teoría económica de la producción o de la demanda (llamados índices "funcionales" por Frisch), y los índices que no presuponen ninguna relación teórica sino que se basan en una simple agregación estadística de precios elementales (llamados por Frisch índices "atomísticos", y que otros autores han llamado "índices estadísticos": véase García-España y Serrano, 1980, cap.XII, y Hasenkamp, 1978). Similar distinción establece Samuelson (1947) entre "índices con base económica" e "índices con base estadística". Una gran cantidad de autores han analizado la relación entre los índices estadísticos basados en datos observables, como los de Laspeyres o Paasche, y los "verdaderos" índices del costo de vida basados en modelos neoclásicos de conducta del consumidor: véase por ejemplo Könus (1924), Klein y Rubin (1948), Geary (1950), Allen (1975), Lloyd (1975). Extensas bibliografías y planteos formalizados pueden hallarse en Eichhorn y Voeller (1976), en Afriat (1987) y Pollak (1971, 1989). Un resumen adecuado puede verse en Diewert (1978, 1983). 16 16 Una advertencia terminológica: Los índices convencionales han sido llamados frecuentemente "estadísticos", pero existe una clase específica de índices basados en procedimientos de regresión (los llamados "best linear indices") a los cuales a veces se los llama también "índices estadísticos", lo cual puede crear confusión. Theil (1960) fue de los primeros en formular esa clase de índices, junto con Kloek y van Rees (1961) y Kloek y De Wit (1961). Un análisis posterior puede verse en Jazairy (1971). Ese tipo de índices específicamente "estadísticos" o de regresión no será tratado en el presente trabajo. En una perspectiva análoga pero no coincidente, sobre el cual volveremos más tarde, Bryan y Cecchetti (1993a y 1993b) han estudiado los índices de precios al consumidor mediante técnicas estadísticas (entre ellas el análisis factorial dinámico) para llegar a cuantificar el factor inflacionario subyacente que "explica" la tendencia de los precios, y aislarlo de los movimientos propios de cada bien que determinan variaciones en los precios relativos. Véase también el llamado enfoque estocástico de la inflación de Clements e Izan (1987). 18 El análisis económico de los índices, es decir la teoría de los índices económicos, en el área de los precios al consumidor conduce al "índice del costo de vida", que el artículo ya clásico de Könus (1924) define en función de la maximización de utilidad del consumidor. El objetivo del consumidor es maximizar su utilidad al mínimo costo. Dado que el consumidor maximiza su utilidad en todos los períodos, y tiene siempre una restricción de presupuesto, su costo de vida es el máximo nivel de utilidad que puede alcanzar con su restricción de presupuesto. Para definir un índice del costo de vida se toma siempre un nivel de utilidad de referencia, que sirve como base. El índice del costo de vida de un período respecto a otro es el cociente entre el mínimo costo de alcanzar un cierto nivel de utilidad en ese período, respecto al mínimo costo de alcanzarlo en el período base. El índice del costo de vida es un índice "de utilidad constante" (Klein y Rubin, 1948): lo que "mantiene constante" no es la cantidad física consumida sino la utilidad obtenida con el consumo, para lo cual se supone que el consumidor modifica su demanda física en función de los precios relativos, desplazándose sobre curvas o superficies de indiferencia de acuerdo a sus gustos y preferencias. Samuelson y Swamy (1974), en un concepto muy próximo al clásico de Könus, definen un "índice económico de precios" como "la razón de los (mínimos) costos de [alcanzar] un determinado nivel de vida, en dos situaciones de precios". Hay, por supuesto, muchas fórmulas matemáticas que pueden considerarse como índices estadísticamente válidos: Fisher (1922) estudia literalmente centenares de fórmulas. Pero no todas ellas medirán adecuadamente la variación en el costo del nivel de vida de un determinado consumidor (o de un consumidor promedio, si tal sujeto puede definirse) en los términos de Könus. No todo índice de precios al consumidor es un índice económico de precios al consumidor, es decir un índice fidedigno del costo de vida. Hay una copiosa elaboración conceptual acerca de cómo hallar un índice computable que corresponda en forma exacta o aproximada al comportamiento teórico del consumidor determinado por la teoría económica. El problema del índice del costo de vida es una de las formas principales que ha tomado esta preocupación por relacionar índices "estadísticos" e índices "económicos". El índice del costo de vida, en esta formulación general, depende de dos factores: la función de utilidad del consumidor, y la evolución de los precios de mercado para bienes de consumo. Sin embargo, hay algunos autores que han destacado otros aspectos del problema, que habitualmente se dejan de lado. Uno de ellos es el problema de los bienes y servicios provistos gratuitamente (o con precios subsidiados) por el Estado. Supóngase que el Estado decide reducir los impuestos sobre los bienes de consumo, con lo cual se reducen sus precios, y cobrar sin subsidios el costo de prestación de determinados servicios públicos o la provisión de determinados bienes administrados por el Estado (energía, educación, etc.). Teóricamente el costo de vida no debería alterarse (aunque el público probablemente compraría más bienes de consumo que se han abaratado, y usaría menos los servicios públicos que se han encarecido). Ahora supóngase que el Estado, en lugar de reducir los impuestos sobre los bienes, resuelve reducir en cambio el impuesto sobre los ingresos. El efecto sobre el bienestar del consumidor sería nulo, igual que en el caso anterior, pero el índice del costo de vida registraría un aumento pues algunos bienes (provistos por el Estado) se encarecerían sin que otros bienes se abaraten. Lo que aumentaría serían los ingresos netos (después de deducir los impuestos), pero ello no se registra en el índice. La moraleja de estos ejemplos es que el índice del costo de vida debería tomar en cuenta de algún modo el pago de impuestos considerado como costo de los servicios públicos, pero lo usual es que ese problema quede fuera del análisis de los índices del costo de vida. 19 Otro problema similar es el ocio. El bienestar del consumidor puede definirse como una combinación de ocio y consumo, de modo que el consumidor podría elegir un menor ingreso (y por lo tanto un menor consumo) a fin de obtener más horas libres para el ocio. Un índice que recoja este aspecto debería, naturalmente, distinguir entre el ocio voluntario e involuntario, ya que gozar de más horas de desempleo difícilmente aumente la utilidad del consumidor, pero es indudable que un índice "completo" del costo de vida debería incluir una medida del ocio como parte del bienestar del consumidor, junto con el consumo de bienes y servicios comprados en el mercado (véase Riddell, 1983). De este modo el índice no sólo debe considerar la posibilidad de sustitución entre distintos bienes de consumo, sino también entre capacidad de comprar bienes de consumo y capacidad de practicar el ocio. En lo que resta de este estudio, sin embargo, se ignorarán completamente los problemas planteados en estos últimos párrafos. Ni los problemas derivados de la financiación de los servicios públicos ni los que se refieren al balance entre consumo y ocio serán considerados como parte de nuestro tema. Se define la función de utilidad del consumidor únicamente en función de la maximización del consumo oneroso de bienes y servicios. Semejante función (y el índice del costo de vida que le corresponde) constituye sin duda una visión incompleta de la conducta del consumidor, pero es una simplificación usual en la bibliografía sobre este tema. De todas maneras, una serie de resultados teóricos y empíricos pueden ser generalizados sin mayores problemas aun cuando se tomen en cuenta esos aspectos, habitualmente ignorados en lo que se refiere a la construcción de índices de precios al consumidor y a la estimación de índices del costo de vida. Los índices computables y los criterios de Fisher Otra porción sustancial de la literatura sobre números índices se refiere a sus propiedades matemáticas, independientemente de los modelos económicos en los que se los quiera insertar. Por ejemplo, el propio Fisher desarrolló varios criterios o propiedades que deberían tener los números índices para poder considerarse válidos. Un índice de la evolución de los precios entre el período 0 y el período t se define en general como una función de los precios y cantidades iniciales y finales: P=P(p0,q0,pt,qt). Los criterios que debe reunir esa función, según Fisher (véase también el resumen formalizado de Eichhorn, 1976) son los de proporcionalidad, reversibilidad, circularidad, reversión de factores, conmensurabilidad y determinabilidad. Criterio de proporcionalidad. Si todos los precios entre el período 0 y el período t se multiplican por un factor k, el índice (base=1 en el período inicial) debe valer k en el período t. Trivialmente, si los precios no cambian (k=1), el índice del período t debe valer 1, igual que en la base. Si todos los precios se duplican, el índice debe valer 2. Criterio de reversibilidad. Un índice de precios del periodo t, basado en el periodo 0, debería ser el recíproco de un índice de precios del período 0, basado en el período t. Si los llamamos A y B, donde A tiene base=1 en el año 0, y B tiene base=1 en el año t, debería darse A = 1/B. Si A arroja un 25% de inflación dando un valor 1.25 en el año t, B debería ser igual a 1/1.25, es decir 0.80. Este criterio usualmente no lo cumplen los índices basados en las ponderaciones del período base (un índice A basado en las ponderaciones del período inicial, y otro índice B en las del período final), pero sí lo cumplen los llamados "índices ideales" que usan ponderaciones intermedias entre las iniciales y las finales. 20 Criterio de conmensurabilidad. Un buen índice debe ser independiente de la elección de unidades de medida para cantidades y precios. Esta condición la cumplen casi todos los índices usuales. Criterio de determinabilidad. Si alguna cantidad en uno de los períodos tiende a cero, el índice no debe tender a cero, ni a infinito, ni debe adoptar valores negativos. Este criterio no ha sido considerado esencial por muchos autores, por ejemplo Samuelson y Swamy (1974), pero fue importante en la búsqueda de un índice geométrico ideal, como se verá más tarde en el debate entre Theil (1973, 1974) y Sato (1974, 1976). Criterio de reversión de factores. Este criterio, al que ya hemos hecho alusión, es esencial para permitir deflactaciones correctas. Exige que el índice de precios, multiplicado por el índice de cantidad, sea igual al índice de valor nominal. En su forma "fuerte" este criterio exige que los dos índices (de cantidades y precios) sean del mismo tipo. Se puede comprobar fácilmente que los índices Laspeyres de cantidades y precios no cumplen con esta propiedad. En su forma "débil", este criterio permite que los índices de precios y cantidades sean diferentes, siempre que ambos cumplan con los mismos criterios de Fisher (Samuelson y Swamy, 1974). Por ejemplo, el índice Laspeyres de precios y el Paasche de cantidades (o a la inversa, un Laspeyres de cantidades y un Paasche de precios) son una pareja de índices "complementarios" que entre los dos cumplen este criterio en su forma débil. Criterio de circularidad o transitividad. Un óptimo índice de precios debería permitir comparaciones en cadena. Un índice de precios del periodo t+k, basado en las cantidades del periodo 0, debería ser igual al producto de un índice del periodo t (basado en cantidades del período 0) multiplicado por un índice del período t+k (basado en cantidades del período t). Por ejemplo, un índice de 1974 con base 1960, encadenado a otro índice de 1988 con base 1974, debería ser igual a un índice de 1988 con base 1960. Esto parece ser un simple problema de carácter transitivo, pero cuando se trata de índices su cumplimiento es casi imposible, pues las ponderaciones del período intermedio no son en general iguales ni a las del período inicial ni a las del período final. Esto tiene importantes consecuencias. Entre otras, impide usar el índice para comparar entre sí períodos cualesquiera. Por ejemplo, supongamos que un índice Laspeyres de precios vale 100, 300 y 600 en los años 1, 2 y 3. Esto permite legítimamente decir que el nivel de precios se triplicó entre el primer y segundo año, y que se sextuplicó entre el primero y el tercero. Qué pasó entre los años 2 y 3? Qué se puede decir al comparar el segundo año con el tercero? El índice pasó allí de 300 a 600: es legítimo decir que los precios se han duplicado en ese lapso, en sentido económico? Lo que se duplicó entre el segundo y tercer año es el valor de la canasta consumida en el año 1, pero en los años 2 y 3 los consumidores posiblemente usaban otras canastas. En realidad, no se podría decir que el costo de vida se haya duplicado entre el segundo y tercer año. Si se ponderan los bienes de acuerdo a la canasta del año 2, tal vez el índice del año 3 en lugar de aumentar al doble muestre otra diferente tasa de variación, y si se encadenan esas mediciones usando sucesivamente las canastas de los diferentes años, el resultado final de este "índice con canastas encadenadas" podría ser otro: tal vez el costo de vida no llegó a sextuplicarse entre el primer y tercer año, debido a las sustituciones ocurridas en el consumo. En sentido estricto, por lo tanto, con un índice convencional no se puede comparar el costo de vida de meses sucesivos. Sólo se puede comparar cada mes con la base. Un índice de Laspeyres nos dice cuánto varió el 21 precio de su canasta fija entre dos meses cualesquiera, pero no puede ser usado para medir inequívocamente la tasa de variación del costo de vida de un mes respecto al mes anterior, o respecto al año anterior, que son sus usos más frecuentes. Cambiando la base, la tasa de variación del índice también cambiaría. Cuando un índice oficial de precios al consumidor cambia de base se presenta la rara oportunidad de tener dos índices con ponderaciones diferentes referidos al mismo período. Por ejemplo, la nueva canasta iniciada en la Argentina en 1988 daba un valor de 603.01 para el mes de mayo de 1989, con base 100 en el promedio de 1988, mientras que tomando como base 100 el promedio que arrojó en 1988 la vieja canasta de 1974, el valor de mayo 1989 sería 581.94 en lugar de 603.01. Véanse los valores en la serie de índices empalmadas en INDEC, Indice de precios al consumidor, revisión base 1988=100 Síntesis metodológica, Buenos Aires, s.f. (publ. 1989), que es además la única publicación en que han aparecido las ponderaciones del IPC (base 1988) agregadas a nivel de subgrupos de bienes (en el Anuario Estadístico de la República Argentina de los años 1993 a 1995 han aparecido las ponderaciones sólo a nivel de grupos). Los problemas de transitividad o circularidad se comprenden más fácilmente al referirlos a comparaciones estáticas (entre países) en lugar de dinámicas (entre distintas fechas en el mismo país). Si se desea comparar el nivel de precios de los Estados Unidos con el nivel de precios (o el poder de compra de la moneda) en los países latinoamericanos, no es lo mismo basar el análisis en la canasta norteamericana que las canastas de los países latinoamericanos. 17 Las mismas discrepancias ocurren al comparar varios momentos en vez de varios países. La diferencia en el nivel de precios entre 1994 y 1995 no sería inequívoca: depende de si esa comparación se basa en los patrones de consumo de 1994, de 1995 o de algún otro año. En resumen, los índices de precios convencionales no son transitivos. El criterio de circularidad en general no lo cumple en sentido estricto ningún índice razonable, y su mención sólo sirve para destacar una característica deseable de estos números, pero muy difícil de obtener en la práctica (aunque se han hecho intentos de ello postulando consumidores con características muy restrictivas: véase por ejemplo Samuelson y Swamy 1974). Afriat (1981) ha aportado un desarrollo muy sugerente sobre la posibilidad de construir índices que permitan comparaciones entre diferentes períodos, dependiendo de que el comportamiento de los consumidores cumpla con determinados postulados teóricos, los cuales son, de nuevo, bastante restrictivos. El conjunto de los criterios de Fisher representa un conjunto de objetivos muy exigentes.. Frisch (1936) y otros autores (véase Swamy 1965; Eichhorn y Voeller 1976 y 1983; Eichhorn 17 Este tipo de comparaciones suelen efectuarse como parte de la tarea de establecer un tipo de cambio de paridad de poder adquisitivo entre dos países. En esos casos suele optarse por una vía media: se aplica primero la canasta de uno de los países, luego la del otro, y finalmente se obtiene un promedio de los dos resultados obtenidos. Por ejemplo, cuando la CEPAL realizó un estudio sobre el tipo de cambio de paridad de poder adquisitivo en América Latina referido a 1960, encontró que para la Argentina el tipo de cambio de paridad de poder adquisitivo para el consumo privado era de m$n 42.90 cuando usaba una canasta latinoamericana, y de $ 64.40 usando una canasta norteamericana. Finalmente adoptó la media geométrica de ambas estimaciones (m$n 52.50), basándose en la canasta promedio (véase CEPAL 1967, p.224). Tendremos oportunidad de utilizar estos resultados de la CEPAL más adelante en este mismo trabajo. Dado que Estados Unidos es la base de referencia, un índice que use la canasta norteamericana equivale a un índice Laspeyres; el que use la latinoamericana sería un índice Paasche, y su media geométrica es un índice ideal de Fisher. 22 19876) han probado que reunir todos esos criterios es directamente imposible; que el conjunto de criterios de Fisher es de hecho inconsistente. Eichhorn (1976) demuestra que hay al menos algún índice que cumple con todos menos uno (cuatro criterios cualesquiera sobre una lista de cinco), pero siempre queda alguno sin cumplir. Para esos casos Eichhorn destaca que se podría siempre formular una versión más "débil" de alguno de los criterios, definida en tal forma que permita decir que todos los criterios se cumplen, pero es indudable que ese procedimiento de "debilitar" los criterios es (en cierta forma) "hacer trampa". La agregabilidad de los índices Otro criterio, no de Fisher, que a veces se formula para evaluar la calidad de un índice es su "aditividad" o "consistencia en la agregación". Este criterio puede referirse a la consistencia algebraica o analítica. Cada agregabilidad a su vez puede ser merceológica o social. Agregabilidad algebraica. Un índice es algebraicamente agregable cuando se lo puede calcular por etapas acumulativas. Por ejemplo, el índice de Laspeyres calculado sobre una larga lista de bienes individualmente considerados es equivalente a una construcción en etapas, donde primero se calcula el índice Laspeyres de cada grupo de bienes (alimentos, indumentaria, etc) y luego esos indices parciales forman la base para construir un índice Laspeyres global. Esta clase de agregación de diferentes grupos de bienes se puede denominar agregabilidad merceológica. La agregabilidad social ocurre cuando el índice de toda la población resulta ser una media ponderada de los índices correspondientes a diferentes grupos sociales o regiones. La agregabilidad algebraica social depende de cómo se obtenga la canasta global o canasta promedio. Para que haya agregabilidad se deben sumar los gastos de todos los hogares y obtener la estructura promedio como estructura del gasto total, lo cual da más peso a los hogares de los ricos (agregación plutocrática). Por el contrario, se puede calcular primero la estructura porcentual de todos los hogares y luego promediar esas estructuras, lo cual da igual peso a todos los hogares (agregación democrática). Esta forma de agregación puede ser de interés social o político, pero la primera refleja mejor las tendencias del gasto efectivo de los hogares y resulta socialmente agregable. En el caso argentino, las canastas del INDEC (o sus organismos antecesores) desde 1913 se referían específicamente a familias obreras. En 1974 se tomaron familias de empleados u obreros. En 1988 se tomó la totalidad de la población, excepto el 5% de mayores ingresos (y dejando también de lado, por atípicos, los hogares unipersonales). La agregación de estructuras de gasto utilizada en la Argentina, por otra parte, fue siempre plutocrática, que es lo correcto estadísticamente para representar la inflación del consumidor promedio. En efecto, si la agregación es plutocrática, la canasta promedio es una media de las canastas de todos los grupos, ponderadas por su participación en el gasto total, y esa estructura promedio coincide con la estructura del gasto total. Sólo con agregación plutocrática los índices de Laspeyres son socialmente agregables desde un punto de vista algebraico. Agregabilidad analítica. La agregabilidad analítica se refiere a la agregabilidad de los índices parciales del costo de vida. Un índice del costo de vida es analíticamente agregable o aditivo desde el punto de vista social en la medida en que el índice de toda la población es igual a la media ponderada de los índices de diferentes grupos sociales ponderados por su participación en la población total o en el gasto total. Es analíticamente agregable desde el punto de vista merceológico si la función de utilidad permite definir el costo de 23 vida parcial (basado en la utilidad de un grupo de bienes). En ese caso los índices de los diferentes grupos de bienes son verdaderos índices parciales del costo de vida, que miden el costo para el consumidor de mantener un nivel de utilidad en el consumo de un determinado capítulo o grupo de bienes (alimentos, electrodomésticos, etc.), permitiendo sustituciones al interior del mismo. 18 Si hay mucha sustituibilidad entre grandes grupos de bienes, la suma de índices parciales (de grupos de bienes) no equivaldrá al índice total, y no habrá agregabilidad analítica de tipo merceológico. Una función CES de dos o más niveles, donde los consumidores primero deciden las proporciones que destinarán a cada capítulo, estableciendo así una restricción de presupuesto para cada uno de ellos, y luego escogen específicamente los bienes dentro de cada capítulo, determina índices del costo de vida consistentes en la agregación (véase Sato, 1976). La agregabilidad analítica social perfecta es utópica. Dado que los mapas de indiferencia de los consumidores difieren entre sí y no pueden ser cardinalmente comparados o sumados, el índice adecuado para un consumidor nunca será adecuado para otro. "Así como hay una innumerable variedad de contornos de indiferencia -y no hay manera de cuantificar los gustos- hay una innumerable variedad de diferentes índices, lo cual condena al fracaso la búsqueda del índice ideal de Fisher. Este no existe ni siquiera en el cielo platónico" (Samuelson y Swamy, 1974, p.568). Pero esta visión pesimista es tal vez exagerada. Se podría aplicar aquí la idea que el propio Samuelson aplicó alguna vez a la función agregada de producción: las funciones neoclásicas son "parábolas" o estilizaciones, no necesariamente retratos fieles de la realidad tal cual es. A los efectos prácticos, los índices del costo de vida son índices referidos a un hogar promedio, perteneciente a una cierta población de referencia, bajo el supuesto simplificador de que ese hogar promedio es representativo. Muchos autores han mostrado que hay índices que se comportan aproximadamente como los índices teóricos, lo cual es suficiente para la mayor parte de los análisis económicos. Ante la imposibilidad de encontrar índices que sean índices económicos, que además sean socialmente agregables y cumplan con los exigentes criterios de Fisher, el principal consuelo que los libros de texto sugieren para los estadísticos y economistas es que los problemas se agudizan solamente cuando hay mucha variación de precios relativos, lo cual supuestamente no ocurre en economías normales. Ese consuelo, por supuesto, no es de mucha ayuda en un país como la Argentina, cuya accidentada historia económica conoce décadas con 2-3 dígitos de inflación y episodios reiterados de hiperinflación con tasas de tres dígitos por mes, así como políticas económicas de diverso signo, que han provocado enormes variaciones en los precios relativos. Por otra parte, aun con estabilidad económica se producen importantes sesgos de sustitución en los índices de precios convencionales. 18 Pollak (1971, 1975, 1976, 1980 y 1989) ha analizado muy detenidamente el problema de la agregabilidad merceológica y social, y la formación de índices del costo de vida parciales, para grupos de bienes o grupos de población, que al ser agregados arrojen el índice global del costo de vida. Discusiones sobre el mismo tema pueden ser halladas en Diewert (1978, 1983) y Vartia (1976). La agregabilidad social fue considerada por Prais (1959) y Nicholson (1975), entre otros autores, aparte de Pollak o Diewert que también examinan el tema. Afriat (1991) ha estudiado este problema con especial referencia al caso de países con hiperinflación. Véase también Aczél y Eichhorn (1978), Jorgenson, Lau y Stoker (1980), y el interesante enfoque econométrico de Jorgenson y Slesnick (1983). Este último se basa en el supuesto de que los hogares tienen todos el mismo ordenamiento básico de preferencias una vez descontado el efecto de ciertas variables independientes como la raza, la región de residencia, la edad del jefe de familia, etc. Blackorby y Donaldson (1983), en cambio, examinan el caso en que predominan diferentes ordenamientos de preferencias en las diferentes unidades de consumo, y que es también tocado por Samuelson y Swamy (1974). 24 El "verdadero" índice del costo de vida Estimar el grado de distorsión que introduce un índice convencional de precios en la medición del costo de vida implica definir un hipotético índice fidedigno del costo de vida, 19 que debe tomar en cuenta el comportamiento del consumidor. En la teoría económica se define como "costo de vida" de un consumidor el gasto mínimo que necesita efectuar para obtener una cierta utilidad, dado un determinado conjunto de precios. El consumidor enfrenta un conjunto X de bienes, y contempla diferentes combinaciones de cantidades Q de esos bienes, a las cuales asigna utilidades U=U(Q), y debe maximizar esa utilidad sujeto a la restricción de presupuesto PQ < E, donde E es el gasto total permitido por el ingreso disponible, P es un vector de precios y Q un vector de cantidades. Esto conduce a un sistema de funciones de demanda: Q=d(P,E). Reemplazando esta expresión en las funciones directas de utilidad produce las funciones indirectas de utilidad: V ( P , E )= U [ d ( P , E ) ] La maximización de estas funciones permite llegar a la máxima utilidad obtenible del consumo de un conjunto de cantidades Q de los bienes X, a un costo unitario mínimo c(p) dados los precios P y el gasto total E permitido por el ingreso disponible. Despejando E se puede obtener el gasto asociado a la maximización de la utilidad bajo esas condiciones: Ê = E ( U , P ) donde E es la función de gasto y Ê es el mínimo gasto necesario para alcanzar la utilidad U, dados los precios P. Usando esta expresión, el índice del costo de vida de un determinado período llamado "de comparación" puede ser definido como el cociente entre el mínimo gasto necesario en el "período de comparación" (c) y el mínimo gasto necesario en un "período de referencia" (r) , para alcanzar la misma utilidad Ub del "período base" (b): E ( U b , Pc ) Eˆ ICV c = ˆ c = E ( U b , Pr ) Er Nótese que el período de referencia (r) no tiene por qué ser el mismo período base (b) al que corresponde la utilidad U. En la práctica de los índices de precios (aunque éstos no son verdaderos índices del costo de vida) se encuentra a menudo esa discrepancia: las ponderaciones son las del año de la encuesta, pero el índice tiene base=100 en un período diferente. Esto puede involucrar un sesgo, de dirección desconocida. Por ejemplo en la Argentina el índice de precios al consumidor con base 100 en el año r=1988 usa ponderaciones que reflejan las preferencias de los consumidores en el período b=Julio 1985 a Junio 1986. Para 1988 los precios relativos se habían modificado, respecto a los que regían en 1985-86. Esto significa que: (i) aunque los consumidores consumiesen las mismas cantidades que consumían en 1985-86, ellas representarían diferentes proporciones de sus gastos, debido a los cambios ocurridos en los precios; (ii) además, es probable que los consumidores en 1988 (en vista de los nuevos precios relativos) hayan modificado las cantidades consumidas (y también sus proporciones). La definición general del índice del costo de vida, expuesta en la fórmula precedente, no especifica cuál es la forma de la función de utilidad U, ni fija tampoco las cantidades consumidas en cada uno de los períodos. La función U debe ser escogida en función del comporta19 Traducimos "true cost of living index" como "verdadero índice del costo de vida". Otra traducción posible es "índice fidedigno del costo de vida". 25 miento de los consumidores. Cuando ese comportamiento coincide con las predicciones de una cierta función de utilidad, se dice que ésta "racionaliza" el comportamiento de los consumidores. Pero puede haber más de una especificación de U que racionalice la conducta de los consumidores. Los principales índices estadísticos A continuación se revisan las fórmulas de diversos índices estadísticos computables, para llegar luego nuevamente al problema de las relaciones entre dichos índices estadísticos y los "índices económicos" que presuponen una cierta función de utilidad. (i) El índice de Laspeyres El índice de Laspeyres mide las variaciones en el valor de una canasta fija de bienes. La fórmula usual del índice de Laspeyres, en efecto, lo expresa como un cociente entre el precio de la canasta inicial a precios del período t, y el precio de la misma canasta inicial valuada de acuerdo a los precios vigentes en el período inicial: ∑p q L= ∑p q t i 0 i 0 i 0 i i t i Esta es la fórmula original del índice (Laspeyres 1871) pero no la que se usa en la práctica para el cómputo. La fórmula puede expresarse también en forma de un promedio aritmético de los índices elementales correspondientes a los distintos bienes, ponderados por las proporciones iniciales de gasto. Ello se hace evidente al multiplicar y dividir cada término por el precio inicial del respectivo artículo, y reordenando los factores como sigue: ⎛ 0 0 ⎞ ⎜ pi qi ⎟ ⎛ pti ⎞ ⎜ 0 ⎟ = Lt ∑ ⎜ 0 0⎟⎜ ⎟ i ⎜ ∑ pi qi ⎟ ⎝ pi ⎠ ⎠ ⎝ i El primer paréntesis equivale a la participación proporcional de cada bien en el gasto total: 0 0 0 p q Ei ω 0i = i 0 i 0 = ∑ pi qi ∑ E0i i i Esto permite expresar la fórmula anterior en la forma siguiente, que evidencia más claramente la naturaleza del índice de Laspeyres como promedio aritmético de las variaciones relativas de precios de los distintos bienes y servicios, ponderadas por la importancia que tenían en la estructura inicial del gasto: ⎛ t ⎞ 0 ⎜ pi ⎟ L t = ∑ ωi ⎜ 0 ⎟ i ⎝ pi ⎠ donde el paréntesis encierra las variaciones relativas o índices elementales de precios de los diferentes bienes (precio de cada bien en el período t, sobre el precio de dicho bien en el período 0). También es útil expresar la fórmula del índice de Laspeyres en forma de índice 26 encadenado, ya que a veces se usa dicha fórmula para fines de cálculo. 20 Ella se obtiene multiplicando y dividiendo cada término de la fórmula anterior por el precio del mes t-1: ⎛ t -1 ⎞ ⎛ pti ⎞ 0 ⎜ pi = L t ∑ ω i ⎜ 0 ⎟⎟ ⎜⎜ t -1 ⎟⎟ i ⎝ pi ⎠ ⎝ pi ⎠ Esta fórmula muestra que el índice de Laspeyres del mes t puede ser expresado a partir de la fórmula del índice del mes anterior, multiplicando cada término de ella por el "relativo mensual de precios" del artículo en el último mes. Extendiendo esta formulación, llamando t al índice del precio de cada bien, que forma cada término del índice global de Laspeyres (precio del mes t sobre precio del año base) y Rt al relativo mensual del precio en el mes t (precio del mes t sobre precio del mes t-1), entonces cada índice elemental de precios respecto al período base es un encadenado de relativos: λ ti = R1i × Ri2 × . . . × Rit -1 × Rti . De aquí se deduce que cada término de la sumatoria en el índice de Laspeyres es el producto entre las ponderaciones y el encadenado ( ) de relativos mensuales computados desde el período base hasta el período de comparación. De esta manera el índice de Laspeyres puede expresarse como una media ponderada de los encadenamientos de relativos: 0 t L t = ∑ ωi λi i Una advertencia terminológica: En ocasiones, se denomina "encadenado" al producto i i , y no solamente el encadenamiento de relativos ( i) de un determinado artículo, de modo que la simple suma de tales "encadenados" resulta equivalente al índice de Laspeyres. Por ejemplo, así lo usa el INDEC en su documento metodológico (INDEC 1993, pag.48). En otros casos, como en el presente trabajo, se suele llamar "encadenado" al mero encadenamiento de relativos ( i), que va multiplicado luego por la respectiva ponderación, como lo hacen diversos textos de estadística. Esto es intuitivamente más claro, pero es sólo un punto menor de terminología, que de todas maneras es bueno aclarar para evitar equívocos. Aquí llamaremos "encadenado" o "encadenamiento de relativos" al producto de los relativos entre sí, sin intervención de las ponderaciones, lo cual no coincide con la terminología que usa el INDEC pero no debería causar problemas. (ii) El índice de Paasche En el índice de Paasche también se usa una canasta fija, definida por las cantidades consumidas al final del período de análisis (véase Paasche, 1874). Las fórmulas son similares a las de Laspeyres, aunque las ponderaciones reflejan la estructura del gasto del período final en lugar de la del período inicial. En una de sus formas, el índice de Paasche se define en forma tal que valga 1 (o 100) en el período final. La fórmula de este índice de Paasche retrospectivo (PR) para un período cualquiera de comparación (c) sería: 20 Véase Forsyth y Fowler (1981) sobre el problema general de los índices encadenados. Obviamente, calcular un índice de base fija mediante una fórmula encadenada no es lo mismo que obtener un auténtico índice encadenado con base deslizante, donde se van tomando como base las cantidades de los sucesivos años, problema vinculado al criterio de circularidad de Fisher: véase Afriat (1981). 27 ∑p PR = ∑p c i i c i t i ⎛ c ⎞ t ⎜ pi ⎟ = ω ∑i i ⎜ pt ⎟ t qi ⎝ i ⎠ t qi Con esta fórmula, el valor del índice en el período final (c=t) sería 1. Para el período inicial (c=0) el índice mide el nivel de precios inicial como porcentaje o proporción del nivel de precios final. Por ejemplo, si la inflación medida por este índice hubiese sido del 25%, el índice daría 0.80 en el período inicial y 1.00 en el final, ya que 1.00/0.80 =1.25. En esta formulación el índice de Paasche es pues un índice retrospectivo, que mide el pasado con los patrones del presente. Es una media aritmética ponderada de los índices elementales retrospectivos de precios. Ese índice sólo refleja el verdadero costo de vida del consumidor si éste hubiese mantenido fijas a lo largo del período las cantidades físicas observadas al final del período. Mide el aumento en el gasto que debería erogar el consumidor, desde el período base hasta el presente, si en todo momento hubiese insistido en consumir las cantidades que consume en el momento actual. En particular, si se comparan dos períodos, el período inicial (0) y el período final (t), el índice de Paasche para el momento c=0, con base en el período final (b=r=t) sería: ⎛ p0 ⎞ PR0 = ∑ ω ti ⎜⎜ ti ⎟⎟ i ⎝ pi ⎠ El índice Paasche puesto en esta forma retrospectiva es el que tiene en mente Fisher cuando expresa el criterio de reversibilidad bajo la forma PxL=1. En su forma habitual, sin embargo, el índice de Paasche se expresa con base=1 (o equivalentemente con base =100) en el período inicial, aunque las ponderaciones sean siempre las de la canasta vigente en la fecha final. En términos de cantidades y precios, la fórmula de esta forma usual del índice P de Paasche sería: t t ∑i pi qi Pt = ∑ p0i qti i Esta fórmula es simplemente la razón del precio final de la canasta final, sobre el precio inicial de la misma canasta final. Se puede transformar en términos de las proporciones finales de gasto si se la expresa como recíproca de su recíproca, y a cada uno de sus términos se lo multiplica y divide por el precio final: 1 1 = Pt = 0 t ∑i pi qi ⎛ pti ⎞ ∑ ω i t ⎛⎜ p0i ⎞⎟ ⎜ pt ⎟ x ⎜⎜ t ⎟⎟ t t i ⎝ i ⎠ p p q ∑ i i ⎝ i⎠ i Para el momento inicial este índice resulta ser la recíproca de la suma de ponderaciones, lo que es igual a 1. El índice Paasche en esta forma (base 100 en el momento inicial) no es sino la recíproca del índice Paasche retrospectivo. Es esta forma del índice la que Fisher tiene en mente cuando define su "índice ideal" como promedio de los de Paasche y de Laspeyres, pues la promediación supone que ambos tengan el mismo período de referencia. En esta forma, además, se ve claramente que el índice Paasche es una media armónica de las variaciones elementales de precios (la recíproca del promedio de las recíprocas de esas variaciones), ponderado por las proporciones finales del gasto. De este modo se ve que el índice de Paasche difiere del de Laspeyres por dos vías: porque usa las ponderaciones 28 finales en vez de las iniciales, y porque es una media armónica de los índices elementales de precios, en lugar de una media aritmética de los mismos. Coincidencia y divergencia entre los índices de Paasche y de Laspeyres. El índice de Laspeyres y el de Paasche coinciden cuando el consumidor no efectúa sustituciones en su patrón de consumo, y en ese caso ambos son un índice fidedigno del costo de vida del consumidor. Las curvas de indiferencia de ese consumidor serían ángulos rectos. Sus elasticidades de demanda son iguales a cero; se abstiene de efectuar sustituciones en su canasta de consumo aun cuando se modifiquen los precios relativos. Si sube o baja su ingreso o su gasto total, este consumidor aumentaría o reduciría todas las cantidades en la misma proporción. Al variar los precios relativos este consumidor (dado que mantiene constantes las cantidades físicas o las proporciones físicas entre los distintos artículos) aumenta la proporción que representan en su presupuesto aquellos bienes que se hayan encarecido más, y disminuye la proporción del gasto dedicada a bienes que se han abaratado. Para este consumidor, en suma, la utilidad se maximiza consumiendo una canasta fija de bienes. El costo mínimo de mantener un mismo nivel de utilidad equivale al costo total de esa canasta fija. El índice del costo de vida de este consumidor es simplemente el costo total de su canasta inicial (final, pues no varía), valuada a los precios del período de comparación, dividido por el costo de la misma canasta en el período base. Para este consumidor, el ICV es indiferentemente un índice Laspeyres o un índice Paasche. Si el índice de Paasche y el de Laspeyres difieren entre sí, tenemos la seguridad de que ninguno de ellos es el verdadero índice del costo de vida. En efecto, ello significa que los consumidores han cambiado las cantidades entre el período inicial y el período final. Vartia (1978) ha explotado este hecho con mayor amplitud, y en el presente trabajo se hará un uso extensivo de sus ideas. Diversos autores, por otro lado, han probado que si el consumidor tiene un comportamiento consistente con la teoría de la demanda, sea cual fuere su función de utilidad el índice del costo de vida debe estar necesariamente entre el valor de los índices de Laspeyres y de Paasche (el primero que demostró este teorema fue Frisch, 1936, p.17). Cuando ambos coinciden, su valor común es el valor del ICV. Laspeyres, Paasche y la reversión de factores. El índice de Laspeyres y el de Paasche cumplen conjuntamente con el criterio de "reversión de factores" en su forma débil (véase Samuelson y Swamy 1974, y Eichhorn 1976). El producto LpPq (un índice Laspeyres de precios, por un índice Paasche de cantidades) es igual a un índice de valores nominales: t 0 t t t t pi qi ∑ pi qi ∑ pi qi ∑ t t i = i 0 0 =V t x i L p x Pq = 0 0 t 0 ∑ pi qi ∑ pi qi ∑ pi qi i i i Así, si se deflacta el gasto nominal por un índice Laspeyres de precios, se obtiene un índice Paasche de cantidades. Del mismo modo, el índice Paasche retrospectivo de precios satisface una forma débil del criterio de reversión de factores, en pareja con un índice Laspeyres de cantidades también retrospectivo, con base=1 en el período final (usando precios constantes de la fecha inicial), el llamado "backwards Laspeyres". Su producto equivale a un índice retrospectivo de valores nominales, con base=1 en el período final t: 0 t 0 0 0 0 pi q i pi q i p i qi ∑ ∑ ∑ 0 0 i = VR 0 × i 0 t = i PR p × LRq = t t t t p q p q p q ∑ i i ∑ i i ∑ i i i i 29 i Y lo mismo vale si se intercambian precios y cantidades en cualquiera de los dos casos: LqPp y también PRqLRp cumplen con la forma débil del criterio de reversión de factores. Se han definido también otros índices análogos que cubren las otras combinaciones posibles de esos factores (véase Vartia 1978). Ellos son el índice de Palgrave y el armónico tipo Laspeyres, y luego los índices geométricos tipo Laspeyres y tipo Paasche. (iii) El índice de Palgrave El índice de Palgrave es una media aritmética (como el de Laspeyres) pero con las ponderaciones finales (como el de Paasche): ⎛ t ⎞ t ⎜ pi ⎟ = PLt ∑ ω i ⎜ 0 ⎟ i ⎝ pi ⎠ En términos de precios y cantidades el índice de Palgrave equivale a: ⎛ pti ⎞ t t ∑i ⎜⎜ p0 ⎟⎟ pi qi ⎝ i⎠ = PLt = t t ∑ pi qi i ⎛ pti ⎞ 0 t ∑i ⎜⎜ p0 ⎟⎟ pi qi ⎝ i⎠ t t ∑ pi qi 2 i La atribución de esta fórmula a Palgrave la tomamos de Vartia (1978). Corresponde a la fórmula número 9 de Fisher (1922). Algunos autores, por ejemplo Afriat (1991, p.22), llaman también "índice de Palgrave" a un índice geométrico con las ponderaciones de la fecha inicial. Puede ser que históricamente Palgrave sea el padre de las dos criaturas, pero para evitar confusiones nos seguiremos a Vartia en este punto. Al índice geométrico con ponderaciones iniciales, que trataremos en seguida, se lo denominará simplemente "índice geométrico" o bien "índice geométrico tipo Laspeyres", que en el catálogo de índices del libro de Fisher recibe el número 23. (iv) El índice armónico Asimismo se ha definido el "índice armónico", a veces llamado "índice armónico tipo Laspeyres", que es una media armónica (como el de Paasche) pero con las ponderaciones de la fecha inicial (como el de Laspeyres). 0 0 ∑i pi qi 1 = HLt = 2 0 ⎛ p0i ⎞ 0 0 p ⎛ i ⎞ ∑i ω0i ⎜ t ⎟ ∑i ⎜⎜⎝ pti ⎟⎟⎠ pi qi pi ⎝ ⎠ De este repaso de fórmulas se advierte que hay una correspondencia entre los índices de Laspeyres y Paasche, y una correspondencia similar entre el de Palgrave y el armónico. Esos pares de índices son "antítesis temporales" uno del otro, y tienen sesgos de dirección opuesta en la medición del costo de vida. Así, si el índice de Laspeyres tiene (en algún sentido) un sesgo hacia arriba, el de Paasche tendrá un sesgo hacia abajo de similar magnitud (o a la inversa). Lo mismo pasa entre PL y HL. En cada par de índices, uno de ellos yerra por exceso y el otro por defecto. Algo similar pasa entre los dos índices geométricos que se consideran a continuación. 30 (v) Indices geométricos Junto a los índices ya mencionados, basados en medias aritméticas y armónicas, se han propuesto índices basados en una media geométrica de los índices elementales de precios, con ponderaciones iniciales (índice geométrico "tipo Laspeyres") o finales ("tipo Paasche"). El índice geométrico tipo Laspeyres (GL), basado en las ponderaciones iniciales, y el correspondiente índice tipo Paasche (GP) basado en las ponderaciones finales, responden a las fórmulas siguientes: ⎛ pt ⎞ ⎛ pt ⎞ GPt = ∏ ⎜⎜ 0i ⎟⎟ GLt = ∏ ⎜⎜ 0i ⎟⎟ i ⎝ pi ⎠ i ⎝ pi ⎠ El índice geométrico puede expresarse en forma logarítmica como una media aritmética ponderada de los logaritmos de los índices elementales de precios, por lo cual a veces se lo llama "índice de variación logarítmica" (log-change index) o más brevemente "índice logarítmico". Ese tratamiento puede aplicarse tanto a GL como a GP: ω ti ω 0i ln GLt = ∑ ω i 0 i ⎛ pt ⎞ ln GPt = ∑ ω ti ln ⎜⎜ 0i ⎟⎟ i ⎝ pi ⎠ ⎛ pt ⎞ ln ⎜⎜ 0i ⎟⎟ ⎝ pi ⎠ Los índices geométricos GL y GP satisfacen cada uno de ellos una cierta forma del criterio de reversión de factores: el producto de un índice GLp de precios y otro GLq de cantidades es un índice del gasto o del valor nominal, GLv, y lo mismo los índices GP: ⎛ pti ⎞ i ⎛ qti ⎞ i ⎛ pti qti ⎞ i t t G P p × G Pq = ∏ ⎜⎜ 0 ⎟⎟ × ∏ ⎜⎜ 0 ⎟⎟ = ∏ ⎜⎜ 0 0 ⎟⎟ = GPtv i ⎝ p i qi ⎠ i ⎝ qi ⎠ i ⎝ pi ⎠ Sin embargo, esto no basta para cumplir con el criterio de reversión de factores: nótese que el producto de los índices geométricos de precio y cantidad no es igual a la razón simple de los valores nominales inicial y final, Vt / V0. Esta igualdad no la satisfacen con exactitud ni GL ni GP, ni tampoco el promedio de los dos (que es el índice de Törnqvist, con el que nos encontraremos en seguida), aunque este último la satisface en forma aproximada. Al deflactar los valores nominales con un índice de precios GL o GP no se obtiene exactamente el valor de un índice GL o GP de cantidades. Construir un índice geométrico "ideal" que satisfaga esa igualdad en forma exacta o casi exacta ha sido un tópico de interés para Theil (1973, 1974), Sato (1974, 1976) y Vartia (1976), como se ve más adelante, y ha conducido a la definición del índice de Vartia-Sato, un índice geométrico que cumple con exactitud el criterio de reversión de factores y por lo tanto deflacta sin distorsiones. Todos estos índices geométricos difieren entre sí sólo en sus ponderaciones (las iniciales, las finales, o algún promedio de ambas), por lo cual suelen ser considerados como parte de una familia de índices, denominados en su forma logarítmica "índices log-change generalizados". ωt ωt ωt Una batería de índices Se han definido así seis índices de precios, todos con base=100 en el período inicial, que difieren por el tipo de promediación (aritmética, geométrica y armónica) y por sus ponderaciones (iniciales o finales). La siguiente tabla sintetiza sus características. 31 Período al que corresponden las ponderaciones Cómo se promedian los índices elementales Ponderaciones iniciales Ponderaciones finales Media aritmética L Laspeyres PL Palgrave Media geométrica GL Geométrico tipo Laspeyres GP Geométrico tipo Paasche Media armónica HL Armónico tipo Laspeyres P Paasche Como es bien sabido, en todo conjunto de números la media aritmética es mayor que la geométrica, y la geométrica es mayor que la armónica. 21 De este modo se deben cumplir necesariamente dos series de desigualdades: Indices con ponderaciones iniciales: HL < GL < L Indices con ponderaciones finales: P < GP < PL Si bien estas desigualdades permiten anticipar el orden en que se colocarán los valores de los índices de cada "trío", no permiten saber cómo se posicionarán los tríos uno con el otro. Por ejemplo, el índice L de Laspeyres puede ser superior o inferior al índice P de Paasche o al PL de Palgrave, y por su parte el índice GL puede ser superior o inferior al GP o al PL, dependiendo de los cambios específicos que hayan ocurrido en las ponderaciones y en los precios relativos. El Cuadro 1 muestra cuatro disposiciones hipotéticas de los dos grupos de índices (entre otras muchas posibles). Horizontalmente, sobre las líneas punteadas, se mide el valor de los índices. En el primer caso, los tres índices con ponderaciones finales (PL, GP, P) tienen valores más bajos que los tres índices con ponderaciones iniciales (L, GL, HL). En la segunda y la tercera, los dos tríos están superpuestos. En la cuarta, los tres índices con ponderaciones finales tienen valores más altos que los tres índices del otro trío. La posición relativa de un trío respecto al otro puede, como se ve, variar ampliamente. La disposición que ellos presenten es un importante elemento de juicio para obtener un índice estimado del costo de vida. 21 Las tres medias serían iguales en el caso extremo en que todos los elementos promediados sean iguales entre sí. Pero este caso no tiene ninguna relevancia, de modo que en general las tres medias son diferentes, y sus valores guardan el orden mencionado. La diferencia depende del grado de dispersión de los datos. 32 Cuadro 1 Algunos posibles ordenamientos de los valores de los seis índices Menor valor P Mayor valor GP PL HL P GP GL PL HL P HL GL GP GL L PL GL L P HL L GP PL L Aparte de esta clasificación de los índices en dos "tríos", se los puede agrupar también en tres "parejas". Podría pensarse en agrupar las medias aritméticas (L, PL), las geométricas (GL, GP) y las armónicas (HL, P), pero es más útil agrupar los pares de índices que son antítesis temporales (fórmula similar, período de referencia opuesto). Parejas de índices que son antítesis temporales Ponderaciones iniciales Ponderaciones finales Laspeyres Paasche Geométrico tipo Laspeyres Geométrico tipo Paasche Armónico tipo Laspeyres Palgrave Esos pares de índices son importantes porque (suponiendo que la conducta de los consumidores pueda ser racionalizada, aunque sea aproximadamente, por una función de utilidad homotética) el índice verdadero del costo de vida resulta estar entre los límites marcados por esos índices antitéticos (Samuelson y Swamy, 1974; Pollak 1971). Como dejan claro Samuelson y Swamy, esto no se puede afirmar con carácter general en el caso no homotético, que es el más realista, pero diversos estudios han mostrado que en este aspecto frecuentemente no se puede rechazar la hipótesis de homoteticidad (Manser y McDonald 1988; Braithwait 1980) a pesar de existir ciertamente diferentes proporciones de gasto al variar el nivel de ingresos. En otras palabras, la hipótesis de que el verdadero índice de costo de vida se encuentra entre Laspeyres y Paasche es bastante robusta ante funciones de utilidad no nomotéticas. Las precedentes desigualdades y estos agrupamientos de los índices de acuerdo a sus similitudes y diferencias abren la puerta para el uso de una batería de índices estadísticos imperfectos, sesgados, para estimar índices de mínimo sesgo, que se aproximen a un verdadero índice del costo de vida. Este enfoque trata de utilizar las propiedades de los índices esta33 dísticos para obtener estimaciones de índices económicos no conocidos directamente. Volveremos sobre ésto más adelante. Para poder aprovechar de ese análisis hay que examinar primero los llamados índices "ideales", y definir los índices exactos y superlativos. Los índices ideales de Fisher y de Törnqvist Fisher halló (con un ejemplo numérico particular) que los índices de Laspeyres y Paasche eran la pareja de índices con valores más cercanos entre sí, y por lo tanto más cercanos al "centro", por lo cual los consideró los menos sesgados. De allí que Fisher sugiriese promediar esos dos índices P y L, para formar su conocido índice ideal: F= PxL Otro importante índice ideal es el índice de Törnqvist, o de Törnqvist-Theil, que es la media geométrica de los dos índices geométricos. 22 El índice de Törnqvist puede también ser expresado como un índice geométrico cuyas ponderaciones son las medias aritméticas de las ponderaciones iniciales y finales: ω 0i + ω ti ⎛ p ⎞ 2 ⎛ pti ⎞ i ⎟ = ∏ ⎜⎜ 0 ⎟⎟ T t = GP x GL = ∏ ⎜⎜ ⎟ i ⎝ p i ⎝ pi ⎠ ⎠ donde β representa la media aritmética de las ponderaciones iniciales y finales. Del mismo modo que en el caso de los índices de Fisher y de Törnqvist, sería posible obtener otro índice similar promediando el índice armónico y el índice de Palgrave, con lo cual se define el índice H, que corresponde a la fórmula 109 de Fisher (1922): H t = PL x HL Este "índice promedio" no ha sido propuesto en general como "índice ideal". Sin embargo, Fisher lo califica como intermedio entre los índices "buenos" y los "muy buenos", y en el análisis de Vartia (1978) sobre los sesgos de los índices se demuestra que bajo ciertas condiciones H puede ser un índice exacto del costo de vida, como ya veremos. t i 0 i β El interés en estos índices con ponderaciones "promedio", sobre todo el de Fisher y el de Törnqvist, proviene no sólo del hecho de que están en medio del intervalo donde (para diversas funciones de utilidad) ha de estar el índice verdadero del costo de vida, sino también del descubrimiento de que ellos son índices exactos del costo de vida (o están muy cerca de él) para ciertas clases "realistas" de consumidores, definidos por determinadas funciones de utilidad, lo cual los hace muy importantes desde el punto de vista del análisis económico. Theil (1973), por ejemplo, ha mostrado que el índice de Törnqvist constituye una medición muy aproximada de la variación del costo de vida de un consumidor que siga cualquier función de utilidad, para un nivel de utilidad de referencia (Ub) que es el máximo que se puede obtener con la media geométrica de ingresos del período, y tomando en cuenta la variación de gustos y preferencias que pueda haber tenido lugar a lo largo de dicho período. Una propiedad similar tiene el índice de Fisher. De este modo los índices ideales o "índices promedio" figuran entre los índices exactos o "superlativos" del costo de vida, sobre cuyas características volveremos más tarde, después de introducir todavía otro índice ideal. 22 El índice se basa en la propuesta del estadístico finlandés Leo Törnqvist (1936), que fue retomada por Henri Theil en la década del sesenta (Theil 1965; 1967; 1968; 1973). 34 Indices ideales y reversión de factores: el índice de Vartia-Sato Los índices "ideales", además de ser buenos índices del costo de vida (en el sentido de corresponder a determinadas funciones de utilidad del consumidor) son mejores deflactores que un índice basado solamente en las ponderaciones iniciales (o finales), pues satisfacen de manera exacta o casi exacta el criterio de reversión de factores. El índice ideal de Fisher satisface ese criterio con exactitud (un índice Fisher de precios, multiplicado por un índice Fisher de cantidades, es igual a un índice del valor nominal), como lo muestran Eichhorn (1976) y Eichhorn y Voeller (1976, 1983): F p × F q = L p P p × Lq Pq = ∑ pti q0i ∑ pti qti ∑ p0i qti ∑ pti qti ∑ pti qti × × × = =V t 0 0 0 t 0 0 t 0 0 0 ∑ pi qi ∑ pi qi ∑ pi qi ∑ pi qi ∑ pi qi El índice de Törnqvist satisface la reversión de factores pero sólo en forma aproximada, pues tiene una pequeña discrepancia que es función del cambio sufrido por las ponderaciones entre el momento inicial y final (Theil, 1973). Esta discrepancia dio lugar a un interesante esfuerzo del propio Theil y de Kazuo Sato para lograr un índice geométrico ideal que satisfaga ese criterio con menor discrepancia que el de Törnqvist. Theil (1973) recordó que Walsh (1901) había propuesto usar como ponderación no la media aritmética de las ponderaciones iniciales y finales, sino su media geométrica. Theil descubrió que la discrepancia tenía signos opuestos según se usaran las ponderaciones de Törnqvist o las de Walsh, y que se reducía considerablemente con ponderaciones intermedias entre ambas. 23 Sato (1974) sugirió que la discrepancia se reduciría aún más si se toma una media aritmética de las ponderaciones de Törnqvist y de Walsh, pero Theil (1974) demostró que eso no era conveniente: si las ponderaciones variaban muy agudamente, o una de ellas era cero en el momento inicial o en el final, el índice de Sato (1974) podría arrojar valores muy altos o infinitos, violando el criterio de determinabilidad de Fisher. Este debate desembocó en los trabajos de Vartia (1976a y 1976b) y Sato (1976), que encontraron finalmente, en fecha casi simultánea, una forma de promediar las ponderaciones iniciales y finales en un índice geométrico, de modo tal que se cumpliera exactamente el criterio de la reversión de factores, como en el índice de Fisher. Sus ponderaciones son nuevamente una media de las iniciales y las finales, pero no son ni la media aritmética ni la geométrica, como en Fisher o en Törnqvist, ni un promedio de ambas como en Theil (1973) o en Sato (1974), sino las "medias logarítmicas", definidas como cociente entre la variación de las ponderaciones ( t - 0) y la de sus logaritmos (ln t - ln 0): ω ti - ω 0i μ i= ln ω ti - ln ω 0i Si una ponderacion inicial es igual a la respectiva ponderación final, la media logarítmica toma el valor 0 = t = , ya que ése es el valor al que tiende el cociente μ cuando t tiende al valor 0. Cuando una de las dos ponderaciones es nula, μi tiende a 0. La media logarítmica 23 Theil específicamente mostró que con una media aritmética de ponderaciones iniciales y finales (índice de Törnqvist) había un error en la reversión de factores que era aproximadamente el doble, y de signo contrario, que el que se producía con una media geométrica (Walsh), por lo cual propuso tomar una media (geométrica) de las ponderaciones de Törnqvist y Walsh, pero dando a las de Walsh un peso doble. 35 de dos cantidades positivas está siempre entre la media aritmética y la geométrica, lo que significa que las ponderaciones μ, como las de Theil, son intermedias entre las ponderaciones de Törnqvist y las de Walsh. La suma de estas medias logarítmicas no es 1, sino algo menos, de modo que para usarlas como ponderaciones hay que normalizarlas, en forma tal que su suma sea igual a 1, lo que se logra dividiéndolas por su propia suma (esto mismo hacen Theil, 1973 y Sato, 1974). En otras palabras, el índice ideal de Sato (1976) es similar al índice de Törnqvist pero sus ponderaciones son: ω ti - ω 0i μi ln ω ti - ln ω ti = εi= ∑i μ i ∑ ω tit - ω 0i t i ln ω i - ln ω i El índice log-change ideal de Sato (1976) no es otra cosa que el segundo índice (index II) de Vartia (1976a y 1976b), publicado casi simultáneamente y casi con el mismo título (ideal log-change index numbers), por lo cual se lo puede denominar índice de Sato-Vartia, o indistintamente índice de Vartia-Sato. Este índice es ideal en más de un sentido: satisface los criterios de proporcionalidad y de reversibilidad, satisface exactamente el criterio de reversión de factores, satisface el de determinabilidad pues no adopta valores infinitos si una cantidad o precio se anula (en ese caso es εi=0: véase Sato 1976, p.224), y es el índice exacto del costo de vida para consumidores cuya demanda esté gobernada por funciones de utilidad con elasticidad de sustitución constante (CES): véase Sato, 1976, pp.225-226. Entre las funciones CES para las cuales este índice es exacto se incluyen las funciones CES de múltiples niveles, como la elaborada por el propio Sato (1967), originalmente para funciones de producción, de modo que el índice es un índice del costo de vida "consistente en la agregación" para consumidores cuya conducta sea racionalizada por esas funciones de utilidad. Esta propiedad no sólo alude a la agregabilidad algebraica (demostrada en Sato, 1976, p.226), sino a la agregabilidad analítica en sentido merceológico: si rige una función CES de varios niveles, no sólo el índice global de Vartia-Sato representa exactamente la variación del costo de vida de los consumidores, sino que además los índices de Vartia-Sato para cada grupo de bienes son fieles representaciones de la variación en el costo mínimo de obtener la utilidad derivada de cada grupo de bienes. También muestra Sato (op.cit., p.227) que su índice guarda correspondencia (bajo ciertas especificaciones) con funciones de utilidad logarítmicas trascendentales o funciones translog (Christensen, Jorgenson y Lau 1971, 1973 y 1975) y con los ordenamientos de preferencias del tipo addilog introducidos por Houthakker (1960), los cuales no implican supuestos de aditividad ni homoteticidad y son por ende muy generales. 24 Como se verá en seguida, estas correspondencias permiten usar los índices ideales como representativos del verdadero índice del costo de vida, aun cuando no se haya estimado una función específica de utilidad. Indices exactos e índices superlativos Si bien el análisis de las correspondencias entre índices estadísticos y teoría de la demanda es muy antiguo (desde Könus 1924, Frisch 1936 y 1938, y Wald 1939, por ejemplo), en época más reciente Diewert (1976, 1978 y 1987), Lau (1979) y otros autores han introducido conceptos que posibilitan un análisis más riguroso y general de las relaciones funcionales 24 Cuando a un ordenamiento de preferencias del tipo addilog se le impone la condición de homoteticidad, se reduce a un ordenamiento de preferencias del tipo CES. 36 entre índices estadísticos y económicos. A los índices estadísticos de precios se atribuye la propiedad de ser índices exactos o la de ser índices superlativos en relación a determinadas funciones de utilidad. Del mismo modo se define para los índices estadísticos de cantidad la propiedad de ser exactos o superlativos con respecto a determinada función de producción. Estas funciones (de utilidad o de producción) usadas en la definición de los índices son denominadas genéricamente funciones agregatrices, ya que su función es servir para la agregación de precios o cantidades en un número índice que las represente en forma económicamente significativa. En resumen, un índice de precios es exacto para una determinada función de utilidad cuando la evolución del índice corresponde exactamente a la evolución del costo de vida de un consumidor que obedezca a esa misma función de utilidad. Cada función agregatriz teórica tiene asociada una función de costo, C(p), que minimiza (dados ciertos precios) el costo de obtener un nivel de utilidad de referencia. Dado que las funciones se postulan como linealmente homogéneas, también queda definida una función de costo unitario c(p). Se toman dos períodos, 0 y t, uno de los cuales se adopta como base. Un índice estadístico K es exacto para una cierta función agregatriz F(x) si el índice del período t respecto del período 0, es decir K t / 0, es igual a la razón c(pt)/c(p0) correspondiente a esa función agregatriz. Es obvio que, como lo indica Diewert (1981, p.181), si un índice de precios es exacto para una función "neoclásica" de utilidad, es decir una función de utilidad convencional, "puede ser interpretado como un índice Könus", es decir como un "verdadero índice del costo de vida", que mide con exactitud la pérdida de bienestar derivada de los aumentos de precios para los consumidores cuya conducta sea racionalizada por dicha función (sobre la interpretación del índice de costo de vida en términos de bienestar véase Jorgenson, Lau y Stoker, 1980). La exactitud ha sido demostrada para diferentes índices y para diferentes funciones de utilidad. Por ejemplo, los índices de Paasche y Laspeyres son exactos (como ya se mencionó) para una función agregatriz tipo Leontief, con coeficientes fijos (Diewert, 1981, p.182), o equivalentemente, para una función CES (elasticidad de sustitución constante) con elasticidad de sustitución igual a cero (Vartia 1978, p.291-293; Samuelson y Swamy, 1974). Del mismo modo se puede probar (Diewert, 1981, p.183; Samuelson y Swamy 1974, p.574) que los índices geométricos generalizados (cuyas ponderaciones son las proporciones de gasto iniciales, las finales, o cualquier combinación funcional de ambas, como las que proponen Theil o Sato, ya citadas) son exactos para consumidores cuya función de utilidad sea del tipo CES o del tipo Cobb-Douglas. El índice de Vartia-Sato, bajo ciertas condiciones, es exacto para funciones logarítmicas trascendentales (Christensen, Jorgenson y Lau, 1975) y para ordenamientos addilog de preferencias (Houthakker 1960). También se han definido índices exactos para las funciones de utilidad asociadas al sistema lineal de gastos (linear expenditure system) de Stone y Geary, introducido en este ámbito por Klein y Rubin (1948), y para el llamado "sistema doble de gasto" (double expenditure system) de Frisch (1938); véase por ejemplo Banerjee (1956 y 1978) y Balk (1981) que extiende los aportes de Banerjee sobre ideas originalmente expuestas por Wald (1939). 25 25 La función Stone-Geary supone que los consumidores demandan una cantidad mínima de cada bien ("demanda de subsistencia") independiente de los precios, y una cantidad adicional que depende del precio. La función de Frisch (1938) se basa en principios similares. Balk prueba que el índice del costo de vida propuesto por Wald (1939) es exacto para una función cuadrática generalizada de utilidad, mientras que el índice propuesto por Frisch (1936) así como una variante propuesta por Samuelson (1974) son sólo aproximaciones a esa función. También muestra que una función cuadrática generalizada de utlidad es una aproximación de segundo orden para una función arbitraria de utilidad, concepto que es importante en el contexto de la superlatividad de 37 Un índice que no es exacto para una determinada función de utilidad, puede ser superlativo para esa misma función. Un índice superlativo respecto a cierta función agregatriz F se define como un índice que es exacto para alguna otra función que sea una aproximación diferencial de segundo orden 26 para esa función agregatriz F (en un determinado punto o dentro de un determinado rango de valores relevantes). Por ejemplo, el índice ideal de Fisher es exacto para una función cuadrática homogénea F(q)=qTAq, donde qT es el vector transpuesto de cantidades, y A es una matriz simétrica arbitraria, lo que en el caso del índice de Fisher toma la forma F(q)=(qTAq)½. Lo mismo ocurre con el índice de Wald (1939) basado en supuestos algo diferentes (véase Balk 1981). Ahora bien, esta clase de función cuadrática homogénea es una "forma funcional flexible" que puede dar una aproximación diferencial de segundo orden a una función agregatriz arbitraria con la sola condición de que sea linealmente homogénea y diferenciable hasta el segundo orden. Por lo tanto el índice de Fisher es un índice superlativo para una amplia clase de funciones de utilidad, aunque es exacto sólo para funciones mucho más restrictivas (las cuales tienen que ser homotéticas: véase Samuelson y Swamy 1974, y Lloyd 1975). Esto significa que si el consumidor maximiza en los dos períodos de acuerdo a alguna función agregatriz desconocida, entonces el índice de Fisher puede ser una muy buena aproximación de su verdadero índice del costo de vida (nótese que para el cálculo no se requiere conocer la matriz A, que se relaciona con las elasticidades directas y cruzadas de los bienes: sólo hacen falta los precios y cantidades observables). Para cualquier función de ese tipo que racionalice la conducta de los consumidores, el índice de Fisher es el adecuado. Véase Afriat (1987), pp.211-221. Del mismo modo, el índice de Törnqvist, un índice geométrico con ponderaciones que son la media aritmética entre las iniciales y las finales, es exacto para una función agregatriz homogénea de tipo logarítmico trascendental. Las funciones logarítmicas trascendentales como función de utilidad del consumidor fueron introducidas por Christensen, Jorgenson y Lau (1975). Previamente esos mismos autores las habían analizado en cuanto funciones de producción (véanse sus artículos de 1971 y 1973). Estas funciones translog son de la forma: F(q) = α 0 ∏ qαi i i ∏ ∏( q q i i j )α i j j Estas funciones proveen funciones indirectas de utilidad que "son aproximaciones locales de segundo orden a cualquier función indirecta de utilidad. Esas funciones indirectas de utilidad no se requiere que sean adititivas u homotéticas" (Christensen, Jorgenson y Lau, 1975, p.368). Estas funciones han sido frecuentemente utilizadas para definir índices del costo de vida, como por ejemplo en Jorgenson y Slesnick (1983). De hecho, tanto las funciones cuadráticas homogéneas como las funciones logarítmicas trascendentales son "formas funcionales flexibles", y por lo tanto los índices de Fisher y de Törnqvist son índices superlativos que sirven como aproximación diferencial de segundo orden de una vasta gama de funciones de utilidad de tipo neoclásico. Lo mismo ocurre con otros índices geométricos los índices, como se verá en seguida. Afriat (1987, pp.246 ss.) explica con detalle la propuesta de Wald, cuya función implícita no es necesariamente homogénea (si se la restringe a ser homogénea, la "nueva fórmula" de Wald se reduce al índice ideal de Fisher). Véase Afriat (1991) para una aplicación de estas ideas al tratamiento diferenciado de la inflación para distintos niveles de ingresos. 26 El término, introducido por Lau (1974), significa que la función aproximadora tenga (al menos en la vecindad de un punto relevante) el mismo valor y las mismas derivadas parciales de primer y segundo orden que la función a la que busca aproximar, aunque difiera en otros puntos. Esto significa que sus desarrollos en serie de Taylor coinciden hasta el término de segundo orden. El "punto relevante" para un índice de precios es ordinariamente el que es definido por las cantidades iniciales, o por las cantidades medias del período. 38 ideales como los de Theil (1973), Sato (1974) y Vartia-Sato (Vartia 1976a y 1976b, y Sato 1976). De allí que en general esos índices sean considerados como muy cercanas aproximaciones del "verdadero índice del costo de vida" de los consumidores, aun relajando el supuesto que éstos maximizan su utilidad en formas compatibles con la teoría de la demanda, y aun cuando la función de demanda no haya sido especificada ni estimada. Diewert (1978) introdujo también el concepto de índices pseudo superlativos, definidos como aquellos que son aproximaciones de segundo orden a otro índice que es a su vez superlativo para determinada función de utilidad. En algunas ocasiones es imposible calcular un índice superlativo auténtico, pero puede encontrarse un sustituto que se comporte en forma similar. Por ejemplo los índices de Vartia-Sato también pueden considerarse aproximaciones discretas del índice de Divisia, que es esencialmente un índice basado en la integral de cambios porcentuales de los precios o de las cantidades, y no en una suma de los precios y las cantidades mismas, pero cuyo cálculo requiere conocer el "sendero" a lo largo del cual fueron cambiando los precios o cantidades durante el período, lo que usualmente no es posible (véase Divisia, 1925). Siguiendo el razonamiento de Diewert, el índice de Theil (1973) o el de Sato (1975) permiten aproximarse al de Vartia-Sato, que es superlativo respecto al índice de Divisia, el cual a su vez es exacto para una gran variedad de funciones de utilidad diferenciables. De ese modo los índices de Theil o de Sato serían seudo superlativos respecto a funciones para las cuales es exacto el índice de Divisia. Lamentablemente, todos estos índices "ideales", "superlativos" o "seudo-superlativos" requieren conocer las proporciones finales del gasto, aparte de las iniciales, y por ello no suelen ser utilizables para medir los precios de manera continua, mes tras mes. Sólo están disponibles para aquellos intervalos de tiempo en cuyos extremos se hayan realizado encuestas de consumo, pues en tal caso sí se conocen las estructuras de gasto en los dos momentos cuyo nivel de precios se quiere comparar. A pesar de estas limitaciones, la comprobación de que esos índices son superlativos permite tomarlos (como hicieron Fisher y otros autores aun antes de demostrarse matemáticamente sus propiedades) como índices insesgados del costo de vida, midiendo las distorsiones de otros índices en relación a ellos. El "verdadero" índice del costo de vida de los consumidores de la vida real ordinariamente no se puede medir en forma inequívoca, pues requiere una especificación de la función de utilidad, y generalmente hay más de una posible función que se ajusta a los datos. Cuando se dice que un índice determinado tiene un sesgo de sustitución, lo que se quiere decir es que difiere de alguno de estos índices ideales, que son exactos o superlativos respecto al "verdadero" ICV. Muchas veces no se sabe cuál especificación matemática de la función de utilidad es la mejor representación del comportamiento de los consumidores, o no se dispone de datos para estimarla. Por ello en el análisis del sesgo de sustitución suelen compararse los índices de Laspeyres con diferentes índices ideales (o índices del costo de vida) asociados a diferentes funciones de utilidad. Así por ejemplo Braithwait (1980) analiza el sesgo del índice de precios al consumidor de los Estados Unidos en relación a tres funciones de utilidad: una basada en el "sistema lineal de gastos", otra en el "sistema lineal de gastos generalizado", y otra basada en la función addilog indirecta. Su conclusión es que los índices del costo de vida generados por las tres funciones tienen comportamientos muy similares, y por lo tanto la especificación de la función de utilidad no resulta importante. Otros estudios han confirmado que la magnitud del sesgo de sustitución es bastante robusta frente a cambios en la especificación de la función de utilidad. Christensen y Manser (1975) analizan ocho diferentes funciones de utilidad, para el caso del consumo de carne y hortalizas 39 en los Estados Unidos, y encuentran pocas diferencias entre ellas en cuanto al sesgo de sustitución. Manser (1976) en un estudio referido a todo el consumo de alimentos en los Estados Unidos, prueba también varias funciones: la translog indirecta; la translog indirecta aditiva; la translog indirecta homotética; la función del "sistema lineal de gastos" (LES), que es una translog aditiva y homotética; y finalmente una función Cobb-Douglas, encontrando también un moderado grado de robustez en la estimación del sesgo. Fernández-Jardón (1993), con datos generados al azar, utiliza también ocho diferentes funciones que son variantes de la función generalizada de Barten (1977), la cual es una aproximación de segundo orden de cualquier función de utilidad. Su conclusión es que la estimación del sesgo de sustitución es robusto frente a cambios en la especificación de la forma funcional. Todo esto sugiere como conclusión que la especificación de una función de utilidad, y la consiguiente estimación de elasticidades de sustitución para cada uno de los bienes, no es un paso necesario en la estimación de un índice aproximado del costo de vida, o en la estimación del sesgo de sustitución del IPC. El sesgo de sustitución de un índice estadístico de precios como el IPC puede ser analizado comparándolo con algún índice que sea exacto, superlativo o pseudo-superlativo para funciones "razonables" de utilidad. Dado que los índices ideales son exactos o superlativos para muchas funciones de utilidad, el sesgo de sustitución incorporado en un índice puede ser medido contrastándolo con los índices ideales. Normalmente los índices ideales, que son exactos para diferentes funciones de utilidad, estarán muy cerca uno del otro. Por ello, no importa en la práctica con cuál de los índices ideales sea comparado el IPC, ya que todos ellos son muy similares en valor. El análisis cuántico de los sesgos en índices de precios Como hemos visto, Fisher propuso su índice ideal por ser la media de dos índices "poco sesgados". Usando determinados ejemplos numéricos Fisher observó que los índices (entre los cuales estaban PL, HL, GP, GL, L y P) estaban situados de una manera particular: "...encontramos que aunque tenemos numerosas fórmulas, todas ellas caen en sólo cinco grupos definidos, a saber: aquellos sin sesgo, aquellos con sesgo simple hacia arriba o hacia abajo, y aquellos con sesgo doble hacia arriba o hacia abajo" (Fisher, 1922, p.204). 27 Esta conclusión de Fisher fue alcanzada en modo puramente inductivo, sobre la base de un ejemplo numérico determinado de precios y cantidades. Fisher así sostiene que los diferentes índices no se distribuyen en forma continua, formando un abanico de valores, sino que se agrupan en cinco "zonas" más o menos separadas entre sí, como los cinco dientes de una horquilla o tenedor. Entre una zona y la otra hay una discontinuidad, una brecha, que define la magnitud del "sesgo unitario". Esa distancia básica, que puede aparecer en forma simple o doble, es una especie de "quantum" no divisible, y por ello la comprobación de Fisher ha sido desarrollada por Vartia (1978) como una teoría "cuántica" del sesgo de los índices. En el caso particular de Fisher, el orden en que aparecían los índices era el si27 Fisher usa también otros índices en su batería, como el índice aritmético o geométrico simples (sin ponderaciones diferenciadas para los distintos bienes), que figuran entre estos índices "sesgados", y que nosotros no hemos considerado porque son claramente primitivos e inapropiados. 40 guiente: HL < GL < L ≈ P < GP < PL. Ese ordenamiento (aquí llamado "caso 1") se ilustra en el diagrama siguiente. Los índices de Paasche y de Laspeyres en el caso de Fisher eran casi iguales entre sí, y se encontraban en la franja central. En otra franja arriba y abajo de ellos estaban los índices geométricos GL y GP (y tenían por lo tanto "un sesgo simple") mientras HL y PL estaban en una franja aún más alejada del centro (con un "sesgo doble"). En su ejemplo numérico Fisher halló que ese orden entre los índices se mantenía en el tiempo, o sea que la serie de los valores de los índices a lo largo de sucesivos períodos se asemejaba al trazado que dejaría una horquilla o tenedor de cinco dientes, trazando cinco líneas más o menos paralelas. Ciertos índices estaban en los dientes "externos", otros en los dientes "intermedios", y dos índices (L y P) estaban en el "diente central", con un valor casi coincidente. Esta comprobación empírica llevó a Fisher a considerar esos índices como los "menos sesgados", a los geométricos como dotados de un "sesgo simple" y a los otros dos (PL y HL) de un "sesgo doble". Dado que el índice ideal de Fisher así como el de Törnqvist y otros similares son promedios de índices antitéticos, que tienen sesgos de diferente signo, su valor se sitúa necesariamente en la zona central, de modo que resulta F ≈T≈ H, y (aunque Fisher no lo conocía) también el índice de Vartia-Sato debía caer en la misma zona central. Esto permite ver que los índices "no sesgados" o "menos sesgados" son aquellos que caen más cerca de los índices ideales (los de Paasche y Laspeyres en el ejemplo de Fisher), y también son el par de índices "opuestos" que están más cerca uno del otro. Fisher considera sesgado un índice cuando se aparta de esa zona central donde están situados los índices ideales.Fisher nunca buscó una explicación teórica de este fenómeno, ni tampoco demostró que el orden encontrado en su ejemplo tuviera validez general. Como indican Samuelson y Swamy (1974, p.567), Fisher ni siquiera explicó claramente qué significaba su concepto de "sesgo", sea éste simple o doble. Sin embargo, su comprobación intuitiva de que los índices aritméticos, geométricos y armónicos están separados entre sí por una brecha "simple" o "doble" ha sido el punto de partida de un análisis más riguroso del asunto (Vartia, 1978). Entre otras cosas, Vartia mostró que el orden encontrado por Fisher no es general, sino que es un efecto casual de las cifras de su ejemplo numérico. Con otros precios y cantidades, los índices se ordenarían de otra manera. Según el planteo de Vartia, las diferencias entre los diferentes índices estadísticos (aritméticos, geométricos o armónicos, basados en proporciones de gasto iniciales o finales) están determinadas por la dispersión de los índices elementales de precios, es decir por el grado 41 de modificación sufrido por la estructura de precios relativos. Para ello se basa en el análisis de Törnqvist sobre medias-momento de los índices elementales de precios para desarrollar una teoría "cuántica" de los sesgos de sustitución. Dada una serie de índices elementales de precios pt/p0 para diferentes bienes, se define su media-momento de orden φ como la raíz de orden φ de la media aritmética de los índices elementales elevados a la misma potencia φ, tal como en la siguiente fórmula (adaptada de Vartia, 1978, p.277, ecuación 13): ⎛ pti ⎞ ϕ = M ϕ ∑i ωi ⎜⎜ p0 ⎟⎟ ⎝ i ⎠ donde las ponderaciones i son números no negativos que suman 1 (pueden ser, por ejemplo, las proporciones de gasto iniciales o finales, o algún promedio de ambas). La mediamomento de orden φ es una función creciente de φ. Se aproxima al mínimo índice elemental min(pt/p0) cuando φ tiende a -∞, y a max (pt/p0) cuando φ tiende a +∞. Asimismo tiende a coincidir con la media geométrica Gt (es decir con el índice geométrico) cuando φ tiende a cero. La media momento de orden 1 es la media aritmética, la de orden -1 es la media armónica, y como se acaba de enunciar, la de orden cero equivale a la media geométrica. Vartia muestra que el cociente entre una media-momento de orden φ con ponderaciones i (que sumen 1) y una media-momento de orden cero (es decir una media geométrica) con las mismas ponderaciones, ambas elevadas a la potencia φ, equivale a: ϕ t ⎛Mt ⎞ ⎛ M ϕt ⎞ ⎟ = ⎜ ϕ ⎟ = ∑ ω i eϕ d i ⎜ ⎜ Gt ⎟ ⎜ M t0 ⎟ i ⎠ ⎝ ⎠ ⎝ donde di es la llamada "desviación logarítmica" del índice elemental del bien i respecto a la media geométrica, es decir respecto al índice geométrico con las mismas ponderaciones: ⎛ pti ⎞ t d i = ln ⎜⎜ t ⎟⎟ - ln G ⎝ pi ⎠ Así la desviación logarítmica para un determinado bien es la diferencia entre el logaritmo de su índice elemental de precios, y el logaritmo de la media (geométrica) de esos índices elementales, que es el índice geométrico de precios para el período. Esto permite definir la "varianza logarítmica" (o varianza de las desviaciones logarítmicas) de los precios, como media ponderada de esas desviaciones logarítmicas elevadas al cuadrado, usando determinadas ponderaciones : σ 2d = ∑ ω i d i2 ϕ ϕ i Las desviaciones logarítmicas, y la varianza logarítmica, miden el grado en que se modifican los precios relativos en el intervalo analizado. Visto de otro modo, son indicadores de la dispersión de las variaciones de precios en torno a la variación promedio (entendida como media geométrica). También se puede definir en general σ ρ como la media de las desviaciones logarítmicas elevadas a la potencia ρ: σ dρ = ∑ ω i d iρ i La varianza logarítmica es el caso particular en que ρ=2. Tomemos ahora nuevamente el cociente de una media-momento de orden φ de los índices elementales, elevada al exponente φ, sobre el índice geométrico (media-momento de orden 0) elevado a la misma potencia φ. Este cociente, que fue expresado antes en forma exponencial, puede ser expresado también (Vartia 1978, p.277) en una expansión en serie: 42 4 3 2 ⎛ M ϕt ⎞ ⎟ = 1 + ϕ ∑ ω i d i2 + ϕ ∑ ω i d i3 + ϕ ∑ ω i d i4 + . . . ⎜ ⎜ Gt ⎟ 2! i 3! i 4! i ⎠ ⎝ Recordando las definiciones anteriores, podemos escribir equivalentemente: ϕ 3 2 4 ⎛ M ϕt ⎞ ⎟ = 1 + ϕ σ 2d + ϕ σ 3d + ϕ σ 4d + . . . ⎜ ⎜ Gt ⎟ 2! 3! 4! ⎠ ⎝ Los sucesivos términos de la serie van divididos por los factoriales 2!, 3!, 4!, 5!, 6!, etc., es decir por 2, 6, 24, 120, 720, etc., por lo cual rápidamente se tornan no significativos. Los primeros términos de la serie son una buena aproximación, porque la serie es convergente para todos los valores de los índices y para todos los valores de φ. Dado que el segundo término es el que domina la serie, se ve claramente que el cociente de una media-momento de orden φ sobre la media geométrica elevada a la misma potencia φ será siempre mayor que 1, y que será tanto mayor cuanto más grande sea la varianza logarítmica de los índices elementales de precios, es decir, cuanto más fuertemente hayan variado los precios relativos. Recordando que las medias aritmética, geométrica y armónica corresponden a las mediasmomento de orden φ=1, φ=0 y φ=-1 respectivamente, se comprueba que la media aritmética y la media armónica difieren de la geométrica por una expresión en serie, también convergente, y cuyos primeros términos son (en forma logarítmica) los siguientes: 1 2 1 3 1 4 1 5 ln (M ϕt =1 ) − ln Gt = σd+ σd+ σd+ σd +. . . 2 6 24 120 ϕ ln (M ϕt =−1 ) − ln Gt = - 1 1 1 1 5 σ d2 + σ 3d - σ 4d + σd -. . . 2 6 24 120 La primera diferencia (media aritmética menos media geométrica) es positiva, y la segunda (armónica menos geométrica) negativa, ya que el primer término (por su magnitud) determina el signo. Esto corresponde al hecho conocido que la media aritmética (φ = 1) es mayor que la geométrica (φ = 0), y a que la media armónica (φ = -1) es la menor de las tres. Además se hace evidente que la diferencia entre sus logaritmos es del orden de la mitad de la varianza logarítmica, ya que el primer término de la serie, que es el más importante en términos cuantitativos, equivale a la varianza logarítmica dividida por 2. Así el logaritmo de un índice aritmético y de un índice armónico se encuentran situados por encima y por debajo del logaritmo del índice geométrico, y a distancias similares. Si el segundo término es positivo, la distancia correspondiente a la media aritmética será algo mayor que la correspondiente a la media armónica, y si es negativo ocurrirá lo contrario, pero esas son diferencias secundarias: el segundo término y los subsiguientes introducen sólo variaciones menores; el primer término es el de mayor magnitud. La mitad de la varianza logarítmica constituye el "quantum" básico de diferencia entre los logaritmos de los índices aritméticos, geométricos y armónicos basados en determinadas ponderaciones; constituye una "unidad de diferencia", aunque sólo es una magnitud aproximada: la diferencia nunca coincide exactamente con ese "quantum", ya que los restantes términos de la serie introducen siempre algún margen de variación. Hay índices cuyos logaritmos difieren entre sí en aproximadamente "un quantum" o "dos quanta", lo cual corresponde a la noción intuitiva de Fisher de que algunos índices tienen "sesgo simple" y otros "sesgo doble". La constatación empírica de Fisher sobre el "sesgo derivado del tipo de índice" en43 cuentra así una base teórica de carácter general. 28 Basado en los resultados de su ejemplo numérico, Fisher sostenía que los índices de Paasche y Laspeyres coincidían entre sí y no tenían sesgo; que los geométricos mostraban "un sesgo simple" y que los índices HL y PL tenían un "sesgo doble", ya que estaban aproximadamente "al doble de distancia". Vartia da a ese concepto intuitivo un contenido teórico mucho más rico al determinar la magnitud aproximada de las diferencias entre esos índices, la causa de su mayor o menor amplitud, y los casos en que uno u otro índice resulta "sin sesgo", con "sesgo simple" o con sesgo doble". La diferencia entre los índices será tanto más amplia cuanto más grande sea la varianza logarítmica de los índices elementales (es decir, cuánto más se haya modificado la estructura inicial de precios relativos, en el caso de índices de precios, o la de cantidades relativas, cuando se trata de índices de cantidad). El análisis de Vartia (1978) muestra que el particular ordenamiento encontrado por Fisher entre los diferentes índices ("caso 1") es un caso especial, que depende de la forma particular en que hayan variado los precios, las cantidades y las proporciones de gasto entre la fecha inicial y la fecha final (la variación de las proporciones del gasto es estudiada por Vartia bajo la forma, levemente distinta, de variaciones relativas del gasto, las cuales miden si el gasto en un artículo aumentó en mayor o menor proporción que el gasto total). La variación de precios relativos, gastos relativos y cantidades relativas, que es esencial en este contexto, es estudiada por Vartia en términos de sus desviaciones logarítmicas, que en el caso de los precios pueden también verse como índices (logarítmicos) de precios relativos. El índice de precio relativo de un determinado bien puede definirse como el índice elemental del precio de ese bien, dividido por el índice global de precios. Su logaritmo π es la desviación logarítmica de ese precio respecto al índice global de precios: ⎛ pti ⎞ ⎛ pti / p0i ⎞ t ⎜ 0 ⎟ - ln T pt ⎟ ⎜ = = ln ln πi t ⎜ p ⎟ ⎟ ⎜ Tp ⎝ i ⎠ ⎠ ⎝ donde Tp es el índice de precios deTörnqvist o de Vartia-Sato. 29 Asimismo se definen las desviaciones logarítmicas de las cantidades consumidas y del valor gastado en cada bien, que expresan la variación relativa de las cantidades y del gasto: ⎛ qti ⎞ t κ i = ln ⎜⎜ 0 ⎟⎟ - ln T qt ⎝ qi ⎠ ⎛ gt ⎞ ν it = ln ⎜⎜ 0i ⎟⎟ - ln T ⎝ gi ⎠ donde Tq es el índice Törnqvist o Vartia-Sato de cantidades, y Tg es el cociente del gasto final sobre el gasto inicial. De este modo se mide para cada bien, la variación relativa del pre28 t g Estas diferencias entre índices aritméticos, geométricos y armónicos, todos basados en las mismas ponderaciones, corresponden a lo que Fisher llamaba "sesgo del tipo de índice" o type bias (Fisher 1922, pp.83-91), por oposición a la diferencia entre índices antitéticos, uno basado en ponderaciones iniciales y el otro en ponderaciones finales (por ejemplo entre el índice de Laspeyres y el de Paasche), que corresponde a lo que Fisher llamaba "sesgo de la ponderación" (weight bias). En el análisis del type bias se comparan índices basados en las mismas ponderaciones, y la varianza logarítmica se basa también en ellas. 29 El análisis de Vartia sobre las diferencias entre índices requiere que el índice utilizado sea de tipo geométrico y cumpla en forma exacta o muy aproximada con el criterio de reversión de factores. Vartia (1978, pp.284285) recurre a veces como aproximación el índice de Törnqvist, que cumple ese criterio en forma aproximada, pero usa preferentemente el índice de Vartia-Sato, es decir el índice II de Vartia (1976a y 1976b), que lo cumple en forma exacta. Sus conclusiones son válidades en ambos casos. 44 cio, de la cantidad consumida y del gasto total en ese bien, respecto a la variación global de precios, cantidades y gasto respectivamente. Nótese que la desviación logarítmica del índice de gasto de cada uno de los bienes, respecto al índice de variación global del gasto, está muy relacionada con la variación de las proporciones de gasto (Vartia 1978, p.284): ω ti - ω 0i t = νi μi donde las i son las medias logarítmicas de las ponderaciones iniciales y finales de cada bien en el gasto total, y que ya han sido definidas al introducir el índice de Vartia-Sato (la relación también es válida en forma aproximada con las ponderaciones β del índice de Törnqvist). También se define la covarianza de cualquier par de índices relativos (π, , v) como la media ponderada de sus productos. Si se utilizan como ponderaciones las del índice de Vartia-Sato (εi), que son las medias logarítmicas i normalizadas (Vartia, 1978, p.285), las covarianzas se definen entonces por: cov ( π ,ν ) = ∑ ε i π iν i cov ( π , κ ) = ∑ ε i π i κ i i i Vartia (1978) desarrolla en función de estos conceptos su análisis "cuántico" de la diferencia entre pares de índices de diferentes "tríos", es decir su análisis de lo que Fisher llamó sesgo de ponderación (weight bias). La diferencia entre los índices geométricos GL y GP es por definición: ⎛ pt ⎞ ln GP − ln GL = ∑ ( ω ti - ω0i ) ln ⎜⎜ 0i ⎟⎟ i ⎝ pi ⎠ t 0 Recordando la equivalencia de ( − ) = v establecida más arriba, se obtiene: ⎛ pt ⎞ ln GP − ln GL = ∑ μ iν i ln ⎜⎜ 0i ⎟⎟ i ⎝ pi ⎠ Esto, a su vez, Vartia muestra que es equivalente a: ⎛ ⎞ ln GP − ln GL = ⎜⎜ ∑ μ i ⎟⎟ cov ( π ν ) ⎝ i ⎠ donde las i son las medias logarítmicas (sin normalizar) de las ponderaciones iniciales y finales, y la covarianza utiliza las ponderaciones εi de Vartia-Sato. La suma de las medias logarítmicas i, como vimos al introducir el índice de Vartia-Sato, es levemente inferior a 1, por lo cual se las normaliza dividiéndolas por su suma para convertirlas en las normalizadas εi, pero para cambios de ponderaciones no demasiado pronunciados la suma de las i es casi idéntica a 1. Por consiguiente (Vartia 1978, p.285) la diferencia logarítmica entre los índices geométricos se aproxima con bastante precisión mediante la expresión siguiente: ln GP − ln GL ≈ cov ( π ,ν ) La diferencia prácticamente se anula si la covarianza es cero. Los dos índices geométricos serán aproximadamente iguales entre sí cuando los precios relativos hayan variado independientemente de la variación relativa de los gastos (o lo que es equivalente, si las proporciones del gasto han variado en forma independiente del cambio en los precios relativos). Esto puede suceder si las proporciones permanecen constantes, pero también si varían de mane45 ra aleatoria, pues basta que lo hagan en forma no correlacionada estrechamente con las variaciones de precios de los diferentes bienes. 30 Una sola comparación entre índices de diferentes tríos (por ejemplo entre GL y GP) es suficiente para determinar la posición relativa de los dos tríos, ya que la varianza logarítmica determina la separación entre índices del mismo trío. Sin embargo es instructivo analizar también la diferencia entre los índices de Paasche y de Laspeyres, para la cual Vartia (1978, pp.289-290) llega a la siguiente expresión aproximada: ln P − ln L ≈ cov ( π , κ ) En este caso la diferencia depende de la correlación de precios y cantidades. Si no hay covariación significativa entre la variación relativa de precios y la variación relativa de cantidades, entonces P y L serán aproximadamente iguales entre sí (éste es el "caso 1" que corresponde al tenedor de cinco dientes de Fisher). En cambio, si precios y cantidades varían de manera correlacionada, ya sea con correlación directa o inversa, los índices de Paasche y Laspeyres diferirán entre sí en función de la fuerza de esa correlación. La covariación de precios relativos y gastos relativos, o de precios relativos y cantidades relativas en su caso, determina la magnitud de la diferencia entre los índices de una misma "pareja" antitética (por ejemplo entre L y P, o bien entre GL y GP). Esto vincula entre sí los índices "iniciales"con los "finales", y suministra una teoría general del que Fisher llamaba "sesgo de ponderación" (weight bias). En particular, si las cantidades están fijas o varían sin relación alguna con los precios, habrá una elevada covariación entre precios y gastos relativos; los artículos que más se hayan encarecido requerirán en promedio una mayor proporción del gasto total. En esta situación al mismo tiempo existiría una covariación nula o muy baja entre precios y cantidades consumidas. Si se da esa situación, es obvio que el índice Paasche y el Laspeyres tendrían valores similares. Dado que P, siendo una media armónica, es el más bajo de los índices con ponderación final, y L (media aritmética) es el que tiene valor más alto entre los índices con ponderación inicial, en ese caso se da la situación de Fisher, que hemos llamado "caso 1": HL<GL<L ≈ P<GP<PL. Los dos índices "centrales" (en este caso L y P) tendrán valores similares, pero no necesariamente iguales. Es evidente que si los consumidores han seguido un comportamiento de "canasta rígida", con muy poca sustitución en función de las variaciones de los precios relativos, se daría esta situación del "caso 1". De hecho, Vartia (1978, p.293) prueba rigurosamente que esta situación es la que se daría con un consumidor que obedezca una función de utilidad CES cuya elasticidad de sustitución fuese cero, pero las relaciones establecidas por Vartia se cumplirían también si las cantidades cambian de manera aleatoria. El siguiente diagrama ilustra otro de los casos po30 Cuando se adopta como índice del costo de vida un índice Laspeyres, Paasche o Fisher se supone implícitamente que las cantidades son constantes en el tiempo, de modo que para explicar las diferencias observables entre las cantidades iniciales y finales hay que suponer que las cantidades observadas fueron generadas por una variable aleatoria qi = i + ξi, donde i es la verdadera cantidad (constante) del bien i que es consumida, y ξi es un error aleatorio. Del mismo modo, al usar un índice geométrico (inicial, final o ideal) se supone que las proporciones de gasto (y no las cantidades) son constantes, de modo que las proporciones observadas deben interpretarse como casos empíricos de una variable aleatoria wi = i + ξi. Un promedio de las cantidades o proporciones iniciales con las finales, como los que se usan en los indices ideales, sería un estimador de esa variable aleatoria de la cual se tienen dos observaciones (una en la fecha inicial y otra en la fecha final). Para adoptar un índice tipo Laspeyres como índice del costo de vida, se debe suponer que la observación inicial es fidedigna, mientras la segunda está afectada por un error de observación (lo inverso con un índice tipo Paasche). 46 sibles ( "caso 2"). En esta figura como en la del "caso 1" y en figuras similares subsiguientes los índices "iniciales" aparecen separados entre sí aproximadamente por la misma brecha que separa a los índices "finales", pues por simplicidad se ha supuesto que la varianza logarítmica es aproximadamente la misma si se la calcula con las ponderaciones iniciales o con las finales. En realidad, no es estrictamente así. La varianza basada en las ponderaciones iniciales (que define la diferencia entre L, GL y HL) normalmente no será exactamente igual a la que se basa en las ponderaciones finales y que define la distancia entre P, GP y PL. Ahora bien, esto no afecta sustancialmente la argumentación, ya que se trata de un quantum aproximado, y por otra parte la diferencia usualmente no es grande. Vartia explícitamente supone que ambas varianzas son aproximadamente iguales (1978, p.279). Para algunos de sus análisis (p.289-291) Vartia define la varianza logarítmica con las ponderaciones del índice de Törnqvist, intermedias entre las iniciales y las finales. El caso 2 corresponde al caso en que no existe correlación significativa entre variación de precios y variación del gasto, es decir si las proporciones de gasto de los diferentes bienes permanecen aproximadamente constantes o varían de manera aleatoria. En ese caso son los dos índices geométricos los que resultan aproximadamente iguales entre sí: GL . GP. Dado que los índices aritméticos son mayores que los geométricos, y los armónicos menores, los seis índices se ordenarían en forma "intercalada", en un "tenedor de tres dientes", con los dos índices aritméticos (PL y L) en el rango de valores más altos, los geométricos en valores intermedios, y los armónicos P y HL con los valores más bajos, y donde los "dientes"están separados aproximadamente por la mitad de la varianza logarítmica. Vartia muestra que esta situación es la que se daría si los consumidores obedecen una función de utilidad CES con elasticidad de sustitución igual a uno (aunque también puede corresponder a comportamientos de los consumidores racionalizados con otras funciones de utilidad). Dado que los índices geométricos coinciden de cerca con los ideales, para medir en forma aproximada la evolución del costo de vida con un índice basado en las ponderaciones iniciales se debería escoger GL.Otro caso posible que, como muestra Vartia, corresponde a funciones con alta sustituibilidad, por ejemplo una función CES con elasticidad de sustitución igual a 2, es el que resulta en un ordenamiento como el que sigue (caso 3). 47 Aquí hay nuevamente cinco "dientes" en el tenedor, es decir cinco niveles netamente diferenciados, pero esta vez con HL y PL en la zona central. En el "caso 3" los índices menos sesgados son el armónico y el de Palgrave. Su media geométrica H estaría muy cerca de los índices ideales. Esta situación aparece sólo si existe una fuerte covariación negativa entre las variaciones relativas de los precios y de los gastos, de modo que al aumentar el precio relativo de un artículo el gasto relativo en ese artículo tiende a contraerse. En este caso, los índices HL y PL son los menos sesgados, a pesar que el propio Fisher (1922, p.363) descarta esos índices porque en su ejemplo numérico eran los más sesgados. En los casos 1 al 3 siempre hay un par de índices antitéticos que coinciden muy cercanamente entre si y con los índices ideales. Sin embargo, ello no es necesariamente así. Se pueden dar casos en los cuales ningún par de índices coincide de esa forma. Los índices ideales se encuentran entre los dos índices más centrales. El siguiente diagrama (caso 4) muestra una de esas situaciones. La situación es parecida al caso 3, pero los índices más "centrales" (PL y HL) no coinciden entre sí. Si aquí se deseara aproximar el índice del costo de vida mediante índices con ponderaciones iniciales, se podría usar HL, rebajado en la mitad de la diferencia logarítmica que lo separa de GL. Sería Ln(ICV).Ln(HL)-0.5Ln (GL/HL), que se podría expresar en forma equivalente como: Ln(ICV) ≈ 1.5 Ln(HL) - 0.5 Ln(GL). 48 De modo similar puede darse el caso 5 o 6, de los diagramas que siguen, de nuevo con el par central no coincidente. 31 En la situación siguiente (caso 5) el ICV podría aproximarse sumando al logaritmo de L la mitad de su diferencia con el de GL, es decir que se obtendría: Ln(ICV) ≈ Ln (L) + 0.5 Ln (L / GL), o lo que es equivalente: Ln(ICV) ≈ 1.5Ln(L)- 0.5 Ln(GL). Si esta conducta de los consumidores se representara con una función CES, ella debería tener elasticidad de sustitución negativa (aumenta el consumo de aquellos bienes que se encarecen más). Esto requiere covariación positiva entre las variaciones relativas de precios y cantidades. Si el ingreso real se mantiene constante, o su efecto es compensado, esta conducta es poco probable que aparezca empíricamente. Nótese que en este caso el índice de Laspeyres es inferior al índice de Paasche. Dado que el verdadero índice del costo de vida, y los índices ideales que son exactos o superlativos y que lo miden insesgadamente, están entre uno y otro, es evidente que en este caso el índice de Laspeyres es el límite inferior, y el de Paasche el límite superior, del intervalo dentro del cual está el verdadero ICV. 32 31 En estos ejemplos (casos 4, 5 y 6), por simplicidad, se ha tomado la media simple de la diferencia, pero si los valores numéricos lo aconsejaran se podría tomar una combinación lineal cualquiera (ponderada) de los índices, a fin de obtener un valor situado no ya en el punto medio sino más cerca de uno u otro de los índices involucrados en el cálculo. De todas maneras, una media simple puede ser en la mayor parte de los casos una aproximación adecuada. La forma general de la aproximación del ICV mediante índices "iniciales" es una combinación lineal de los tres, como la que sigue: ln ICV ≈ a ln ( L ) + b ln ( GL ) + c ln ( HL ) donde uno o dos de los coeficientes es cero. En el caso 1 sería a=1, b=0 y c=0. En el caso 4 sería a = 0, b=-0.5 y c=1.5. Los otros casos corresponden a otros valores de los coeficientes, y se puede dar a éstos un valor cualquiera que sea sugerido por la posición relativa de sus logaritmos, a fin de lograr una mejor aproximación. 32 Esto puede parecer sorprendente, pues diversos autores han demostrado que si los gustos y preferencias son constantes, si los consumidores se comportan de manera consistente con la teoría de la demanda, y si el efecto ingreso es nulo o compensado, el índice Laspeyres es la cota superior del verdadero índice del costo de vida, y el de Paasche la cota inferior. Esto implica L>P. Sin embargo, algebraicamente puede darse la situación contraria, cuya interpretación económica sería que no se han cumplido esos requisitos; por ejemplo, puede haber habido un cambio en los gustos y preferencias, desplazando el consumo en favor de bienes que se encarecieron, o la comparación puede basarse en poblaciones con ingresos reales muy diferentes al inicio y al fin del período considerado. Sobre las cotas de los índices del costo de vida y las condiciones para que se cumpla L>P véase por ejemplo Pollak (1971). 49 En la situación del caso 6, por último, los índices de ambos tríos aparecen intercalados, como en el caso 2, pero sin que ninguno de los pares de índices antitéticos arroje valores coincidentes. En este caso particular, un promedio de L y GL podría servir como ICV aproximado, pues cerca de ese promedio están los índices ideales: Ln (ICV) ≈ 0.5 Ln (L) + 0.5 Ln (GL). Así se ve que el ordenamiento de los índices permite siempre escoger uno de ellos (o una combinación lineal de dos de ellos) como aproximación de los índices ideales, los cuales a su vez son índices exactos o superlativos del costo de vida para diversas funciones de utilidad. Este método de Vartia, por lo tanto, permite determinar índices aproximados del costo de vida, que son en realidad índices estadísticos ordinarios, con las ponderaciones del período base (o sea del inicial), aun sin especificar ni estimar cuantitativamente la función de utilidad. El análisis de Vartia es básicamente matemático, no económico. Las diferencias en los valores de los índices cumplen siempre las fórmulas de Vartia, que dependen de las covariaciones de precios, gastos y cantidades, aun cuando los consumidores no obedezcan la teoría de la demanda. Pero se puede incorporar en el análisis la perspectiva de la teoría económica, para explicar precisamente esas covariaciones. Ya hemos apuntado que Vartia demuestra la correspondencia de los casos 1, 2 y 3 con funciones CES con elasticidades iguales a 0, 1 y 2 respectivamente. Vartia, en efecto, destaca que las medias-momento de orden φ aplicadas a variaciones de precios, con ponderaciones que correspondan a las proporciones iniciales del gasto, son los índices económicos de precios correspondientes a funciones CES generalizadas tal como las define Lloyd (1975), con elasticidad de sustitución igual a η =1-φ. Así, el índice de Laspeyres (media-momento de orden φ=1) es el índice económico de precios (es decir el verdadero índice del costo de vida) para consumidores que sigan una función CES con elasticidad η=0. El índice geométrico GL (media momento de orden φ=0) lo es para una CES con η=1, y el índice armónico HL, media momento de orden φ=-1, para una CES con η =2 (véase Vartia, 1978, p.292-293). El índice de Vartia-Sato es exacto para todas las funciones CES (Sato, 1976), de modo que si la función de utilidad es una CES, aquel índice con ponderaciones iniciales que mejor coincida con el de VartiaSato sería una buena aproximación del verdadero índice del costo de vida, y constituiría un indicador del valor de la elasticidad de sustitución en la función CES. Vartia también demuestra que L, GL y HL son índices del costo de vida exactos para las funciones cuadráticas de costo unitario propuestas por Diewert (1976), de orden 0, 1 y 2 respectivamente. La función de costo unitario de Diewert, de orden r, simbolizada con cr(p), se define por: 50 cr (p) = r ∑ ∑a i ij pir prj j donde r es la elasticidad de sustitución, los coeficientes aij son ponderaciones, y las sumas operan sobre todos los pares de bienes (i, j). Diewert muestra que el índice económico de precios o índice exacto del costo de vida (Pr) que corresponde a cr(p) es la media geométrica de dos índices basados en ponderaciones iniciales y finales. Cuando r=0, el índice Pr es el de Fisher, cuando r=1 es el de Törnqvist; cuando r=2 el índice Pr es H, la media geométrica de HL y PL. Este índice Pr es siempre muy cercano al de Törnqvist para todos los valores de r y coincide con el de Törnqvist si r=1; por lo tanto está siempre en el "diente central" del tenedor de Fisher. Diewert basa su análisis en una conducta maximizante de los consumidores siguiendo funciones de utilidad neoclásicas, pero Vartia prueba que Pr coincide con los índices ideales como el de Törnqvist por motivos algebraicos, independientemente de todo supuesto sobre la conducta de los consumidores. De hecho, Vartia y Diewert han probado que todos los índices superlativos necesariamente arrojan valores muy parecidos entre sí, al menos en situaciones "normales" donde los cambios de precios no hayan sido demasiado grandes. En el presente trabajo se comprueba esa misma proposición para el caso argentino aun para períodos donde hubo megainflación e hiperinflación. Esto confirma que los índices ideales son intercambiables, y por lo tanto que pueden ser usados como índices superlativos del costo de vida para casi cualquier función de utilidad concebible. Es correcto, por tanto, medir el sesgo de otros índices por comparación con esos índices ideales. La selección de un índice aproximado del costo de vida El procedimiento general para determinar un índice aproximado del costo de vida, entonces, sería el siguiente. Se busca un período para el cual se conozcan ponderaciones iniciales y finales, y se calcula toda la batería de índices. El índice "inicial" que arroje valores más cercanos a los de su índice "opuesto" y se encuentre más cerca de los índices ideales se considerará como buena aproximación del índice del costo de vida en el período analizado (es decir la comparación del año base con el año o período final), y por extensión puede ser interpolado o extrapolado para otros períodos cercanos. Obviamente esto último involucra un riesgo, como cualquier interpolación o extrapolación: los resultados de un período podrían no aplicarse a otro; si en vez de tomar el intervalo (0,t) se tomara (0,t+k) o (0, t-k), quizá los resultados fueran distintos. Sin embargo, este riesgo puede minimizarse si la estructura de precios relativos de ambas encuestas no corresponde a algún breve momento posiblemente transitorio sino que es el promedio de todo un año, y si durante ese año los precios relativos no han cambiado fuertemente. En el caso argentino, afortunadamente, las encuestas de gastos de 1960, 1970-71 y 1985-86 tienen esas características. Cuando P y L tienen valores similares, el índice "inicial" apropiado es el de Laspeyres (caso 1), la elasticidad de sustitución (en una función CES que racionalice la conducta de los consumidores) es cero, hay poca o ninguna covariación entre variaciones relativas de precios y cantidades, y hay covariación directa entre las de precios y las de gastos. La siguiente tabla ilustra estas características en los casos 1 al 3. 51 Elasticidad CES cov (πv) cov (πκ) Caso 1 L≈P 0 >0 ≈0 Caso 2 GL ≈ GP 1 ≈0 <0 Caso 3 HL ≈ PL 2 <0 <0 Los otros casos pueden ser también caracterizados en esta forma. En el caso 4 la elasticidad de la función CES sería mayor que 2, y las dos covarianzas serían negativas. En el caso 5 la elasticidad sería negativa, y las dos covarianzas positivas. En el caso 6 la elasticidad estaría entre 0 y 1, cov(πv) sería levemente positiva y cov(π ) levemente negativa. Diferencias entre índices ideales Los índices ideales, como ya se ha mencionado, arrojan valores similares: siendo promedios de índices "opuestos", se encuentran siempre en el "diente central" de Fisher. Pero sus valores nunca coinciden exactamente. Vartia (1978, pp.291-292) demuestra que sus diferencias son usualmente pequeñas. Por ejemplo, la diferencia entre los índices de Fisher y de Törnqvist puede ser aproximada por los primeros términos de una serie convergente: 1 1 ln F − ln T ≈ − cov ( π 2 v ) + σ 3p 4 6 Por su parte, la diferencia entre el índice de Törnqvist y el índice H (la media geométrica de HL y PL) obedece a la misma aproximación pero con el primer término positivo: 1 1 ln H − ln T ≈ cov ( π 2 v) + σ 3p 6 4 Estas diferencias son en general extremadamente pequeñas. Incluso H, la media de dos índices usualmente muy sesgados, termina arrojando un valor muy cercano a F y a T. En ambos casos, la diferencia depende de la covariación entre las variaciones de precios relativos (elevadas al cuadrado) y de los gastos relativos, y en menor medida de la media de las desviaciones logarítmicas de precios elevadas al cubo. Los valores numéricos absolutos de estas covarianzas son usualmente muy pequeños. Así se ve que los índices de Fisher y de Törnqvist son buenas aproximaciones cuadráticas uno del otro, y lo mismo el índice H. No hay una tendencia definida para su ordenamiento relativo pero los tres arrojarán valores muy similares entre sí. Lo mismo cabe decir del índice de Vartia-Sato, que (si las ponderaciones no han variado muy agudamente) difiere levemente del índice de Törnqvist. 33 Este razonamiento confirma que en la mayoría de las situaciones empíricas los índices ideales, que son exactos o superlativos para diferentes funciones de utilidad (con elasticidad constante o variable, con preferencias homotéticas o no) estarán en el "diente central", y muy cerca uno del otro. Todos ellos usualmente dan estimaciones similares de la variación del costo de vida en un período cualquiera, independientemente de la función de utilidad y de que los consumidores cumplan o no con los supuestos de la teoría de la demanda, modifiquen sus gustos y preferencias, o hayan cambiado su ingreso real entre el inicio y el fin del período. Estos resultados ratifican la robustez del procedimiento general consistente en medir el sesgo de 33 El índice Törnqvist de precios, multiplicado por el de cantidades, difiere sólo muy levemente del índice del gasto total, que es igual al índice Vartia-Sato de precios multiplicado por el de cantidades. Para cambios moderados en las proporciones del gasto, esto implica que los dos índices de precios difieren muy ligeramente entre sí. Véase los desarrollos algebraicos de Theil (1973) y Sato (1976). 52 sustitución respecto a los índices ideales, considerados como proxies del verdadero índice del costo de vida. Si todos los índices ideales arrojan resultados muy similares, y cada uno de ellos es exacto o superlativo para varias funciones de utilidad frecuentemente utilizadas, la especificación y estimación de la función de utilidad deja de ser un requisito para estimar el índice del costo de vida. Elasticidad de sustitución e índices del costo de vida Cuando los consumidores siguen una función CES con elasticidades de 0, 1 o 2, los índices de Laspeyres, geométrico o armónico son (respectivamente) índices exactos de su costo de vida, pero la inversa no es necesariamente cierta: otras funciones de utilidad podrían igualmente coincidir con los datos. Para otros tipos de análisis podría ser necesario especificar una función en la que no todas las elasticidades de sustitución sean iguales (por ejemplo, para estimar la demanda de determinados bienes, cuya elasticidad específica puede ser superior o inferior al promedio). Pero para encontrar un índice aproximado del costo de vida, la conducta de los consumidores se considera "racionalizable" con una función CES si se cumplen las condiciones de Vartia sobre posición relativa de los índices. La mayor parte de los estudios empíricos en diferentes países y períodos, con diferentes supuestos sobre la conducta del consumidor, han encontrado elasticidades de sustitución con valores concentrados entre 0.3 y 1.5. Sólo algunos bienes con demanda muy rígida (como la sal) tienen elasticidades de sustitución cercanas al cero, y sólo para bienes muy sustituibles las elasticidades de sustitución son mayores que 2. Esto significa que las funciones CES con elasticidades de 0 y de 2 representan ordenamientos de preferencias más bien extremos, mientras que las elasticidades unitarias representan una opción intermedia, cercana al promedio efectivo de las elasticidades. Por eso es esperable que en muchas situaciones concretas la conducta de los consumidores (y la evolución de su costo de vida) sea mejor representada por índices geométricos que por un índice de Laspeyres o un índice armónico. Nótese también que para la mayoría de los bienes, cuya participación en el gasto es pequeña, la elasticidad de sustitución está muy cerca de la elasticidad-precio de la demanda. En efecto, la elasticidad de sustitución de un bien (o grupo de bienes) está relacionada con las otras elasticidades mediante la ecuación de Slutsky: E = α n + (1-ω) s donde E es la elasticidad-precio, n es la elasticidad-ingreso, s es la elasticidad de sustitución, y ω representa la participación del bien en el gasto total. Cuando ω es pequeña, la elasticidad de sustitución tiene un valor cercano al de la elasticidad-precio. El análisis "cuántico" de Vartia permite así escoger un índice estadístico ordinario (con las ponderaciones iniciales), o en ocasiones una combinación de dos de ellos, como un adecuado estimador del verdadero índice del costo de vida, aun cuando no se conozca, y ni siquiera se haya especificado, la función de utilidad de los consumidores, y de hecho sin suponer siquiera que los consumidores se comportan en forma consistente con la teoría de la demanda. En una sección ulterior de este trabajo aplicaremos el enfoque de Vartia en el caso argentino para el período 1960-1995. Como resultado se tendrá una medición alternativa y menos sesgada del costo de vida, en lugar del índice convencional de precios al consumidor. Esa medida alternativa, a su vez, podrá ser usada para ajustar estimaciones que aplican el IPC sobre períodos largos, como los índices de salario real y las series vinculadas al tipo de cambio real. 53 II. EL ÍNDICE DE PRECIOS AL CONSUMIDOR EN LA ARGENTINA Características generales El INDEC (Instituto Nacional de Estadística y Censos) o sus instituciones antecesoras vienen elaborando índices de precios al consumidor desde 1933 (hay otros índices similares disponibles desde principios de siglo). El índice se calcula sobre un número bastante grande de bienes y servicios, organizados en grandes capítulos, subdivididos a su vez en grupos, subgrupos, variedades y (en algunos casos) subvariedades. 34 Los capítulos de la base 1988 son los siguientes: 1. Alimentos y bebidas 2. Indumentaria y calzado 3. Vivienda 4. Equipamiento y funcionamiento del hogar 5. Salud 6. Transporte y comunicaciones 7. Esparcimiento 8. Educación 9. Bienes y servicios varios (tabaco, cuidado personal y otros) Cada uno de estos capítulos se subdivide en grupos. Por ejemplo, "Alimentos y bebidas" en la base 1988 incluye los siguientes grupos. Cereales y derivados Infusiones Carnes Condimentos Aceites y grasas Alimentos semipreparados Leche, productos lácteos y huevos Alimentos preparados listos para consumir Frutas Bebidas no alcohólicas Verduras, tubérculos y legumbres Bebidas alcohólicas Azúcar, dulces y cacao Alimentos consumidos fuera del hogar Dichos grupos se dividen en subgrupos. Por ejemplo, el grupo "Cereales y derivados" de la misma base vigente desde 1988 comprende los siguientes subgrupos: Pan fresco Pan envasado Facturas Galletitas dulces Galletitas saladas Productos de pastelería Arroz Harina de trigo Otras harinas Fideos secos Pastas frescas Masas precocidas y tapas Cada uno de estos subgrupos comprende distintas variedades, es decir artículos concretos con determinadas especificaciones. Por ejemplo "Pastas frescas" comprende ravioles, tortelettis, canelones y fideos frescos, con especificaciones determinadas para cada una de esas variedades (tipo, tamaño, envase, características, etc.), las cuales indican para qué forma concreta del producto se debe averiguar el precio. Estas especificaciones pueden ser más o menos amplias. Así, la variedad "ravioles" podría ser observada únicamente a través del precio de los ravioles de verdura, tomados como "representantes" del conjunto, o podría 34 Los Cuadros A.1, A.2 y A.3 del Apéndice Estadístico reproducen el listado y ponderaciones de los rubros incluidos en los índices oficiales de precios al consumidor de la Argentina, correspondientes respectivamente a las series basadas en 1960, 1974 y 1988. 54 permitirse la promediación de varios tipos de ravioles para obtener el precio de esa variedad. Para cada rubro se definen especificaciones que determinan las características concretas del producto cuyo precio se va a medir. En muchos casos se estipulan características fijas. En algunos se establece un rango de calidades admisibles, sobre todo cuando en el mercado existen productos muy diferentes cuya amplia dispersión de características y de precios podría introducir mucho error estadístico en el índice. En esos casos la medición se restringe al rango de calidades más difundidas (por ejemplo, el rubro "Vestidos de mujer" podría dejar de lado a priori los modelos exclusivos de colección, limitándose a los modelos "prêt à porter" que se encuentran usualmente en las tiendas). Normalmente, la "variedad" es la desagregación elemental que define directamente los rubros (bienes o servicios) cuyos precios se van a medir. Sin embargo algunas variedades reconocen variantes o subvariedades, y son consideradas por ello como una "minicanasta". Por ejemplo, el subgrupo "Medicamentos" comprende diversas variedades ("Antibióticos", "Analgésicos", "Psicofármacos", etc.), cada una de las cuales no es un artículo único sino una minicanasta compuesta por una serie de variantes, que son productos medicinales concretos, de diferentes marcas, todos ellos del mismo tipo, que se encuentran disponibles en el mercado. Del mismo modo la variedad "artefactos sanitarios" es una minicanasta que contiene inodoro, lavatorio, bidet, etc. La variedad "Diarios" es una minicanasta que incluye diferentes diarios de Buenos Aires. En algunos casos, la lista de productos comerciales concretos que integran la minicanasta puede alterarse de cuando en cuando al aparecer o desaparecer del mercado determinados productos específicos. El índice de una variedad que sea una minicanasta se construye agregando (es decir promediando) las variaciones de precios de los distintos bienes específicos que componen la minicanasta. Cada uno de estos "artículos elementales" (variedades o subvariedades) es observado en una muestra de lugares de compra (tiendas, negocios, empresas, etc.). Cada negocio es visitado una o dos veces por mes, y esas visitas se escalonan a lo largo de todo el mes, de modo que los datos sean representativos de los precios vigentes en todo el período. En cada negocio visitado se determina cuál es la marca o tipo de producto más vendida (dentro de las especificaciones adoptadas), y de ese modo se terminan observando diferentes tipos concretos de producto (por ejemplo, cierta clase de chorizos en una carnicería, y otros chorizos en otra carnicería, no exactamente iguales a los primeros, o bien pantalones vaqueros de diferentes marcas, o diferentes modelos de televisor a color de 20 pulgadas). En el caso de los alimentos, los artículos de limpieza y otros productos de uso masivo, las diferencias de un negocio a otro (o de una marca a otra) serán generalmente de poca relevancia. En otros casos, como por ejemplo entre diferentes televisores o diferentes camisas de hombre, puede haber variaciones importantes entre las calidades y características de los productos en los distintos negocios visitados. Estas consideraciones llevaron a definir algunos rubros como variedades homogéneas y otros como variedades heterogéneas. El mismo producto puede ser comprado en diferentes tipos de lugares de compra (supermercados, ferias municipales, negocios pequeños, etc.), y dentro de cada uno de esos tipos, en diferentes establecimientos específicos (en el supermercado A, en el supermercado B, etc.). Si bien hay varios tipos de negocio para cada rubro, se consideró que en particular los supermercados deben ser diferenciados de todo el resto, y por ello se determinó cuáles artículos (en 1985-86) eran comprados predominantemente en supermercados, predominantemente en otros negocios, o con porcentajes significativos en ambos tipos de establecimientos. Estos últimos son observados en ambos tipos de negocio. Se obtiene un promedio 55 para cada uno de ellos (promedio de precios de un artículo en los negocios especializados, y promedio del precio de ese mismo rubro en los supermercados); luego esos dos promedios se promedian entre sí, usando como ponderación el porcentaje de compras en cada tipo de establecimiento según la encuesta de 1985-86. En cada negocio se averigua el precio de la marca o modelo "más vendido" dentro de las especificaciones adoptadas (en el caso de supermercados se averiguan las dos marcas más vendidas, a menos que el mercado del producto esté dominado por una sola marca). Para la obtención de la muestra de establecimientos, el área cubierta por la encuesta (Capital Federal y conurbano) fue dividida en zonas, y dentro de cada zona los establecimientos (cuya lista proviene de fuentes disponibles como el Censo Económico de 1984 y otras) fueron clasificados en varias categorías (supermercados, pequeños autoservicios, negocios en galerías, etc.) y cada categoría a su vez fue subdividida en varias subcategorías según sus características. La muestra fue autoponderada de acuerdo a la distribución de la población (no la distribución del gasto). A partir de ese marco se seleccionó una muestra de establecimientos, los cuales en principio se mantienen dentro de la muestra mes tras mes, aunque son reemplazados en caso de cierre por otros negocios del mismo tipo situados en la misma zona. También se los reemplaza cuando cambian de ramo comercial, o cuando dejan de vender una proporción importante de los artículos cuyos precios se desea recoger. Las observaciones se reparten a lo largo del mes para que de cada artículo haya observaciones desde el principio hasta el final del período, que sean por lo tanto representativas del precio promedio de ese mes. La muestra es representativa de la distribución de los hogares en 1985-86, sin tomar en cuenta cambios en los hábitos de compra o en la distribución geográfica de la población con posterioridad a ese período. Las diferentes observaciones de precios, realizadas en una muestra de negocios, no se ponderan por volumen de ventas, sino que se obtiene su promedio simple (suma de precios observados, dividido por el número de observaciones). Esto es así, dice al respecto el INDEC en su documentación metodológica, porque "en la práctica, no se dispone de información para determinar ponderaciones de cada uno de ellos en cada punto de venta específico. Por otra parte, aunque ello fuera posible, no existen buenos motivos para suponer una razonable constancia de las ponderaciones por producto y punto de venta que garantice alguna representatividad en un índice de base fija" (INDEC, 1993, p.51). En principio, pues, en una muestra de n observaciones, cada una de ellas recibirá una ponderación de 1/n. Sin embargo en la realidad cada una de las variantes o negocios probablemente participe en el mercado con un porcentaje superior o inferior a 1/n. Esto se compensa en parte porque los negocios son ponderados por el número de cajas registradoras que poseen, lo cual es un indicador grueso del volumen global de sus ventas, pero no necesariamente indican la importancia del negocio para cada rubro en particular. Esto probablemente distorsiona los promedios obtenidos. Por ejemplo, si en la muestra hubiera diez negocios con una sola caja cada uno, de los cuales hay uno que vende el 50% de las unidades compradas por los consumidores, los precios de ese negocio deberían pesar 50% en el promedio, pero en realidad se les da solamente un peso del 10%. El promedio registrado por el IPC corresponderá al promedio efectivo del mercado (suponiendo que haya diferencias de precio entre los negocios) sólo si todas las cajas registradoras venden igual cantidad de unidades del rubro considerado. En caso contrario, el promedio muestral estará sesgado en contra de los puntos de venta que más venden. Si esos puntos de venta resultan ser los más baratos (lo cual es muy probable), entonces el promedio muestral tenderá a 56 exagerar el precio promedio del rubro. Si esos puntos de venta resultan ser los que tienen menores aumentos de precio, o los que ofrecen más rebajas (lo cual también es probable), entonces el índice elemental de precios de ese rubro sobreestimará la verdadera inflación sufrida por ese rubro. Este problema será revisado más tarde, al analizar la posibilidad de tomar en cuenta la sustitución entre marcas, modelos y negocios. Algunos de los rubros del índice, por su naturaleza misma, no son observados en lugares de compra. Por ejemplo, el costo de los servicios públicos como la electricidad o el transporte tienen un precio uniforme. El precio se averigua en alguna fuente secundaria (tarifas oficiales de servicios públicos, etc.). Tampoco se visitan directamente los establecimientos hoteleros para gastos en turismo en distintos lugares del país, sino que se obtiene la información por teléfono o fax. También mediante operaciones especiales se obtienen los precios de cines, teatros, servicio doméstico, servicios profesionales y otros. En algunos casos se determina el precio por muestreos especiales; por ejemplo, una muestra de viviendas en alquiler suministra el valor promedio de los alquileres, y otra muestra de viviendas estima el costo del servicio de agua corriente, el cual no se puede obtener fácilmente a partir de las tarifas pues existen diferencias por zona y otros factores (véase INDEC 1993, pag.39). Las viviendas en alquiler son visitadas mensualmente por el INDEC, mientras en el caso del agua es la empresa prestadora del servicio quien informa mensualmente del costo de la provisión de agua para la muestra de usuarios seleccionada en acuerdo con el INDEC. En total, el índice de precios al consumidor del INDEC (Base 1988), que se basa en la encuesta de gastos e ingresos de los hogares realizada en 1985-86 en la Capital Federal y los 19 partidos que componen el Gran Buenos Aires, incluye 9 capítulos, 47 grupos, 134 subgrupos y 557 variedades que incluyen 654 artículos entre variedades y subvariedades, cuyos precios se recopilan en 6750 negocios diferentes y en otras fuentes como las que se mencionaron antes. En total se recogen mensualmente más de ciento treinta mil observaciones de precios. La base anterior (1974) tenía un número similar de componentes: 8 capítulos, 50 grupos, 70 subgrupos y 323 variedades con 672 variantes de producto. La base de 1960 no usaba la misma nomenclatura, pero tenía cinco "capítulos", divididos en 25 "grupos" y 40 "subgrupos" que comprendían 300 bienes y servicios concretos, equivalentes a lo que hoy se llamaría "variedades". En la base 1974 las agrupaciones de primer nivel (capítulos) son similares a las de 1988, aunque con ciertas diferencias (por ejemplo, los actuales capítulos "Educación" y "Esparcimiento y cultura" estaban unidos en uno solo). A nivel de grupos y subgrupos hay diferencias entre las dos bases, pero que en general no impiden aparear de manera aproximada la mayor parte de los grupos de 1974 con los de 1988 (para aparear subgrupos hay mayores dificultades, porque muchos de ellos no coinciden). Aun así, en el apareamiento a nivel de grupos hay algunos cuya composición interna y especificaciones han variado entre la base 1974 y la base 1988. La base de 1960 era, ya desde sus grandes agrupamientos, de concepción bastante diferente a las de 1974 y 1988. Sus grandes "capítulos", por ejemplo, eran sólo cinco: 1. Alimentación 2. Indumentaria 3. Gastos generales 4. Menaje 5. Alojamiento Estos agrupamientos son distintos de los de 1974 y 1988, excepto los dos primeros (Alimentación e Indumentaria). Si se examina en detalle, la base de 1960 comprende una alta pro57 porción de los grupos de 1974 y 1988, pero con la notable ausencia de algunos rubros muy importantes, en especial los bienes durables (muebles, aparatos eléctricos, automóviles, bicicletas, etc.). Los grupos del capítulo "Gastos generales" en la base de 1960 comprendían: gastos de salud; tabaco (actualmente incluido en "Diversos"); enseñanza, cultura y esparcimiento; transporte (que incluía sólo transporte público); ropa blanca; higiene y tocador; y un grupo de "Otros" donde aparecen diversos bienes y servicios desde el alpiste para aves domésticas (que actualmente no figura) hasta la compostura de calzado (que actualmente está en "Indumentaria"). El capítulo "Menaje" incluye artículos de limpieza, combustibles, y nuevamente "Otros" (hielo, platos, vasos). La organización del índice en esa época era muy diferente de la de 1974 y 1988, pero se publicaba la información mucho más desagregada, con datos a nivel de variedades, lo que permite reagrupar los rubros en otras formas. 35 Con frecuencia se escuchan o leen referencias a la "canasta" en que se basa el IPC, pero en realidad, las encuestas de 1970-71 y de 1985-86 determinaron estructuras porcentuales del gasto, y no canastas con cantidades físicas. Las cantidades consumidas ni siquiera se tabularon, excepto para ciertos bienes de consumo masivo. Así, por ejemplo, en el caso de muchos servicios se registró el gasto efectuado pero no la cantidad (que a veces es difícil de determinar). No se puede determinar fácilmente cuántas veces la gente va a la peluquería, o cuántos viajes en ómnibus realiza por mes, o cuántos pantalones compra. Tampoco se puede calcular "cuánto cuesta" en un momento dado la "canasta" del INDEC. Por otro lado, al momento de construir el índice, el porcentaje destinado a cada rubro (que pudo gastarse en una pluralidad de artículos muy diversos) es representado simplificadamente por un conjunto seleccionado de artículos "principales" o "representativos", que son los que finalmente entran en el índice. Por ejemplo, los gastos en el subgrupo "Cristalería y loza" pueden incluir una gran variedad de artículos, pero en el índice sólo figuran cuatro: taza y plato para té, plato playo, juego de vasos, y los recipientes denominados "bols" (bowls). La ponderación de los artículos omitidos (pocillos de café, platos hondos, fuentes, bandejas, etc.) se redistribuye entre los incluidos en el índice, que representan a todos. Como ya se indicó antes, el año de referencia de las series (denominado "año base") es casi siempre posterior a la fecha de la encuesta (que es la fecha a la cual corresponden los patrones de consumo). Por ejemplo, la encuesta de 1970-71 se usó para fijar las ponderaciones del índice con base 1974=100; la encuesta de 1985-86 se usó para establecer las ponderaciones con base en 1988. Esto es casi inevitable pues primero hay que hacer la encuesta, luego procesar la información, luego seleccionar y definir detalladamente los bienes de la nueva canasta, y sólo entonces se está en condiciones de comenzar a registrar sus precios en forma sistemática. Pero de ese modo es posible que en el momento de ser 35 La comparación de estructuras de gasto de la base 1960 con la de bases posteriores es difícil por la diferente clasificación de bienes. Luis Beccaria (Ministerio de Trabajo, 1988) construyó ponderaciones correspondientes a las encuestas de 1960, de 1970-71 y de 1985-86 (que son las que fundamentaron las tres bases del IPC de 1960, 1974 y 1988), usando una única nomenclatura de 24 grupos que en general sigue la estructura de 1960. Esto permitió comparar estructuras de gastos en tres fechas distintas, e incluso para poblaciones similares. Para lograrlo hubo que aparear capítulos, grupos o subgrupos de acuerdo a cada caso particular, aunque no siempre apareando rubros exactamente iguales. Del mismo modo, en el presente estudio se han usado los datos de la encuesta de 1970-71 y las ponderaciones de la base 1974 para construir ponderaciones estimadas para esas fechas, correspondientes a cada una de las 300 variedades de 1960. Estos ejercicios, no obstante, son sólo estimativos y aproximados porque las especificaciones de los productos cambian de una encuesta a otra, como también la población de referencia, por más que se ha tenido todo el cuidado posible para que los conceptos apareados sean lo más semejantes que resulte posible. 58 adoptadas, esas ponderaciones ya estuviesen desactualizadas. Por ejemplo, es posible que los obreros y empleados del Gran Buenos Aires en 1974 tuviesen un patrón de consumo diferente al registrado en la encuesta de 1970-71. Del mismo modo, en 1988 la composición del consumo de la población de referencia debe haber sido distinto al registrado en 1985-86. A esto se añade el hecho de que a menudo las nuevas listas de precios comienzan efectivamente a ser registradas, y las nuevas ponderaciones comienzan a ser usadas, en una fecha posterior todavía a la de la base. Por ejemplo, el índice "base 1974=100" fue valorizado para 1974 pero no para 1975-76: la serie sólo existe desde abril de 1977, y el índice "base 1988=100" salta del año base al mes de mayo de 1989: la inflación de todos los meses de 1988 así como los meses de enero a abril de 1989 se midieron con las viejas ponderaciones de 1974. En el período intermedio, por lo tanto, se siguieron usando la canasta física y las ponderaciones de la base anterior, lo cual produce la paradoja de que en una serie empalmada de los índices, el valor del índice para el año que funge como "base igual a 100" no resulte de hecho igual a 100. Por ejemplo, con el índice de base 1974, empalmado con el anterior en marzo de 1977, se obtiene una serie retrospectiva según la cual el valor efectivo del año 1974 no es 100, sino 95.7. La inflación entre 1974 y 1977 no se midió oficialmente con el índice base 1974, sino con el índice base 1960, lo que explica la discrepancia. Del mismo modo, con el índice de base 1988, empalmado con el anterior en mayo de 1989, se obtiene una serie retrospectiva en la cual el índice del año 1988 no es 100, sino 103.62. El empalme de las series se realiza en un mes determinado (marzo de 1977 o mayo de 1989). Usando 1989 como ejemplo, el procedimiento es el siguiente. El INDEC calcula el valor del viejo índice hasta mayo, y el nuevo índice desde abril, de modo que dispone de las cifras de ambos índices en abril y en mayo, es decir en el mes del empalme y en el mes anterior, y por lo tanto dispone de dos tasas de aumento de los precios entre abril y mayo: una calculada con el índice "viejo" (base 1974=100), y otra con el nuevo índice (base 1988=100). El valor del viejo índice en mayo se empalma con el del nuevo índice para ese mismo mes. Se publica el viejo índice hasta abril, la tasa oficial que se adopta para el mes de mayo es la del nuevo índice, y desde mayo en adelante se publica solamente el nuevo índice. En concreto, en ese mes de mayo de 1989 el viejo índice (1974=100) había alcanzado el valor 8.915.401.953, mientras el nuevo índice valía 603.01 a partir de su valor de base 100 en 1988. El cociente de ambas cifras suministra el "factor de empalme" para convertir los valores de una serie en valores de la otra. En forma similar se empalmaron los índices viejos y nuevos a nivel de grandes capítulos. El INDEC se abstuvo de empalmar grupos y subgrupos porque no había entre ellos una correspondencia total (en 1974 sólo se empalmó el índice global, sin empalmar siquiera capítulos, porque tampoco había correspondencia entre las dos bases a ese nivel). Esta metodología de empalme tiene importancia para nuestro propósito, porque si se quisiera recalcular el índice de precios usando una fórmula alternativa, como por ejemplo un índice geométrico, no se podría repetir con los índices geométricos la maniobra de empalme del INDEC (calcular ambos índices para abril y mayo, y empalmarlos), al menos con las cifras publicadas, porque no se han dado a conocer las cifras detalladas del viejo y nuevo índice para ambos meses. En 1989 hay datos inéditos, aunque no están ordinariamente a disposición del analista. En el caso de 1977, ni siquiera sobreviven los datos inéditos. En realidad, el único período para el cual se publican ambos índices es el año base (1988 o 1974), para el cual hay siempre valores del viejo índice, mientras el nuevo vale siempre 100 en ese año. Por ello en el presente trabajo el empalme se efectúa en el año base en lugar de hacerse 59 en el mes escogido por el INDEC. Una ventaja de este procedimiento es que evita empalmar en un solo mes, cuyos valores pueden ser muy volátiles. Un promedio anual es más confiable. Otra ventaja es que los años 1974 y 1988 tuvieron menores niveles de inflación y menor turbulencia de precios relativos que (respectivamente) 1977 y 1989. Variedades homogéneas y heterogéneas Las variedades, como se explicó antes, pueden ser consideradas como homogéneas o heterogéneas. Las variedades homogéneas corresponden a artículos de uso masivo y características estandarizadas; en esos bienes, las variantes que se encuentran en diferentes negocios (de diferente marca o envase) no presentan grandes diferencias entre sí. Las variedades heterogéneas son aquellas en que hay diversidad de variantes o modelos con diferentes características (como por ejemplo en los rubros "vestidos de mujer" o "comida fuera del hogar"). En estos rubros heterogéneos las especificaciones no pueden ser demasiado precisas, porque el rubro admite una gran diversidad y además sus características cambian frecuentemente por las modas u otras factores. Lo máximo que se puede hacer es establecer una descripción general, y fijar un rango de calidades a observar (evitando por lo general las calidades extremas, por ejemplo los vestidos exclusivos o los restaurantes más caros, cuyo mercado es muy restringido y cuyos valores tenderían a distorsionar el promedio). Las variedades que se estudian a través de una minicanasta compuesta por dos o más subvariedades, a pesar de ser consideradas heterogéneas, ocupan en realidad una posición intermedia entre las homogéneas y las heterogéneas. La heterogeneidad de sus componentes se resuelve en la especificación de cada uno de ellos en formas muchas veces exactas y homogéneas (por ejemplo, una subvariedad de la variedad "Diarios" es "Clarín", otra es "La Nación", etc., de modo que en cada subvariedad no hay mayormente heterogeneidad). En algunas minicanastas las subvariedades se diferencian solamente por la marca (p.ej. cigarrillos), mientras en otros casos hay diferencias cualitativas (p.ej. diferentes repuestos para automóvil, o diferentes artefactos sanitarios). En el primer caso, las subvariedades son sustitutas unas de las otras; en el segundo, pueden ser sustitutas o complementarias. 36 Que una variedad sea considerada heterogénea u homogénea es hasta cierto punto materia opinable. Muchas variedades heterogéneas (por ejemplo ciertas prendas de vestir) son bastante homogéneas en la práctica. La homogeneidad de las variedades homogéneas, por su parte, nunca es absoluta. Por ejemplo, la mayonesa envasada es una variedad homogénea, pero obviamente hay algún grado de heterogeneidad entre las marcas y tipos de mayonesa vendidos en diferentes negocios, por más que en todos los negocios los productos cumplan con las especificaciones indicadas. De todos modos, una variedad es considerada homogénea cuando esas heterogeneidades son de poca importancia, como ocurre en la mayor parte de los alimentos, artículos de limpieza y otros bienes de consumo masivo. La vestimenta, los servicios y los artefactos domésticos son considerados como variedades heterogéneas. 36 Se podría decir que algunas minicanastas "heterogéneas", con componentes "complementarios", como las minicanastas de artefactos sanitarios (lavabo, inodoro, bidet, etc.) o la de repuestos de automóvil (faros, bujías, baterías, etc.) deberían descomponerse en variedades independientes, ya que las integran artículos muy distintos entre sí, que es difícil considerar como "variantes del mismo rubro" en el mismo sentido en que lo son los diferentes diarios, los diferentes antibióticos o las diferentes marcas de cigarrillos. 60 En las variedades heterogéneas la dispersión cualitativa es obviamente mayor. En el subgrupo "Ropa exterior para hombre", una variedad puede ser "Saco sport", pero ese artículo puede presentar grandes diferencias entre las distintas variantes que existen en el mercado, y esas variantes a su vez cambian constantemente en su diseño, calidad o modelo. Los precios de las diferentes variantes de mayonesa en distintos negocios probablemente sean muy similares, mientras que los precios de los diferentes sacos sport pueden ser muy distintos. Ello no quiere decir que las variaciones de las distintas variantes de mayonesa vayan a ser muy parecidas entre sí: algunos negocios o marcas pueden aumentar su precio más que otros; tampoco debe haber necesariamente más dispersión entre las variaciones de precios de los distintos sacos sport: podrían todos aumentar a ritmo similar, sobre todo si las decisiones de precios de los operadores económicos se guían por señales globales o macroeconómicas como la cotización del dólar u otro indicador análogo. Asimismo, las especificaciones de producto de la variedad "mayonesa" o la variedad "ravioles" son más o menos permanentes, mientras que los tipos y modelos específicos de saco sport es más fácil que varíen con el tiempo, al aparecer o desaparecer ciertos modelos que se ponen de moda o dejan de usarse. Adoptar en forma permanente un tipo de saco sport corre el riesgo de que ese modelo pase de moda y deje de ser representativo (o deje de venderse en el mercado). Indices elementales de precios Los componentes con cuya agregación se construye el IPC son los índices elementales de precios de las variedades, que indican el nivel de precio de cada rubro como proporción o porcentaje del precio en el año base. Estos índices elementales se construyen en la práctica multiplicando el índice elemental del mes anterior (con valor 100 o valor 1 en el año base) por el "relativo" de los precios de esa variedad en el último mes. Para cualquier artículo concreto, el relativo mensual de precios es, en principio, el cociente del precio en un mes, sobre el precio del mes anterior (pt /pt-1). Por lo tanto el índice elemental de una variedad i en el mes t es el ya definido encadenamiento de relativos : t ⎛ p ti ⎞ pi t t -1 ⎜ = = λi λ i ⎜ t - 1 ⎟⎟ = λ ti - 1 R ti 0 pi ⎝pi ⎠ Dado que esa fórmula se aplica sucesivamente desde la base, el índice elemental del mes t (con base=100 en el período 0) se puede obtener multiplicando la base 100 por los sucesivos relativos mensuales: λ ti = 100 R1i Ri2 . . . Rit - 1 Rti Cada relativo mensual R es el factor de variación del precio de una variedad en un mes determinado. En su forma más simple, que se aplica en las variedades homogéneas, puede ser interpretado simplemente como el cociente del precio promedio de ese mes, sobre el precio promedio del mes anterior. El encadenamiento de relativos, en ese caso, se reduce a un cociente entre el último precio (del mes t) sobre el precio del período base, ya que los precios intermedios se cancelan. Esos relativos de precios se construyen, sin embargo, en forma diferente según las variedades sean homogéneas o heterogéneas. En este último caso, como veremos, la interpretación del relativo mensual no es tan sencilla. Indices de precios de variedades homogéneas En las variedades homogéneas, el relativo de precios de un mes respecto al mes anterior es un simple "relativo de promedios". Se obtiene promediando los diferentes precios obser61 vados en el mes corriente, para luego dividir ese resultado por el precio promedio de esa misma variedad en el mes anterior. Esto da el relativo mensual de esa variedad homogénea, equivalente al precio promedio del mes t, sobre el precio promedio del mes t-1. Dado que se basa en relacionar dos medias aritméticas, ese relativo es caracterizado como un RPa, es decir, un "relativo de promedios aritméticos": t 1 ni t p t ∑ i j ni j = 1 t t Ri = RPai = t -1 1 ni t - 1 p t -1 ∑ i j ni j =1 t t Ri = RPai = Media aritmética de precios del mes t Media aritmética de precios del mes t - 1 Los promedios se obtienen sobre los ni precios observados durante un cierto mes. La muestra planeada para cada rubro es de tamaño constante, pero varía de un bien a otro, y el número de observaciones efectivas de precios de cada rubro también puede variar ligeramente de un mes al mes siguiente. Formalmente, los sucesivos promedios del mismo rubro se calculan todos los meses sobre el mismo número de casos, pues los datos faltantes se reemplazan con precios imputados (el promedio observado en el resto de la muestra). Esa clase de imputación no distorsiona seriamente el promedio, aunque la disminución del tamaño de la muestra aumenta el margen de error del promedio. Como se señaló antes, el precio observado en un negocio con pocas ventas pesa igual que el precio observado en un negocio que vende mucho más. Cada negocio en la muestra de n negocios representa, como ya dijimos, 1/n de la población, pero no representa 1/n de las cantidades consumidas ni 1/n del gasto total de la población. 37 La media aritmética de esa muestra corresponderá al promedio efectivo del mercado sólo si cada negocio ha participado con 1/n de la cantidad vendida por todos los negocios de la muestra, es decir, si todos los negocios han vendido la misma cantidad física del producto. Es probable que en las zonas con población de mayores ingresos se vendan mayores cantidades de cada producto (sobre todo los que tienen mayor elasticidad-ingreso). El promedio de precio del mercado va a estar muy influido por ese grupo social, donde los precios probablemente son más altos, pero en la muestra esos negocios pesan igual que los demás, de modo que la media muestral será inferior a la media del mercado. Si la diferencia de precios entre negocios de zonas ricas y pobres (o en general, entre negocios "caros" y "baratos") se mantiene en una cierta proporción en el tiempo, lo cual es muy probable, este sesgo (aunque distorsiona los precios promedio) no afecta el valor del índice de precios de cada mercancía. Al mismo tiempo, la media aritmética es un tipo de promedio particularmente sensible a los valores más altos de la variable. Esto significa, como indica el mismo organismo oficial, que "si existe dispersión de precios, el promedio estará liderado por los precios más altos, que en algunos casos pueden corresponder a los productos menos consumidos" (INDEC 1993, 37 Por supuesto, los negocios con más cajas registradoras pesan más, pero la distorsión existe igualmente, porque un negocio con muchas cajas registradoras podría vender relativamente pocas unidades de un producto, frente a las muchas unidades vendidas en un negocio especializado con una sola caja. El problema subsiste aun cuando se lo formule en términos de cajas y no en términos de negocios. 62 p.51). Este efecto de algún modo contrapesa el anterior. En cada barrio donde se hayan incluido en la muestra dos negocios del mismo ramo, uno más caro que el otro, la muestra da el mismo peso a los dos, cuando probablemente la clientela prefiere el negocio más barato. Si el grado de dispersión de los precios fuese siempre el mismo, o dicho de otro modo, si la posición relativa de los negocios no variara en el tiempo, el sesgo en los precios sería constante, y no afectaría el cociente de precios de distintos meses, de modo que tampoco en este caso produciría un sesgo en los índices elementales (o en los relativos de precios). Las tasas de variación en el tiempo no se verían afectadas. Lo mismo pasaría si los cambios en la posición relativa de un negocio se compensaran con los cambios en otro negocio, de modo que la distribución global no variase. Sin embargo nada asegura que la dispersión de precios sea siempre la misma, e incluso es posible que dicha dispersión varíe con la tasa de inflación y con el estado de las expectativas, de modo que es más conveniente tratar de corregir ese sesgo. Más importante todavía, si uno de los negocios aumenta (o disminuye) sus precios más que los otros, probablemente haya algún desplazamiento de clientela hacia (o desde) los otros negocios, lo cual no se reflejaría en una media aritmética que le da el mismo peso a todos. Ese desplazamiento seguramente ocurre, porque de otro modo no habría ningún incentivo para que un negocio trate de bajar sus precios respecto de la competencia. La elasticidad-precio de las ventas puede ser más alta o más baja, pero seguramente existe, y equivale a un proceso de sustitución entre negocios por parte del consumidor, que la fórmula habitual del índice tiende a ignorar. Ante ese problema, y si no existen o no se pueden construir ponderaciones confiables (y permanentemente actualizadas) de los negocios de acuerdo a su participación relativa en el gasto de los hogares, el método de promediación ofrece dos posibles soluciones alternativas: los promedios mensuales se pueden obtener como medias geométricas o como medias armónicas. Las medias geométricas reducen el peso de los precios más altos, y las medias armónicas introducen un sesgo contrario, en favor de los precios más bajos. Una media aritmética supone que todos los negocios participan del mercado con la misma cantidad física de cada producto, de modo que los negocios más caros pesan más en el promedio. La media geométrica, en cambio, supone que todos los negocios participan con un mismo porcentaje del gasto total, con lo cual se supone que los negocios más caros venden proporcionalmente menos cantidad y los más baratos una cantidad proporcionalmente mayor. La media armónica supone que esas diferencias de cantidad son aún más acentuadas, de modo que los negocios baratos participan en el gasto total con mayor porcentaje que los negocios caros. Desde el punto de vista dinámico, si a lo largo del tiempo algún negocio encarece o abarata sus productos respecto de los demás, el uso de medias aritméticas daría resultados correctos sólo si las cantidades vendidas permanecen constantes (y por lo tanto los negocios que se abaratan disminuyen su participación porcentual en el mercado). Las medias geométricas serían apropiadas si las proporciones de participación de los negocios en el gasto total permaneciesen constantes. Las medias armónicas serían la opción adecuada si pudiera suponerse que los negocios que se abaratan aumentan su participación en el mercado. Cæteris paribus, un negocio con precios más bajos debería vender más unidades del producto, y si un negocio reduce sus precios respecto a la competencia, es lógico esperar que aumente la cantidad vendida y tal vez que incremente su participación en el gasto de los hogares. Es evidente que entre negocios y entre variantes (marcas, modelos, tipos) hay siem63 pre un cierto grado de sustituibilidad, de modo que la media aritmética de precios es indudablemente un enfoque inadecuado para la construcción de un índice de costo de vida. Los menores precios seguramente deben atraer más clientes. Exactamente cuánta sustituibilidad existe es un tema más debatible, ya que no hay datos claros al respecto. En el presente estudio se experimentó con los datos primarios inéditos del INDEC, recalculando el IPC (como índice Laspeyres) sobre la base de precios promediados de las tres maneras aludidas, comparando el año base (1988) con el mes de julio de 1995. En ese ejercicio, los índices elementales se obtuvieron dividiendo precios obtenidos por una clase de promedio en julio de 1995, por el mismo tipo de promedio en 1988. El resultado, como se verá más adelante, fue que los tres tipos de promedio arrojaron aproximadamente el mismo resultado (las diferencias fueron del orden del 0.5%, estadísticamente insignificantes), por lo que al menos en ese período la forma en que se promedien los precios no tiene importancia. Ese resultado quita dramaticidad al problema. Por razones que se explican más tarde, en este trabajo se optó por reelaborar los índices elementales de todas las variedades (incluso las homogéneas) mediante relativos de promedios geométricos, que son una hipótesis intermedia entre los extremos representados por las medias aritméticas y armónicas. La fórmula de esos relativos es: nti ∏p t i j ∏p j t RPg i = nit -1 t -1 i j j es decir la media geométrica de los precios observados en el mes t, sobre la media geométrica del mes anterior, cada media calculada sobre la muestra de precios observada en el respectivo mes. Obsérvese que si cada observación del mes t corresponde a una observación (aunque sea en otro negocio, o para otra marca) en el mes t-1, la fórmula anterior equivale a un índice geométrico de precios del mes t respecto al mes t-1, con ponderaciones uniformes iguales a 1/n (el subíndice j corresponde a "casilleros muestrales", que en general corresponden al mismo producto en el mismo negocio en los dos meses, pero que ocasionalmente pueden corresponder a negocios "reemplazantes" o a nuevas marcas o modelos del mismo producto): nti t RPg i = ∏p t i j ∏p j nit -1 j t -1 i j ⎛ pt ≈ nti ∏ ⎜ ti-1j ⎜ j ⎝ pi j ⎛ pt ⎞ ⎟=∏⎜ i j ⎜ t -1 ⎟ j ⎝ pi j ⎠ ⎞ nti ⎟ ⎟ ⎠ 1 Si se acepta esta igualdad (que tiene algún margen de error porque las muestras de meses sucesivos no son exactamente iguales, y la correspondencia "uno a uno" puede implicar la introducción ocasional de precios imputados para hacer coincidir el tamaño muestral cuando hay datos faltantes) entonces el relativo de promedios geométricos se ha convertido en un "promedio geométrico de relativos". Esto es interesante porque el promedio de relativos (promedio aritmético o geométrico) es el método que se usa para calcular los índices elementales de las variedades heterogéneas, como se ve en la siguiente sección. Un índice elemental obtenido como RPg equivale a un índice geométrico de precios de un mismo rubro observado a través de diferentes variantes producto-mercado (es decir, diferentes marcas o modelos vendidos en diferentes negocios), y por lo tanto corrige el sesgo de sustitución entre esas variantes dentro del mismo rubro. El uso del relativo de promedios aritméticos (RPa) implica que las cantidades vendidas de cada marca o modelo en cada negocio se mantienen constantes; en cambio, RPg supone que los consumidores 64 sustituyen las marcas, modelos o negocios más caros desplazándose hacia los más baratos, en forma tal que se mantenga constante (o varíe al azar) la proporción de gasto destinada a cada variante o negocio, y no ya la cantidad. Indices de precios de variedades heterogéneas En las variedades heterogéneas, que tienen más dispersión de precios, y en las cuales además pueden irse modificando con el tiempo las especificaciones de los productos, resulta a menudo equívoca la comparación directa de un precio monetario promedio entre dos periodos, sobre todo cuando los productos han variado radicalmente en sus características. El "precio promedio", en esos bienes, está promediando no sólo diferentes precios sino diferentes calidades, ya que las especificaciones de cada variedad prevén un rango de calidades admisibles, y no una descripción única. Muchas veces se supone que en estos casos no existen razones para pensar que los precios se agrupen en torno al promedio, pero sí pueden existir razones para que todos los artículos varíen sus precios en forma similar. Por ejemplo, en un artículo heterogéneo como los vestidos de mujer puede haber una gran dispersión de precios, y el promedio de precios de este año podría no ser comparable con el del año pasado, pero (así va el razonamiento) la tasa de variación de esos precios será más o menos pareja para todas las clases de vestido, por lo cual es legítimo tomar simplemente el promedio de las tasas de variación en lugar de dividir el promedio de los precios de un mes por el promedio del mes anterior. Por ello en estas variedades heterogéneas, en lugar de calcular el "relativo de los promedios" (RP) el INDEC calcula el "promedio de los relativos" (PR). Para cada negocio sobre el cual se conozcan datos del mismo producto en dos meses sucesivos, se calcula un relativo mensual de precio (precio de este mes, sobre precio del mes pasado en ese mismo negocio, comparando siempre el mismo producto en los dos meses considerados). 38 Luego se promedian todos esos relativos mensuales de las diferentes variantes ofrecidas por los diferentes negocios, y el resultado se considera como el relativo de la variedad para ese mes. Ese relativo se multiplica por el índice de esa misma variedad en el mes anterior, a fin de obtener el valor del índice elemental para el corriente mes.Nótese que el precio promedio no juega ningún rol en el procedimiento: lo que se promedia son solamente las proporciones de variación. Este procedimiento comenzó a usarse en el índice en la serie que tiene base 1988=100. Hasta ese momento se usaban relativos de promedios para todos los bienes. Sin embargo, en el índice con base 1974 se usó un procedimiento intermedio: "Para algunos bienes y servicios, los de especificaciones más abiertas, sólo son considerados los negocios que han informado en los dos meses adyacentes" (INDEC, 1977, p.19). Este método ignora cualquier cambio de precio que pudiera introducirse simultáneamente con un cambio de marca o modelo, o al reemplazarse un negocio con otro en la muestra, y por lo tanto incurre en un sesgo similar al de los promedios de relativos. Si en un negocio se suplantaba un producto por otro similar, ese negocio no intervenía en el cómputo del relativo mensual de precios de ese producto. En ese caso, obviamente, cualquier cambio de precio que en ese negocio acompañase al cambio de producto, era ignorado por el índice. En el índice basado en 1960, por 38 A los negocios donde no se haya registrado el mismo producto en dos meses consecutivos se les imputa un relativo basado en la evolución promedio de los precios de ese artículo (o similares) en otros negocios. Esto equivale a redistribuir la ponderación de ese negocio entre los otros negocios donde se mide el mismo producto (o productos similares). Véase INDEC 1993, pag.62. El relativo que se imputa puede corresponder al mismo artículo (en otros negocios) o en ocasiones al subgrupo, grupo o capítulo al que pertenece ese rubro. 65 su parte, todos los índices elementales eran calculados mediante un procedimiento equivalente al de relativos de promedios, según se explica en INDEC (1968). 39 Sin embargo, en la base 1960 se usaban especificaciones rígidas para los bienes, lo cual impedía reflejar en el índice el gradual reemplazo de variantes que ocurre normalmente en el mercado, produciendo así un efecto similar al que se obtiene con promedios de relativos. Los cambios de precios vinculados a reemplazo de productos o negocios no eran reflejados en el índice. El método del promedio de relativos para la construcción de los índices de variedades elementales, dice el INDEC, "implica suponer que la proporción de gasto en cada una de las combinaciones producto-negocio es idéntica y fija, y que las variaciones de precios relativos determinan cambios en las cantidades consumidas" (INDEC, 1993, pag.52). En otros términos, el uso de los promedios de relativos equivale a suponer una cierta conducta sustitutiva de parte del consumidor, similar en ese aspecto a la que se refleja en un índice geométrico (elasticidad de sustitución unitaria). Esta es una ventaja del método, que además permite tener variedades con una amplia gama de calidades sin preocuparse por la homogeneidad de las especificaciones. Sin embargo, el sistema de promedio de relativos tal como es aplicado presenta otros problemas, que le quitan buena parte de su atractivo, como ya veremos. La promediación de relativos puede hacerse, como en la promediación de precios, por diferentes tipos de media: aritmética, geométrica o armónica. En la formulación original del IPC base 1988, el INDEC adoptó inicialmente la promediación aritmética. Para cada variedad, el relativo mensual se obtenía como promedio aritmético simple (PRa) de los relativos registrados en aquellos negocios donde hubiera dos precios consecutivos del mismo producto: t t 1 ni pi j t PRai = t ∑ t -1 ni j =1 pij La barra horizontal encima del símbolo n señala que en esta fórmula se consideran sólo los casos correspondientes a "puras variaciones de precios", es decir aquellos en que se cuenta con dos datos sucesivos que correspondan exactamente al mismo producto observado en el mismo negocio. El índice elemental del mes t se obtiene, como siempre, encadenando estos promedios de relativos con los de meses anteriores: λ ti = PRa1i × PRai2 × PRai3 × . . . × PRati -1 × PRAti En el caso de los relativos de promedios, que se aplican en variedades homogéneas, el encadenamiento era una serie de cocientes de los promedios de precios, de modo que en última instancia equivalían al cociente directo entre el promedio del mes t y el promedio del año base (los demás promedios mensuales se cancelaban pues aparecían sucesivamente como numeradores y como denominadores). Esto no ocurre con los promedios de relativos, ya que cada relativo no es un cociente de precios, sino una sumatoria de relativos. En otras palabras, el precio final, dividido por el índice, no es igual al precio inicial. 40 39 De hecho en la base 1960 se usaba la fórmula original de Laspeyres que multiplica precios por cantidades, obteniendo el valor de la canasta en el mes corriente y dividiéndola por su valor en el año base. Esa fórmula es algebraicamente equivalente a la de RP, excepto por errores de redondeo vinculados al encadenamiento de relativos. 40 Por otra parte en las variedades heterogéneas la base (1988=100) no equivale al promedio de precio registrado en 1988. El INDEC calculó el precio promedio de cada artículo en cada negocio por separado. Luego calculó el cociente del precio mensual de cada negocio respecto al promedio anual del mismo negocio, generando "relativos" de cada negocio para cada mes de 1988. Esos relativos, calculados respecto al promedio 66 Además, tal como lo señala el INDEC (op. cit., pag.53) la promediación aritmética de los relativos implica que aquellos precios que en el mes anterior estuvieran debajo del promedio recibirán una ponderación más alta que aquellos que hubieran estado por encima del promedio, lo cual podría dar más peso a los precios anteriores más bajos, que tienen más tendencia a subir, y menos peso a los que eran más altos, y que probablemente tienen tendencia a bajar. 41 Asimismo "se ha mostrado que también aparece un sesgo hacia arriba si la evolución de los precios medios [dentro de la variedad] es tal que los precios alternan permanentemente su posición respecto del promedio" (INDEC, 1993, pag.53). En efecto, si cada negocio permaneciera siempre encima o siempre debajo del promedio, ello significaría que los precios de todos los negocios varían de manera aproximadamente paralela, anulando el sesgo. En cambio, si un negocio está alternadamente encima y debajo del promedio, sus tasas de variación hacia arriba (a un ritmo mayor que la variación promedio) son las que reciben más peso, mientras que sus variaciones hacia abajo del promedio, que implican una tasa inferior a la media, recibirían menos ponderación. Como indica el mismo organismo oficial "este sesgo adquiere mayor magnitud cuando se trabaja con fórmulas que incluyen el encadenamiento de promedios de relativos entre períodos sucesivos" (que es precisamente lo que hacía el INDEC), en comparación con el método de calcular los relativos "a partir de promedios de comparaciones directas con la base, debido a que en el primer caso, en los sucesivos encadenados intervienen los promedios de relativos de todos los períodos anteriores, no produciéndose ninguna simplificación entre términos, lo que provoca que los sesgos se vayan acumulando" (ibídem). 42 Este razonamiento alude al hecho que el encadenamiento de relativos calculados como medias aritméticas de relativos no se puede simplificar en un cociente del promedio del último mes sobre el promedio del año base. Esta clase de sesgo se evita si los promedios de relativos se calculan como media geométrica (PRg): t i ∏ ni PRg = ni t t j=1 t pi p j t -1 i j (Nuevamente, en la práctica del IPC los relativos se calculan solamente en aquellos negocios donde el mismo producto se haya registrado en los dos meses t y t-1, por lo cual el tamaño muestral n aparece señalado con una barra encima). "Con esta fórmula", dice el INDEC, "se resuelve el problema derivado de la acumulación de sesgos, ya que en el anual de cada negocio, fueron promediados para obtener el PR de cada mes de 1988 (cuyo promedio anual, a su vez, por definición es 100). El precio monetario promedio de 1988 no juega ningún rol, ni es calculado en ningún momento en el caso de las variedades heterogéneas. 41 Si esas diferencias se mantuviesen en el tiempo no habría problemas, pero en el documento metodológico del INDEC se supone que existe una tendencia a que los precios que anteriormente estaban debajo del promedio tiendan a subir en mayor proporción que los precios situados por encima. Este razonamiento supone que los vendedores de un mismo artículo tienden a homogeneizar sus precios, por lo cual los precios más bajos tienden a subir más, y los más altos a subir menos o a bajar. Este supuesto a su vez implica un mercado competitivo, y la homogeneidad del producto mismo. Si el mercado no es transparente, o hay heterogeneidades entre las diferentes variantes de mercado del mismo artículo, la tendencia a la homogeneización de precios no funcionaría. Dado que se aplica este razonamiento precisamente a variedades heterogéneas, es posible que las diferencias cualitativas entre las variantes impidan o dificulten la homogeneización, por lo cual se debilita ese argumento para pasar de las medias aritméticas a las geométricas. El uso de medias geométricas puede justificarse mejor, como veremos, sobre otras bases. 42 El INDEC cita como base de estas consideraciones el artículo de A. G. Carruthers, D. J. Sellwood y P. W. Wood "Recent developments in the retail prices index", en la revista The Statistician, Vol. 29, No.1, pag. 21-23. 67 encadenamiento se simplifican los promedios de precios de los períodos [intermedios], dando como resultado siempre una comparación directa a la base" (INDEC 1993, pag.54). En efecto, el producto de dos o más promedios geométricos de relativos es (aproximadamente) simplificable, como se ve en el siguiente ejemplo con tres períodos: ni t - 2 PRg i t -1 PRg i t-2 ∏p ∏p t-2 i j j t PRg i = ni t -2 j t -3 i j ni t -1 ∏p t -1 i j ∏p j x ni t -1 j t-2 i j t ni ∏p ∏p t i j j x ni t t -1 i j j En este ejemplo, cancelando los dos términos que promedian los precios del mes t-2 y los dos términos con precios del mes t-1, el producto de los tres relativos se reduce al cociente del precio promedio del mes t, sobre el precio promedio del mes t-3, que aquí sería el período inicial o período base. Estrictamente hablando, sin embargo, la simplificación involucra cierto margen de error. La media de precios del período t-2, que figura en el numerador del primer cociente de la ecuación anterior, no es la misma media del período t-2 que figura en el denominador del segundo cociente (y con la cual supuestamente debería cancelarse), ya que en cada caso se toman solamente aquellos negocios que registren el mismo artículo en dos meses consecutivos. Algunos negocios que sirvieron para obtener relativos entre t-2 y t-3 pueden no haber sido utilizados para calcular relativos entre t-1 y t-2, y viceversa. Normalmente, los dos promedios serán muy semejantes entre sí, pues se trata de muchos negocios informantes, de los cuales sólo algunos habrán presentado variantes en un determinado mes, pero siempre puede haber alguna diferencia. Si se desdeña esa discrepancia, y se acepta que los factores referentes a períodos intermedios pueden cancelarse, entonces la ecuación precedente equivale (aproximadamente) a la media geométrica del mes t, sobre la media geométrica del mes t-3 (o del período base, en su caso). Ahora bien, la razón principal por la cual un precio no figura en dos meses consecutivos en el mismo negocio es porque el negocio dejó de vender el producto, o dejó de reportarlo como la variante "más vendida", o cambió de ramo, o cerró sus puertas y tuvo que ser reemplazado con otro negocio en la muestra de informantes del IPC. Como causa o consecuencia de estos sucesos, los clientes de ese negocio dejan de consumir una cierta variante de ese artículo y pasan a consumir otra (o siguen comprando la misma, pero en otro negocio). En otras palabras, los promedios de relativos específicamente dejan de lado la sustitución entre marcas, modelos y negocios dentro de cada rubro del índice. Todo cambio de precio asociado a un cambio de marca, modelo o negocio es simplemente ignorado en la construcción del promedio de relativos del mes. 43 43 En realidad el negocio que cambia de modelo no siempre es excluido en el cálculo del promedio de relativos. En algunos casos, explica el INDEC, cuando el comerciante "indica que de ese producto [el producto que se venía observando] quedan pocos ejemplares en existencia, se comienza a relevar precios de un segundo producto (en ese momento se recogen precios de ambos)" (INDEC, 1993, pag.44). En ese caso el negocio informa los dos precios en el mes de transición, y por lo tanto participa en el cálculo del promedio de relativos de ese mes (con un relativo basado en el viejo producto) y desde el mes siguiente con un relativo basado en el nuevo. De todos modos, aun así en ningún momento se genera un relativo por comparación del viejo producto con el nuevo. Por otra parte esa situación, en que el negocio reporta precios de los dos productos en un mismo mes, no es usual. Lo más frecuente es que en un determinado mes el comerciante informe que el producto más vendido ha pasado a ser otro, de modo que ese mes no reporta el precio del viejo producto y comienza a reportar el precio del nuevo; los datos de ese negocio no son usados para computar el promedio de relativos de ese mes. En caso de haberse recogido los dos precios en un mismo negocio, al mes siguiente "se procede a recuperar el precio anterior de la nueva calidad y se calcula el relativo correspondiente al nuevo producto-negocio: pt / p't-1. Nótese que dentro de la cadena de relativos queda incorporado un factor pt-1/p't-1 que en consecuencia afecta las ponderaciones del índice" (INDEC 1993, pag.62). La última frase, un tanto críptica, no 68 El INDEC aplica medias geométricas de relativos para las variedades heterogéneas, desde mediados de 1993. 44 No se ha efectuado la misma corrección sobre años anteriores. La introducción de medias geométricas en este contexto por parte del INDEC forma parte de una tendencia mundial hacia el reemplazo de los índices Laspeyres por índices geométricos, que todavía no se ha generalizado en la construcción de los índices de precios como tales, pero sí se está generalizando en la construcción de índices elementales. 45 Esta modificación metodológica, al calcular los promedios de relativos en forma geométrica, corrige el efecto de "acumulación de sesgos" que se deriva del uso de encadenamientos, y elimina la mayor ponderación que se otorgaba a la variación de los precios situados debajo del promedio. Pero no elimina el problema adicional y poco estudiado, derivado del hecho de utilizar solamente los negocios donde haya dos observaciones consecutivas del mismo producto, y que equivale a ignorar la sustitución entre variantes y negocios dentro de cada rubro. 46 La observación de precios consiste en visitar una muestra de establecimientos comerciales para averiguar el precio de la marca o modelo "más vendido" de cada producto. Cuando un negocio informa que la marca o modelo "más vendido" es diferente al que reportó el mes anterior, se imputa a ese negocio un relativo. Puede ser el relativo promedio de ese mismo artículo (obtenido en los negocios con dos precios consecutivos) o bien el relativo del respectivo grupo, subgrupo o capítulo (prescindiendo de los negocios afectados por falta de dos precios consecutivos). La exclusión de esos negocios obedece al propósito de medir sólo "puras" variaciones de precios. Ello es obligatorio cuando se construye un índice estadístico de precios cuyo objetivo es medir la variación de costo de una canasta fija, pero no es apropiado para reflejar variaciones del costo de vida, pues este concepto intrínsecamente contempla la posibilidad de sustitución. Un índice adecuado del costo de vida, para consumidores de la vida real, debe incluir algún grado de sustitución, y por lo tanto debe medir algo más que la pura variación de precios. Al medir la "pura" variación de precios se debe renunciar a medir la sustitución, y por lo tanto se mide una canasta que proporciona un nivel variable de utilidad. La canasta que era preferida con ciertos precios ya no lo será cuando los precios sean otros. El índice de costo de vida mide el costo mínimo de alcanzar cierto nivel fijo de utilidad, y la canasta que minimiza ese costo no es siempre la misma: depende de los significa que el índice registre la disminución o aumento de precio entre la vieja y la nueva variante del producto, sino que no es necesario imputar a ese negocio el relativo obtenido en el resto de los negocios de esa variedad o subgrupo. Ni siquiera en esos casos excepcionales se toman en cuenta los cambios de precio ligados a cambios de marca o modelo. Lo mismo se aplica cuando un negocio cierra sus puertas o cambia de ramo, ya que en ese caso ni ese negocio ni el que lo sustituye en la muestra son incluidos en el cálculo del promedio de relativos del mes en que se produce la sustitución. Si el nuevo negocio es más barato que el anterior, la diferencia de precios resultante no es registrada en el índice. 44 Se usaron medias aritméticas "al principio" y se introdujeron las medias geométricas "posteriormente", dice el informe metodológico publicado en septiembre de 1993 (INDEC, Indice de Precios al Consumidor - Base 1988 = 100, Serie Metodologías No.6). La publicación del INDEC no aclara cuando ocurrió exactamente el cambio de procedimiento. Se ha podido determinar que el método geométrico se empezó a usar en agosto de 1993. 45 El INDEC en su informe metodológico recuerda que "la última resolución sobre índices de los precios del consumo adoptada por la OIT omite cualquier recomendación del promedio aritmético y expresa que 'en el cálculo de los índices de los agregados elementales se puede tomar en consideración la posibilidad de utilizar promedios geométricos'. Por su parte, la Oficina de Estadística de las Naciones Unidas ha manifestado que los promedios geométricos son los preferidos desde hace ya muchos años en los índices especiales de precios a nivel de los grupos elementales, y que incluso en los índices intertemporales 'el promedio geométrico parece tener más ventajas que el aritmético o cualquier otro promedio'." (INDEC, 1993, pag.59). 46 Este es el sesgo (outlet-brand substitution bias) que corrige Reinsdorf (1993) en los Estados Unidos, al comparar los precios de las variantes que "salen" y que "entran" cada mes en el cómputo del índice. 69 precios relativos y también de las posibilidades de sustitución dictadas por la función de utilidad del consumidor. A diferencia de lo que ocurre en las variedades homogéneas, cuando el índice de una variedad heterogénea aumenta (por ejemplo) en un 100%, ello no quiere decir que el precio promedio de ese artículo se haya duplicado. El motivo de esta anomalía es que el encadenamiento de relativos se basa solamente en relativos de precios de artículos idénticos. Cuando un negocio deja de vender una marca o modelo, y pasa a vender otra marca con otro precio, o cierra sus puertas y es reemplazado por otro negocio (que vende a otro precio) esa variación de precio se atribuye íntegramente a diferencias de calidad, y no se la incluye en la variación general de precios. Esto es sin duda un supuesto muy extremo. Al menos una parte de la diferencia de precios puede ser una auténtica diferencia de precios para igual calidad. Dado que usualmente los artículos "viejos" y "nuevos" son muy similares entre sí, probablemente la mayor parte de la diferencia de precios sea una "pura" diferencia de precios con calidades muy semejantes. Ignorar esos cambios de precio asociados a cambios de modelo o marca supondría que no existe cambio tecnológico capaz de producir cosas mejores a igual precio, o de igual calidad a un precio menor, o suponer que el grado de apertura de la economía es fijo (de modo que no puedan comenzar a ingresar en el mercado bienes importados de mejor calidad y/o menor precio). Irreales como son, estos son los supuestos que subyacen en el procedimiento de promediar los relativos tomando sólo artículos idénticos en los mismos negocios. Y además, como se explica en la sección siguiente, los cambios de calidad pueden interpretarse como una sustitución del consumidor, y sus efectos deben ser incluidos en un índice del costo de vida. En la práctica del IPC, en cada negocio consultado se averigua primero cuál es, por ejemplo, la "camisa de hombre" más vendida, y se registra su precio para compararlo con el precio de la misma camisa (en el mismo negocio) en el mes anterior. Cuando el comerciante informa un cambio de marca o modelo, el precio que se registra es el de la nueva marca o modelo "más vendido" (que no fue registrado el mes anterior), y a partir de allí las variaciones se miden con respecto a ese nuevo modelo o marca, pero no se compara el nuevo con el anterior.Un ejemplo numérico simplificado permite ilustrar este punto. Supongamos que inicialmente en determinado negocio la camisa más vendida sea una camisa relativamente "cara", hasta que en cierto momento la camisa más vendida en ese negocio pasa a ser una camisa "barata". Los precios en varios meses sucesivos podrían ser los siguientes: Artículo Camisa de hombre Variante más vendida -Camisa cara -Camisa barata Enero Febrero Marzo Abril $ 40 - $ 42 - $20 $24 En este ejemplo hipotético, los relativos de precios generados por ese negocio (y que se promedian con los de otros negocios) serían los siguientes: Febrero/Enero Marzo/Febrero: No se calcula Abril/Marzo 70 = 42/40 = 1.05 = 24/20 = 1.20 El primero de los relativos calculados se basa en la camisa cara, y el último se basa en la camisa barata. Ningún relativo de ese negocio se basa en un cociente entre el precio de la camisa barata y el precio de la cara. Para el mes de marzo, ese negocio entra en el promedio de relativos con un relativo imputado, igual al observado en otros negocios para la misma variedad, o para el respectivo subgrupo o grupo. Esto se va a repetir en todos los negocios en donde la camisa barata pase a ser la más vendida. Esto puede repetirse una gran cantidad de veces en diferentes negocios, de modo que ningún cambio de precios asociado a cambios de marca o modelo quedará registrado en el índice. Para hacer más visible ese proceso, supongamos ahora, sólo con fines ilustrativos, que la situación planteada corresponda no a un negocio individual sino al 50% del mercado, de modo que en la mitad de los negocios ocurra lo que señala la tabla precedente (negocios tipo 1) y que en la otra mitad de los negocios visitados (negocios tipo 2) se venda en todos los casos la camisa "cara" a un precio promedio de $40 que no varía en el tiempo. Si el cambio de producto, de la camisa "cara" a la camisa "barata", es el fruto de cambios en la oferta y la demanda no forzados por una caída o aumento del nivel de ingreso real de la población, puede concebirse ese cambio como una sustitución en el consumo. En tal caso, su índice elemental de precios podría construirse en forma de "relativo de promedios", ignorando el cambio de marca o modelo, como se indica en la última columna del cuadro siguiente. Negocios tipo 1 Camisa "cara" Negocios tipo 2 Camisa "barata" Camisa "cara" Promedio de precio (50%+50%) Relativo de promedios (respecto al mes anterior) Indice basado en relativos de promedios Enero $40 $40 $40 100,00 Febrero $42 $40 $41 1,025 102,50 Marzo $20 $40 $30 0,732 75,00 Abril $24 $40 $32 1,067 80,00 El índice de la última columna reflejaría fielmente lo que ha sucedido en este mercado hipotético. El precio promedio de las camisas, analizado en forma directa (relativo de promedios) muestra tendencia descendente. En abril las camisas se venden en $32, es decir un 20% menos que en enero, cuando se vendían a $40. Sin embargo, el sistema de promedios de relativos no registraría el descenso, como lo muestra el cuadro siguiente. 71 Relativos de los negocios tipo 1 Relativos de los negocios tipo 2 Promedio de relativos mensuales (50%+50%) Indice basado en promedios de relativos mensuales Enero 100.00 Febrero 1.05 (*) 1.00 1.025 102.50 Marzo 1.00 (**) 1.00 1.000 102.50 Abril 1.20(***) 1.00 1.100 112.75 (*) Basado en las camisas caras que estos negocios vendían en enero y febrero. (**) Imputado sobre la base de los negocios tipo 2. (***) Basado en las camisas baratas que estos negocios vendían en marzo y abril. Comparando abril con enero, en lugar de una rebaja de precios, el índice basado en PR registra un aumento. El índice es "ciego" ante el abaratamiento sufrido por el producto, debido a que ese abaratamiento se produjo mediante el cambio de marca o modelo de camisa. Con este método, como es fácil percibir, el índice no refleja adecuadamente la marcha de este mercado. El índice da la impresión de que el precio de la variedad "Camisa de hombre" aumentó un 12.75% en los cuatro meses considerados, cuando en realidad el promedio del mercado pasó de $40 en enero a $32 en abril, un descenso del 20%. Si más adelante los negocios tipo 2 también pasan a vender la camisa barata, se repetiría el fenómeno descrito, de modo que el precio podría pasar de un promedio de $40 a un promedio de $20 sin que en ningún momento haya ninguna disminución del índice. Es lo mismo si la nueva camisa la adoptan todos a la vez, o si lo hacen de a uno, porque en cada uno de los casos se repetirá el mismo fenómeno: la rebaja va a ser ignorada. Es cierto que la camisa de $20 puede ser de una calidad inferior a la de $40, aunque ello no es seguro: la diferencia puede ser simplemente el efecto de provenir de una fábrica más eficiente, o el resultado de haberse abierto la importación, o que el fabricante o el mayorista venden con menos margen. Es probable que aun controlando la calidad la segunda camisa termine siendo más barata que la primera. Al adoptar el procedimiento de los promedios de relativos se supone, como ya hemos dicho, que la rebaja de precios asociada a la difusión de la camisa barata está totalmente explicada por la calidad supuestamente inferior de la camisa de menor precio. Este supuesto es un tanto extremo, porque al menos una parte de la diferencia de precio puede ser una "pura" diferencia de precio. El abaratamiento de las camisas vinculado a un cambio de marca o modelo no se registra en forma directa en el índice de precios, pero puede registrarse ocasionalmente de modo indirecto si la progresiva difusión de la camisa barata produjera una rebaja en el precio de la camisa cara. Esas rebajas "por reflejo" no siempre ocurren, o en todo caso no son muy drásticas, pues el precio de la camisa "cara" está condicionado por su precio de costo, el cual seguramente impide venderla al público a $20, y también por otros factores (mayor calidad o mayor status de la camisa cara, mercado segmentado, etc.). La camisa "cara" probablemente seguirá siendo ofrecida a un precio relativamente alto, hasta que eventualmente vaya dejando de ser la "camisa más vendida" en un negocio tras otro, y en ese caso finalmente su precio quizá deje de ser registrado por el índice de precios al consumidor, o bien siga vendiéndose sólo en negocios orientados al público de mayores ingresos. Aún 72 cuando haya rebajas por reflejo, esas rebajas de la camisa cara "por reflejo" no harían, por lo general, que toda la rebaja de precios se refleje en el índice. Generalmente habrá una subestimación de la rebaja, porque la camisa cara no puede bajar demasiado. Para medir "puras variaciones de precio" lo mejor sería mantener muestras más o menos comparables de productos a lo largo del tiempo, y usar relativos de promedios, o bien usar los promedios de relativos pero no ignorando totalmente los cambios de precios cuando se introducen artículos que son verdaderos sustitutos de los anteriores. Esto implica que deberían hacerse "ajustes de calidad" como los que habitualmente se practican en el Consumer Price Index de los Estados Unidos. Si el nuevo televisor más barato resulta ser físicamente peor (vida útil más corta, peor calidad de imagen), estos cambios cualitativos deberían ser valorados, de modo que una parte de la rebaja de precio se atribuya a la menor calidad, y el resto a una verdadera rebaja de precio. Lo mismo ocurriría si el nuevo televisor es cualitativamente mejor que el anterior. Sobre qué base hacer los ajustes de calidad es una materia muy discutida. Existen algunos "modelos hedónicos" (véase por ejemplo Griliches 1961 en un análisis clásico en el tema) que por métodos de regresión miden el precio adicional que el consumidor está dispuesto a pagar por cada elemento concreto de calidad adicional (cuánto por el control remoto, cuánto por la imagen más nítida, etc). Pero estos métodos son de aplicación complicada y de resultados dudosos, por lo cual su aplicación general no es fácil. Normalmente lo que hacen los organismos de estadística es aceptar como "el mismo bien" aquellos cambios de marca o modelo que no evidencian importantes diferencias en las prestaciones, y hacer el "ajuste de calidad" cuando el nuevo modelo tiene evidentemente calidades diferentes que el anterior. Es sólo en esos casos que se debería usar el sistema de "empalmar" el precio del viejo bien con el precio del nuevo, ignorando el cambio de precio (es decir atribuyéndolo a cambios de calidad), o bien "partir la diferencia", atribuyendo una parte del cambio de precio al cambio de calidad, pero no la totalidad (una regla práctica estimativa, a menudo aplicada, es considerar que la mitad de la diferencia de precio es por razones de calidad). En un índice estimado del costo de vida, en cambio, no se pretende medir "puras variaciones de precios". Aquellos cambios de calidad que no estén forzados por un descenso exógeno del ingreso real (o favorecidos por un aumento del mismo ingreso) son sustituciones que deben incorporarse al índice, como se indica en la sección siguiente. 73 Los cambios de calidad como procesos de sustitución Muchos cambios de calidad lo que ponen de manifiesto es un cambio en la composición del consumo. En un mercado amplio hay consumidores que compran camisas baratas y otros que compran camisas caras. El "consumidor promedio" compra una "mezcla de camisas" cuya calidad promedio depende de la participación en el mercado que tengan las distintas camisas. Cuando el consumidor promedio aumenta las adquisiciones de camisas baratas y reduce la participación de las camisas caras en el mercado está procediendo a una sustitución entre calidades de camisas, que es una sustitución del consumidor al igual que la sustitución de pollo por carne de vaca. Lo mismo ocurre si el consumidor pasa a consumir artículos más caros en lugar de más baratos. Si el ingreso real no ha variado, o bien se ha descontado su efecto pues se conoce la elasticidad-ingreso del producto, entonces esa sustitución debe considerarse en un índice del costo de vida. Cada consumidor hace permanentemente juicios de valor, sopesando si quiere más camisas de calidad mediocre o pocas camisas de alta calidad, o si quiere aprovechar el menor precio para gastar menos en camisas y pasar a gastar más en otros artículos, moviéndose así a lo largo de una curva de indiferencia entre distintas calidades de camisas, o entre camisas de varias calidades y otros bienes, eligiendo una u otra alternativa de acuerdo a los cambios en la relacion de precios. En un índice del costo de vida la sustitución de una marca o modelo por otro para satisfacer la misma necesidad es parte del proceso general de decisión del consumidor. Si el cambio no ha sido causado por un aumento o una reducción del ingreso real, y si verdaderamente con el nuevo producto o negocio se obtiene (aproximadamente) la misma utilidad que con el anterior, esa sustitución debe ser incorporada en la medición del costo de vida. Obviamente, hay la posibilidad de que el nuevo producto tenga más (o menos) calidad, más (o menos) prestaciones, en tal caso el consumidor (al consumir una unidad del nuevo producto) estaría obteniendo mayor o menor utilidad que antes. La diferencia de precios entre ambas variantes podría reflejar, al menos en parte, esta variación en la utilidad obtenida por el consumidor. Esa clase de diferencias debería ser excluida en la medición del costo de vida, y si no se la excluye se incurre en un "sesgo de calidad". Ese sesgo puede ser positivo o negativo según predominen los aumentos o caídas en la calidad. Se estima usualmente que la inmensa mayoría de los cambios rutinarios de marca o modelo no implican un cambio decisivo de calidad sino un cambio hacia otro producto de calidad equivalente al anterior: si un negocio reemplaza un modelo de camisa por otro modelo alternativo más demandado por el público, normalmente los artículos nuevos son muy similares a los anteriores en su calidad y prestaciones, sobre todo porque se trata del mismo negocio (que apela al mismo público) en dos meses consecutivos. En la inmensa mayoría de casos, los artículos en cuestión son perfectos (o casi perfectos) sustitutos uno del otro. En cuanto a los auténticos cambios de calidad, los estudios norteamericanos al respecto hay resultados que apuntan a la coexistencia de sesgos positivos y negativos, aunque el balance de la evidencia sugiere un sesgo global de calidad de signo positivo. Esto significa que si todos los cambios de calidad se considerasen como sustituciones, y por consiguiente todas las diferencias de precios se considerasen como aumentos del costo de vida, se estaría incurriendo en una sobreestimación del aumento del costo de vida. Por ejemplo, si en 1995 el servicio telefónico en la Argentina costase (en términos reales) más que en 1985, la diferencia podría ser atribuida (al menos en parte) al mejoramiento general del servicio después de la privatización. En ese caso el consumidor pagaría más no sólo porque el 74 servicio es más caro, sino porque recibe más o mejor servicio que antes. Si se considerase el costo de obtener en 1995 la misma utilidad que se obtenía en 1985, o el costo que habría significado obtener en 1985 el servicio telefónico que se tiene en 1995, el índice debería mostrar un incremento menor, o tal vez una disminución. Esta consideración es importante porque el procedimiento que aquí se seguirá para corregir el sesgo de sustitución implica considerar los cambios de calidad como sustituciones, y por lo tanto ese procedimiento podría incurrir en un sesgo de calidad. Dado que el sesgo de calidad se puede estimar que es positivo, se desprende que el índice estimado del costo de vida (corrigiendo sesgos de sustitución) todavía involucra una sobreestimación del aumento del costo de vida debido a que no se han corregido sesgos de calidad, algunos de ellos creados por el mismo procedimiento que sirve para corregir los sesgos de sustitución. En el caso argentino, como se verá, en los períodos relevantes (1960 a 1970-71 y 1970-71 a 1985-86) los ingresos reales de las poblaciones comparables crecieron, y por lo tanto un índice que incorpore los cambios de precio asociados a cambios de calidad probablemente incurre todavía en una sobreestimación. Esto significa que si se reemplazan los promedios de relativos por relativos de promedios en los períodos antedichos, incorporando los cambios de precios e ignorando los cambios de calidad, se obtiene un índice ajustado, más bajo que el anterior, pero que (si se tomara en cuenta la diferencia de ingresos reales y los sesgos de calidad) debería ser todavía menor (el índice todavía estaría sobreestimando el costo de vida). En otras palabras, un índice estimado del costo de vida en el cual se considerasen los cambios de calidad como sustituciones legítimas todavía estaría sobreestimando el aumento del costo de vida debido a la persistencia de sesgos de calidad derivados del mejoramiento general de la calidad de bienes y servicios, y del aumento tendencial del ingreso real. Puede haber habido, sin embargo, algún sesgo de signo contrario en los breves períodos en los cuales se produjo una reducción de los ingresos reales. Estos sesgos en general se revierten posteriormente cuando el ingreso real se recupera. Inflación global, inflación específica y promedios de relativos La utilidad efectiva de los promedios de relativos descansa sobre la hipótesis de que las tasas de variación de los distintos modelos y marcas son más o menos paralelas. Ello depende a su vez de cuánto pesen los factores macroeconómicos (la "inflación general) y cuánto los factores específicos de cada bien para determinar la variación de precios de cada uno de los artículos. En todo proceso inflacionario habría que distinguir entre la inflación global o general (el impulso que mueve al conjunto de los precios hacia arriba) y los cambios de precios relativos (que hacen que algunos precios aumenten más que otros). La tasa de variación de precios de un bien o variedad cualquiera puede ser concebida (Bryan y Cecchetti, 1993b) como la suma de una "inflación básica" subyacente, común a todos los bienes, y un componente específico a cada bien. La fórmula general sería: t pi = 1 + π t + ε it t -1 pi donde el símbolo π representa la tasa subyacente de inflación general, o sea la tendencia global de aumento de precios o depreciación de la moneda, factor compartido por todos los bienes, mientras que el componente ε refleja el efecto específico de la variación del precio relativo de cada bien por encima o por debajo de la inflación global. Estas ideas han sido exploradas en forma muy original por Bryan y Cecchetti. En su artículo "The consumer price index as a measure of inflation" estos autores ponen de manifiesto, mediante análisis fac75 torial dinámico, el "factor común" de inflación que subyace a las variaciones de precios, y miden el sesgo derivado del cambio de los precios relativos, a través de la discrepancia entre esa inflación "subyacente" y la variación del IPC, que se explica por la diferente evolución de los precios de bienes individuales. En alta inflación, el factor inflacionario general subyacente explica gran parte de la variación de los precios individuales, pero no así en períodos de estabilidad. En "Measuring core inflation" ensayan el uso de medidas "robustas" de la inflación, eliminando los bienes más volátiles del CPI, y encuentran que ese núcleo no volátil de inflación es un mejor predictor de la inflación futura y de otras variables económicas, ya que los precios individuales más volátiles reflejan "shocks aleatorios de oferta" y no un movimiento subyacente de la oferta monetaria o de otros factores macroeconómicos fundamentales. Debe remarcarse, sin embargo, que el concepto de "core inflation" (referido a rubros no volátiles) no es equivalente al concepto de inflación general subyacente representado antes con el símbolo π y estimado por medio de análisis factorial dinámico. El componente inflacionario global π puede alcanzar cifras muy altas, como la experiencia argentina lo demuestra durante los períodos de megainflación e hiperinflación, pero el componente específico de cada bien rara vez es tan alto, aun en épocas de alta inflación. En esas circunstancias usualmente la economía funciona en forma "indexada", de modo que todos los precios tienden a subir en función de indicadores macroeconómicos como la inflación del mes anterior, la cotización corriente de las divisas extranjeras, o las expectativas económicas para el corto plazo. Esto implica que en épocas de alta inflación todos los precios tienden a subir más o menos al mismo ritmo, obedeciendo señales del mercado que indican a los formadores de precios en qué proporción aproximada deben aumentarlos. Por sobre ese comportamiento "indexado", cada precio sufre secundariamente una "distorsión", es decir una variación adicional específica (positiva o negativa) que lo lleva a aumentar un poco más o un poco menos que el promedio. Con inflación alta lo que predomina es la tendencia inflacionaria general. Así, en un período de alta inflación la trayectoria de todos los precios es más o menos "paralela", pues predomina la inflación global sobre los movimientos específicos de cada precio relativo. El componente π es mucho más grande que ε. De ello se desprende que en esas circunstancias todos los relativos serán similares. Algo similar ocurre dentro de cada variedad o artículo específico. La variación del precio observado en cada uno de los casos de la muestra puede ser descompuesta esencialmente en tres componentes: t pij = 1 + π t + ε it +ψ ijt t -1 pij Si se observa una muestra de n casos todos los meses, reemplazando sistemáticamente con muestras similares a aquellos negocios que cierran, negocios que cambian de ramo, productos que desaparecen, etc., entonces el precio del bien i observado a través del caso jésimo de la muestra (y que cada mes corresponde a una determinada marca o modelo en un determinado negocio) varía en una proporción que es la suma algebraica de: (i) la inflación general subyacente π; (ii) la inflación específica de ese artículo εi; y finalmente (iii) factores propios de cada marca, modelo o negocio representados por el factor ij (incluyendo el cambio de marca o modelo por parte del negocio, o el reemplazo de un negocio por otro en la muestra debido a cierre o cambio de ramo). Se obtiene así una desagregación de la tasa de inflación en tres partes: inflación general, inflación diferencial del artículo, y variación 76 específica de cada marca, modelo o negocio. En un período de alta inflación, el componente ligado a las distintas marcas o negocios ( ) y la tasa adicional de variación de los artículos específicos (ε) son pequeñas comparadas con la tasa general de inflación (π). En épocas de baja inflación, en cambio, la tendencia general es de una cuasi estabilidad de precios, y en cambio ganan importancia relativa los movimientos específicos de cada rubro, y los aumentos o rebajas de cada marca o negocio. El factor general π pierde importancia, y en el límite es cero, mientras los componentes específicos ε y son los que determinan (en una proporción sustancial) la variación de los precios de cada bien concreto. Dado que los factores específicos, por definición, no responden a un patrón global, pueden diferir fuertemente entre sí: algunos negocios o marcas se estarán abaratando, otros estarán encareciéndose. Por otra parte, en situaciones de estabilidad de precios disminuye el grado de dispersión de precios en el mercado por reducción de la incertidumbre, por mediciones más confiables y por efecto mismo de la mayor estabilidad. Esto implica que con baja inflación habrá menor dispersión entre los precios monetarios, pero al mismo tiempo mayor dispersión entre los relativos. De este razonamiento (sustentado por los datos, ya que estos cambios en la dispersión de los precios y de los relativos pueden ser comprobados en la Argentina si se comparan por ejemplo las observaciones de precios del INDEC en el año 1989 con las del año 1995), se desprende que las ventajas de precisión estadística de los promedios de relativos en épocas de alta inflación se revierten en épocas de mayor estabilidad. De este modo, en períodos de estabilidad sería preferible el relativo de promedios antes que el promedio de relativos. Promedio de relativos, bienes transables y no transables La práctica de los promedios de relativos, que exige excluir los casos donde no haya observaciones sucesivas del mismo producto en el mismo negocio, puede ignorar el abaratamiento de algunos bienes, lo que tiende a exagerar el aumento del costo de vida (o a subestimarlo si se trata de un encarecimiento). Esto es de por sí un problema de gran importancia. Pero esa práctica tiene también otro efecto, en cuanto afecta a las variedades heterogéneas, y no a las homogéneas, para las cuales se usan relativos de promedios, y en consecuencia el eventual abaratamiento por sustitución de marcas o variantes queda incorporado en los promedios de precios de los sucesivos meses, y se refleja en el IPC. El principal grupo que integra las variedades homogéneas son los alimentos. La mayor parte de los otros bienes y servicios son variedades heterogéneas. Es posible por lo tanto que el IPC tienda a ignorar algunos abaratamientos relativos de los bienes no-alimentarios, mientras registra el eventual abaratamiento relativo de los alimentos. Como consecuencia tendería a exagerar la inflación de los bienes no alimentarios (que incluye todos los servicios, y asimismo incluye a todos los bienes no transables de consumo). La inflación de alimentos no se vería afectada por este problema, mientras la del resto (donde sobresalen los servicios) sí se vería afectada. Este aspecto del asunto tiene mucha importancia en el caso argentino, ya que en los últimos años se ha producido un encarecimiento de bienes no transables, y en particular servicios, que puede haber sido sobreestimado por el IPC. En la parte III se analiza con cifras este tema. 77 Imputación de precios y de relativos El INDEC ha adoptado la norma de contar con un mínimo de observaciones (usualmente 20) para calcular el índice elemental de una variedad. La muestra generalmente es mucho más numerosa (llegando a varios centenares de observaciones de cada precio). Pero ocasionalmente en algunos artículos se obtienen menos observaciones que las planeadas, por falta del producto en el mercado o porque algún negocio de la muestra ha cerrado sus puertas, o ha cambiado de ramo, o está vendiendo otra mercadería similar (de otra marca o modelo) . En general, los casos "sin información" son reemplazados por una imputación, basada en los datos observados o en el relativo del respectivo capítulo, grupo o subgrupo (que se calcula prescindiendo de los casos faltantes). Esto mantiene formalmente constante el tamaño de la muestra, pero al costo de incluir "casos" que no son muestras independientes tomadas de la realidad, sino imputaciones. Los casos observados se utilizan como dato si son más de veinte; en caso contrario se desdeñan y se utilizan en cambio relativos tomados del capítulo, grupo o subgrupo correspondiente. Este procedimiento equivale a redistribuir la ponderación de las observaciones faltantes entre todos los negocios donde se observa ese bien, o entre los demás bienes del mismo subgrupo, grupo o capítulo (véase INDEC, 1993, pp.63-65). Se usa no sólo cuando los negocios visitados están accidentalmente sin existencias del producto especificado, sino que se utiliza también para imputar el precio (o el relativo) de los productos estacionales en el período en que no están disponibles en el mercado, o para casos en los cuales el precio reportado resulta poco creíble en comparación con otros precios del mismo producto observados ese mes en otros negocios. Así, por ejemplo, si una fruta de verano (o una prenda de vestir de tipo estacional como la ropa de baño) desaparece del mercado en abril para reaparecer en noviembre o diciembre, en todos los meses intermedios se le imputa un precio (o un relativo si fuese una variedad heterogénea), de acuerdo a la evolución del respectivo subgrupo, grupo o capítulo (la opción entre uno u otro es discrecional). Si un negocio donde se consulta el precio de los televisores no emite información (por cualquier motivo) en un determinado mes, se le imputa el relativo que corresponde a los televisores observados en otros negocios, o el que corresponde por ejemplo al resto del correspondiente subgrupo (aparatos de audio, radio y TV). Formalmente, la muestra aparece con un número fijo de casos, aunque algunos "casos" son simples imputaciones y no datos independientes. Ante la falta de un dato muestral, la solución óptima (aunque más costosa) sería la obtención de datos primarios de reemplazo, en algún negocio "suplente". La imputación reduce la variabilidad de la muestra, ya que imputa a todos los casos faltantes un precio promedio o un relativo promedio, tomado del correspondiente capítulo, grupo o subgrupo. En épocas de estabilidad el relativo de un bien específico no tiene por qué guardar correlación con el índice global, o con el capítulo, grupo o subgrupo, ya que predominan las factores intrínsecos de cada bien, y no necesariamente la tendencia general, ni siquiera la del respectivo grupo. Nótese por otra parte que si se reemplaza una parte de la muestra imputando relativos del grupo o subgrupo, se aumenta artificialmente la uniformidad en la variación de precios de ese artículo, se deja de registrar una parte de la variabilidad existente en el mercado, y de esa manera se ignora una parte de las posibilidades de sustitución con que cuenta el consumidor. Las imputaciones, por lo tanto, contribuyen a agravar el sesgo de sustitución, e impiden corregirlo por completo. Tienen, sin embargo, la ventaja de mantener (aunque sea formalmente) un número constante de "casos" en la muestra de cada rubro. 78 Promedio de relativos y artículos estacionales El uso de promedios de relativos puede introducir un sesgo específico e importante en el caso de los artículos estacionales. En este caso lo que se produce es una subestimación de la inflación. El problema está ligado a la imputación de relativos para artículos estacionales cuando ellos no están presentes en el mercado. Supongamos que durante seis o siete meses se encuentre en el mercado sólo vestidos de verano, y durante los otros seis o siete meses vestidos de invierno (habrá algún mes de transición en que los dos tipos se encuentran en las tiendas). Supongamos que los negocios introducen las prendas de estación a precios relativamente altos, y los liquidan a bajo precio al llegar la estación siguiente. Por ejemplo, los vestidos de invierno pueden introducirse a $50 y terminar liquidados a $40, y lo mismo puede ocurrir con los de verano. Pero al mismo tiempo puede haber un aumento tendencial de los precios (por ejemplo, doce meses después el vestido de invierno podría ser introducido a $60 y liquidado a $50, es decir $10 por encima de sus precios del año anterior). Con el sistema del promedio de relativos, el índice reflejaría primero la caída del vestido de invierno de $50 a $40: un índice que valiera 100 al comienzo de esa estación terminaría valiendo 80. En ese momento el vestido invernal desaparece de los escaparates, pero en todos los negocios donde desaparezca se le imputa por ejemplo el relativo obtenido del índice del vestido de verano, que arranca con un valor de 100 y termina con 80 o un valor similar (o se le aplica el relativo global de la indumentaria, que seguramente estará influido por la evolución de las prendas de estación) y luego se le ensambla el índice del vestido de invierno del año siguiente, que también sufrirá una rebaja del 20% a lo largo de esa estación. El encadenamiento de esos índices estacionales haría que el índice del vestido de invierno pasara por ejemplo de un valor inicial de100 al principio del primer invierno, a 80 al empezar el verano; allí se le podrían imputar los relativos de la respectiva prenda de verano, con lo cual el índice bajaría a 64 al inicio del segundo invierno, sugiriendo una tendencia del precio de esa prenda a caer sostenidamente, lo que en realidad no ha ocurrido, ya que de un invierno a otro la prenda se ha encarecido, y el índice declinante sólo es un resultado de la fórmula usada. Después de varios años de caída el índice llega a valores irrisorios, fuertemente retrasado frente a otros bienes, y desfasado de la evolución efectiva de los precios del rubro en cuestión. 47 El índice mostraría lo que Boskin et al (1996) llaman "formula bias". Como se verá más adelante, algo de esto ha sucedido con los índices de productos estacionales en el IPC de la Argentina. El IPC incluye diversas prendas con demanda estacional, muchas de las cuales originan dos variedades simétricas, una de invierno y otra de verano (por ejemplo, vestidos de mujer o trajes para hombre). Aparte hay prendas estacionales que no tienen un complemento directo en la estación opuesta (por ejemplo sobretodo o traje de baño). A medida que se acerca el fin de la temporada respectiva, los precios (absolutos o relativos) bajan, y finalmente en un negocio tras otro la prenda desaparece del mercado. En cada negocio donde el artículo no se pueda observar en dos meses consecutivos el INDEC imputa un relativo, usualmente el relativo general de indumentaria o el relativo del correspondiente grupo o subgrupo de prendas (calculado sin considerar ese caso ni otros en la misma 47 En la práctica, en la contraestación de un vestido de invierno no necesariamente se le imputan los relativos del vestido de verano. Pueden imputársele relativos de la ropa de mujer en general, o de todo el capítulo indumentaria, etc.Pero aun esos relativos más globales están influidos por las prendas estacionales que tienden a ir bajando conforme transcurre su temporada. 79 condición). En épocas de inflación alta los movimientos estacionales son oscurecidos por la fuerte tendencia creciente de todos los precios, pero en épocas de estabilidad son sumamente visibles. Por ejemplo en 1991-95 los precios de los artículos estacionales de indumentaria arrojan tasas negativas muy fuertes a medida que se acerca el fin de su temporada; luego sus índices tienden a permanecer constantes durante la temporada "de ausencia", ya que en ese momento se les imputa el relativo general de indumentaria o alguno de sus grupos, que (por la influencia de las prendas de estación) suele tener tasas nulas o levemente negativas. Como resultado, el índice elemental de esas prendas tiende a tener un comportamiento muy característico: aumenta al principio de la temporada, luego cae sostenidamente hasta el final, finalmente permanece más o menos estable durante la temporada pasiva, hasta el comienzo de su siguiente temporada activa. Esta evolución ciertamente no refleja la evolución auténtica de los precios de esas prendas. Entre 1991 y 1995, por ejemplo, con estabilidad cambiaria, el precio de las prendas (observado mes tras mes en el propio IPC) se ha mantenido en el mismo orden de magnitud, con oscilaciones estacionales y una leve tendencia creciente acorde con la inflación general (que en el caso de bienes transables ha sido muy baja). Sin embargo el índice de esas prendas muestra una fuerte tendencia decreciente. Si se da el valor 100 al índice de abril de 1991, se llega a 1995 en muchos casos con índices de apenas 20 o 30, como si el precio se hubiese reducido a la cuarta parte. Este problema ha deprimido fuertemente el índice del capítulo indumentaria, y ha compensado en parte la sobreestimación del incremento del costo de vida derivado del sesgo de sustitución del IPC. En la parte III de este trabajo se examinarán las cifras del IPC relacionadas con este problema. Aparte del problema de empalme de precios imputados para artículos estacionales, los índices de precios como el IPC argentino tienen otro problema de estacionalidad, vinculado con las cantidades atribuidas a esos artículos. En realidad, el consumo de artículos estacionales por definición varía de un mes al otro, y sin embargo el IPC tiene una ponderación constante para todos ellos, que representa su participación en el gasto anual promedio. Cuando el precio de los trajes de baño desciende bruscamente al final del verano, ese descenso tiene un impacto muy limitado en el costo de vida, pues en esa época poca gente compra trajes de baño (excepto los que quieren "aprovechar la liquidación" y equiparse anticipadamente para la temporada siguiente). Las cantidades probablemente sean mucho más altas al comienzo de la temporada. Estos cambios estacionales de cantidades no siempre son reflejados en el IPC. En el IPC de 1960 los artículos estacionales tenían asignadas cantidades (y por ende ponderaciones) diferentes según los meses del año, pero esa práctica fue abandonada en épocas posteriores. El uso de ponderaciones fijas para todo el año, aun en artículos con demanda estacional, es una práctica corriente en la actualidad, como una solución de compromiso ante los problemas planteados por la estacionalidad. El argumento es que si se adoptaran cantidades variables, una variación del índice reflejaría no sólo la "pura variación de precios" sino también la variación en las cantidades, lo cual es anatema en los índices convencionales de precios (pero no en los índices del costo de vida). En el presente trabajo este problema no es objeto de corrección alguna, pues no se dispone de datos para estacionalizar la demanda de esos bienes (excepto en la base 1960). 80 De los índices de variedades a la construcción del IPC Sea homogénea o heterogénea, y con datos observados o imputados, para cada variedad se origina un "índice elemental", que se obtiene en la práctica multiplicando en forma encadenada los relativos mensuales de precios de la variedad (calculados como PR o como RP) desde el inicio de la serie hasta el mes corriente. Cada una de esas variedades está afectada por una ponderación (que proviene de las proporciones de gasto en la encuesta de 1985-86), y que sirve para agregar esos índices elementales para formar índices de subgrupo, de grupo y de capítulo, y asimismo para formar el índice global de precios al consumidor. Esta agregación de índices elementales en el IPC se realiza en todos los casos como índice de Laspeyres, es decir como promedio aritmético ponderado de los índices elementales de las variedades. De ese modo los índices elementales oficiales, como queda dicho, ocultan un sesgo de sustitución dentro de cada rubro (aparte de los problemas de estacionalidad que también están presentes en algunos casos). Por su parte la agregación de esos índices elementales en forma de índices de Laspeyres para calcular el IPC de cada subgrupo, grupo y capítulo, encierra un sesgo de sustitución entre rubros. El análisis del costo de vida requiere despejar esos sesgos de sustitución. En definitiva en este estudio se usaron medias geométricas para recalcular los índices elementales. Ello supone que los consumidores gastan proporciones similares del gasto total en todas las variantes y negocios de la muestra, y que mantienen constantes esas proporciones a lo largo del tiempo, ajustando las cantidades cuando cambian las relaciones de precios entre distintas marcas, modelos y negocios. Esa hipótesis tiene la virtud, como se explica en seguida, de hacer de cada índice elemental (con ciertas limitaciones) un índice geométrico, corrigiendo así los sesgos de sustitución dentro de cada rubro tal como un índice geométrico global corrige los sesgos de sustitución entre rubros. En efecto, también en el caso de variedades heterogéneas, si el tamaño de muestra es constante, el relativo de promedios geométricos será equivalente a un promedio geométrico de relativos: ni ∏p ∏p t ij j t i RPg = ni t -1 ij = ni ∏p t pij j t -1 ij = PRg ti j En otros términos, si se mantiene constante el número de observaciones por mes para cada rubro, y no se excluyen los casos "no idénticos", el relativo de promedios geométricos equivale a un promedio geométrico de relativos. La dualidad entre RP y PR desaparece cuando las medias son geométricas (si el tamaño de muestra es constante). A su vez, el encadenamiento de estos relativos desde la base permite simplificar los promedios de períodos intermedios, convirtiendo el índice elemental en un relativo de medias geométricas que relaciona el precio en el mes t con el precio en el año base, y equivale además equivale a un índice geométrico, que promedia geométricamente las n variaciones de precios correspondientes a los n casos de la muestra. Esto surge claramente del siguiente desarrollo: 1 2 t -1 t PRg i × PRg i × . . . × PRg i × PRg i = = RPg 1i × RPg i2 × . . . × RPg ti -1 × RPg ti = 81 ni ∏p 1 i ∏ j = ni 0 i p × 1 pi j 0 pi j j ∏p ∏ × ni ∏ j t i j j ni ∏ 2 i 1 i p × . . .× 0 pi j ni ∏p ∏ t -1 i j ni p t-2 i 2 pi j 1 pi j = ni ∏ j × . . . × ni ∏ j × ni ∏p ∏ t i j ni t -1 = pi j j j = ni ∏ = ∏p j ni j ni ni t -1 pi j t-2 pi j × ni ∏ j t pi j t -1 pi j = t pi j 0 pi j equiv Indice geométrico j Esta construcción descansa sobre la hipótesis de una muestra de tamaño constante para cada rubro, lo cual permite aparear cada observación del período t con la correspondiente observación del período t-1, y en definitiva con la correspondiente observación del periodo base. En la práctica la muestra planeada del IPC es de tamaño fijo para cada rubro, pero el número de observaciones efectivas varía, y la diferencia es suplida por imputaciones. Si bien ello implica una imprecisión, cuando las imputaciones no son muy abundantes no causan un error serio. En consecuencia, en líneas generales la reelaboración de los índices elementales mediante relativos de medias geométricas equivale, en primer lugar, a la elaboración de un promedio de relativos sin excluir los casos no idénticos (permitiendo la sustitución de marcas, modelos y negocios), y en segundo lugar, representa la evolución de cada rubro como un índice geométrico de los n precios registrados en la muestra (lo cual es compatible con una sustituibilidad unitaria entre marcas, modelos y negocios). Esta forma de construir los índices elementales, por lo tanto, constituye una propuesta de eliminación del sesgo de sustitución dentro de cada rubro. 48 Esta propuesta supone que los consumidores mantienen constante la participación porcentual de cada marca, modelo y negocio en el gasto total destinado al consumo de cada rubro, o bien que esas proporciones de gasto varían aleatoriamente, sin correlación con los cambios de precios relativos (Vartia, 1978). Niveles de construcción del índice y niveles de sustitución Dado que el índice de Laspeyres es algebraicamente agregable, el IPC global puede obtenerse alternativamente aplicando la fórmula de Laspeyres a los índices de las variedades, o bien a los índices de los subgrupos, grupos o capítulos, ya que de todos modos arroja el mismo resultado (salvo pequeñas diferencias por redondeo). Los índices parciales de cada nivel implican un proceso previo de construcción de índices, que consiste en la agregación de observaciones empíricas para formar los índices elementales de variedades, y la posterior agregación de éstos para formar índices de subgrupos (que son el nivel más desagregado que se publica). Los índices de variedades en la Argentina, como hemos visto, en la mayor parte de los casos son índices aritméticos, es decir índices Laspeyres, aunque en los 48 Un índice geométrico no es la única clase de índice que puede corregir el sesgo de sustitución. Si la elasticidad de sustitución es mayor que 1 haría falta un índice armónico, por ejemplo. Pero en la parte III se demuestra que entre rubros el grado de sustitución corresponde en promedio (en el caso argentino) a una elasticidad cercana a 1, y es razonable extender este supuesto a la sustitución dentro de los rubros. 82 últimos años, y sólo para las variedades heterogéneas, son índices geométricos (obtenidos por promedio de relativos). Para aplicar fórmulas alternativas (por ejemplo un índice geométrico) a fin de controlar el sesgo de sustitución, se debe partir de datos que ya de por sí involucran la agregación de otros datos más elementales. La agregación alternativa (por ejemplo geométrica) puede hacerse a partir de índices de diferentes niveles. Pueden agregarse geométricamente los índices oficiales de capítulos, los de grupos o los de subgrupos. Si se usa la información inédita, pueden agregarse geométricamente los índices oficiales de las variedades, o pueden recalcularse los índices de las variedades usando datos primarios. El índice alternativo (p.ej. geométrico) será diferente según cuál sea el punto de partida para calcularlo. Si se toman los índices IPC de los diferentes capítulos, y se los agrega geométricamente de acuerdo a sus ponderaciones, se corrige el sesgo proveniente de la sustitución entre capítulos, pero no se toca el sesgo de sustitución entre grupos, subgrupos, variedades, variantes, marcas, modelos y negocios. Si se parte de los índices de los grupos, o de los subgrupos, se cubre una parte más amplia de la sustitución ocurrida. Si se llega al nivel elemental se corrige un conjunto aún mayor de procesos sustitutivos. El sesgo de sustitución que se captura al basarse en índices de capítulos es menor que el que resultaría de un análisis más desagregado. La diferencia entre el IPC y el "ICV" sería mayor cuánto más desagregada sea la información de base. Esto implica, además, que el sesgo de sustitución puede ser no solamente estimado en conjunto, sino también analizado por niveles de sustitución (entre capítulos, entre grupos, etc.), mediante el arbitrio de obtener el índice "corregido" sobre la base de datos con diferentes niveles de agregación. Desgraciadamente, para un período largo (1960-1995 en nuestro caso) no siempre se dispone de datos con el mismo nivel de desagregación a lo largo de todo el período. En el presente caso se tiene la siguiente situación en cuanto a la disponibilidad de datos: 1960-77: Datos publicados a nivel de variedades. Datos inéditos no disponibles 1977-88: Datos publicados a nivel de subgrupos. Datos inéditos no disponibles 1988-95: Datos publicados a nivel de subgrupos. Se han podido hacer algunos análisis a nivel de variedades y de precios elementales, con datos no publicados. Estos datos, como se verá, permiten corregir todos los niveles de sustitución en 1988-95, y la sustitución entre subgrupos o variedades en los períodos anteriores, y ello a su vez permite estimar la sustitución a niveles más desagregados en períodos anteriores a 1988. 83 Los datos publicados e inéditos del IPC Como ya se dijo, los índices del IPC publicados por el INDEC (desde 1977) abarcan sólo hasta el nivel de los subgrupos. En cuanto a los índices en sí, no se publican los índices de las variedades, ni los precios promedio de los bienes (excepto los principales alimentos), ni tampoco está disponible regularmente la base de datos primarios (como lo están otras bases de datos del INDEC) para realizar trabajos de investigación. Con respecto a la metodología del índice, en las bases de 1960 y 1974 se publicaron las ponderaciones de las variedades, pero en la base de 1988 sólo se dieron a conocer hasta el nivel de subgrupos. 49 Tampoco se publicado la composición de las "minicanastas". No se publica la ponderación asignada a supermercados y a otros tipos de negocio para la obtención del precio promedio de los bienes. Tampoco se da a conocer el grado de dispersión de los precios observados. 50 La reserva sobre los detalles técnicos del IPC (por encima de la reserva de identidad de los informantes, requerida por la legislación sobre secreto estadístico) responde a una política institucional explícita, que busca "evitar que exista algún tipo de intervención en la formación de los precios con el propósito de influir en los resultados del índice" (INDEC, 1993, p.28). El grado de reserva en esta materia se ha ido acentuando. En el período 1960-77 se publicaron las cantidades físicas, las ponderaciones, los precios promedio y los índices de precios de cada una de las 300 variedades, cuyas especificaciones también fueron publicadas con bastante detalle. En la descripción de la base 1974 se publicaron las ponderaciones de las variedades, pero nunca se publicaron los índices de precios de esas variedades, de modo que el conocimiento de las ponderaciones no presta mucha utilidad al analista. De la base 1988 no se publicaron ni las ponderaciones ni los índices a nivel de variedades. Es imposible con las cifras publicadas realizar cálculos basados en precios monetarios propiamente dichos (por ejemplo, no se puede saber en forma simple "cuánto cuesta" la canasta del IPC). Aunque hay índices de precios de varias otras ciudades del país, no se puede saber si determinada canasta de bienes y servicios cuesta más en Buenos Aires o en Santa Fe. Los cálculos que quiera hacer el usuario deben basarse en los índices disponibles, que representan cifras relativas basadas en precios elementales no publicados. Esto significa que todo análisis de la sustitución en el consumo basado en las cifras publicadas se tendría que limitar en principio a los sesgos de sustitución entre capítulos, grupos y subgrupos, ignorando la sustitución dentro de cada subgrupo (entre variedades o subvariedades, y entre marcas, modelos y lugares de compra dentro de cada variedad o subvariedad). En la práctica, el analista que se basa en los datos publicados se ve constreñido a tratar el índice de precios de cada subgrupo como si fuera el índice de precios de un solo bien. Todo esto es un inconveniente serio para analizar los sesgos de sustitución en el IPC, porque buena parte de la sustitución ocurre a niveles inferiores al subgrupo. La posibilidad de hacer estudios desagregados está potencialmente abierta para el índice de base 1988, ya que la información está computarizada en el INDEC (aunque no publicada). Para períodos anteriores la información detallada no se ha conservado. El presente trabajo utilizó información 49 La ponderación de los subgrupos apareció una sola vez, en un anexo del documento preliminar mimeografiado sobre la nueva serie del IPC (INDEC, 1989), pero no se reprodujo en la versión definitiva (INDEC, 1993). En otras publicaciones (por ejemplo el Anuario Estadístico de la República Argentina) se han publicado las ponderaciones sólo hasta el nivel de grupos. 50 Sólo una vez (INDEC, 1978) se publicaron coeficientes de variación de los precios observados de un conjunto amplio de bienes de consumo masivo (alimentos y otros), para el período 1977-78, aunque la lista sólo abarca variedades relativamente homogéneas, cuya dispersión por consiguiente es muy baja. 84 inédita de 1988-95 pero tuvo que hacer estimaciones aproximadas para aquellos niveles de agregación o períodos históricos sobre los cuales no hay información disponible. Una recomendación adecuada para el INDEC sería, en consecuencia, la de revisar las normas sobre disponibilidad de datos del IPC, a fin de seguir preservando el cálculo del índice de distorsiones intencionales pero al mismo tiempo posibilitar el análisis de los datos con fines legítimos. Es obvio que se debe guardar necesariamente reserva sobre la identificación de las fuentes de información, como lo manda la legislación referente a secreto estadístico, e inclusive se podría mantener reserva sobre las marcas o modelos específicos que se observen, aunque ésto no tiene mucho objeto toda vez que los empresarios se enteran directa o indirectamente a través de las preguntas que formulan los agentes del INDEC todos los meses en los miles de negocios consultados. En cambio, no hay motivo para mantener en reserva la lista de variedades y subvariedades, la ponderación de las mismas, y los índices elementales correspondientes. Asimismo, deberían ponerse a disposición de los analistas (sin posibilidad de identificar los informantes, por supuesto) los microdatos primarios, como ya lo hace el INDEC al compartir con investigadores y analistas otras bases de datos como la Encuesta Permanente de Hogares. Esto no sólo hace posibles diversos análisis e investigaciones, sino que además añade transparencia y credibilidad al índice. Debe tenerse en cuenta, por otra parte, que las posibilidades de intervención o influencia interesada, que se querían evitar con estas normas, son mucho menores en una economía abierta de mercado, en comparación con una economía cerrada y fuertemente regulada, donde la determinación de muchos precios surge de decisiones o presiones corporativas o de la intervención estatal, al margen de los mecanismos de mercado. 85 III. ESTIMACIÓN DEL INDICE DE COSTO DE VIDA, 1960-1995 Perspectiva metodológica general El procedimiento básico de estimación del índice de costo de vida persigue la eliminación del sesgo de sustitución que está presente en los índices aritméticos de base fija. Dos objetivos se han buscado en este trabajo: la eliminación del sesgo de sustitución entre rubros, y también del sesgo por sustitución entre variantes, marcas, modelos y negocios dentro de cada rubro. El método incluyó tres etapas: 1. Selección de un índice estimado del costo de vida. En primer lugar, se investigó si un índice geométrico o armónico basado en las ponderaciones iniciales (las únicas ordinariamente disponibles), es decir un índice GL o HL, podría ser una mejor aproximación que un índice aritmético (L) para estimar el verdadero índice de costo de vida de los consumidores argentinos a partir de 1960, utilizando el enfoque "cuántico" de Vartia (1978) que no requiere especificar la función de utilidad. Ese método exige contar con índices ideales (Fisher, Törnqvist, Vartia-Sato), que se consideran medidores insesgados del costo de vida, para determinados períodos (típicamente aquellos delimitados por sucesivas encuestas de gastos de los hogares). Las conclusiones obtenidas en esos períodos mayores luego se extienden a los períodos intermedios. Ese examen, puede anticiparse, conduce en el caso argentino al uso de índices geométricos. Tanto los índices aritméticos como los armónicos dan estimaciones sesgadas de la evolución del costo de vida en los períodos analizados. 2. Indice estimado del costo de vida, eliminando sesgo de sustitución entre rubros de consumo (commodity substitution bias). La segunda fase del análisis, como consecuencia de la anterior, consiste en construir, sobre la base de los índices elementales del IPC oficial, un índice geométrico "tipo Laspeyres" (GL) como índice aproximado del costo de vida. Ese análisis se realiza para todo el período que va de 1960 a 1995, construyendo índices geométricos a partir de los índices oficiales de precios correspondientes a varios niveles de agregación de rubros (capítulos, grupos, subgrupos y variedades). El índice geométrico resultante, y en especial el que resulta de la máxima desagregación de rubros (variedades), que aquí se denominará ICVR, es un índice estimado del costo de vida, una vez eliminado el sesgo por sustitución entre rubros de consumo, pero sin controlar los sesgos que resultan de la construcción de los índices elementales, es decir, sin controlar el sesgo de sustitución dentro de cada rubro (entre marcas, modelos y lugares de compra). Esta conclusión apunta a racionalizar la conducta de los consumidores mediante una función con elasticidad de sustitución situada en torno a 1, pero la elección del índice no implica conocer en forma explícita las elasticidades de sustitución de los bienes, ni hacer ninguna hipótesis sobre la función de utilidad del consumidor o sobre la racionalidad de su conducta. 3. Indice estimado del costo de vida, eliminando también el sesgo de sustitución entre variantes, marcas, modelos y negocios dentro del mismo rubro (outletbrand substitution bias). En una tercera fase, complementaria de la anterior, se utiliza información primaria del período 1988-1995 para estimar el sesgo de sustitución a niveles de mayor desagregación, es decir la sustitución entre subvariedades, entre marcas y modelos, y entre diferentes negocios o puntos de compra. Este ajuste se realiza reconstruyendo los índices elementales de las variedades mediante relativos de promedios geométricos, comparando así el promedio geométrico de precios de un período con el promedio geo86 métrico de precios del período anterior. Este enfoque supone que los artículos que se venden en un período determinado son sustitutos de los que se vendían en el período anterior, aun cuando sean de otro modelo o marca, y que si se reemplaza un negocio en la muestra, el nuevo negocio es sustituto del anterior. Las diferencias cualitativas se consideran como el resultado de un proceso sustitutivo realizado por los consumidores entre las diferentes calidades, modelos o marcas disponibles en el mercado, y entre diferentes negocios. El uso de relativos de medias geométricas supone sustituibilidad normal (con elasticidades de sustitución en torno a 1) entre marcas, modelos y puntos de compra. Los resultados alcanzados en este aspecto en el período 1988-95 sirven de base para hacer un ajuste correlativo en épocas anteriores (1960-88) en los cuales no se dispone de información desagregada más allá de las cifras publicadas. Para esos períodos se estimó el grado adicional de sustitución que se captaría si se conociese la información faltante. De esa manera se genera un índice estimado del costo de vida, corrigiendo tanto el commodity substitution bias así como el outletbrand substitution bias, sobre todo el período 1960-95. 51 Selección de un índice estimado del costo de vida, 1960-95 Para aplicar el esquema analítico de Vartia (1978) para los subperíodos delimitados por las encuestas de consumo realizadas en la Argentina desde 1960, fue necesario estimar la estructura de consumo al final de cada período, procurando además que se refiriese hasta donde fuese posible a la misma población, o a una población comparable, tanto del punto de vista cualitativo (definición socioeconómica) como desde el punto de vista cuantitativo (nivel de ingreso real). Una vez determinada la estructura de consumo final en cada período, se computaron los diferentes índices de precios de la batería propuesta por Vartia, así como varios índices ideales (presumiblemente muy cercanos al "verdadero" índice de costo de vida), con el fin de determinar cuál de los índices se aproxima más a los ideales. Para probar la robustez del método, se consideró como "final del período" alternativamente la fecha de la nueva encuesta (1970-71, 1985-86) o la nueva base del índice (1974, 1988). a. El período 1960-74 La población de referencia del índice de precios al consumidor con base en 1960 fue muy restrictiva, ya que se trataba de hogares que cumplían las siguientes condiciones: * Residencia en la Capital Federal * Matrimonio con dos hijos entre 6 y 14 años * Jefe de familia con un único empleo * Ese empleo es como obrero en la industria manufacturera 51 Para aplicar relativos de promedios (geométricos), la base misma de 1988 tuvo que ser recalculada. Se obtuvo la media geométrica de precios observados en cada uno de los doce meses de 1988, y luego esas medias geométricas fueron promediadas para obtener el precio promedio anual en ese año base. Para unos pocos artículos fue imposible obtener el precio promedio de todos los meses de 1988. En tales casos, algunos meses fueron interpolados, y si los datos eran definidamente insuficientes, se estimó el precio promedio de 1988 utilizando el primer precio promedio mensual disponible (usualmente en uno de los primeros meses de 1989) y el valor del índice oficial para ese mes: se retrotrajo ese primer precio disponible hasta 1988, con lo cual se ignoró el posible sesgo de sustitución incurrido ya en ese período. Para esos artículos, la sustitución es medida realmente sólo a partir del primer mes para el cual se dispone de precios promedio. Si se recuperaran los precios de los primeros meses y del año base, la sustitución total acumulada sería mayor, y el índice estimado de costo de vida resultaría levemente inferior al que se ha obtenido. 87 * El jefe de familia es el único perceptor de ingresos en el hogar * Ingreso familiar mensual entre 4500 y 8500 pesos moneda nacional (m$n). El promedio de ingresos por mes fue de m$n 6998.52 pesos en el año 1960. Resulta imposible obtener en forma precisa la estructura de consumo de exactamente la misma población de 1960 en las encuestas de gastos de 1970-71 y de 1985-86. El estudio de Luis Beccaria (Ministerio de Trabajo, 1988) indica que en la encuesta de 1985-86 las familias correspondientes a la población de referencia de 1960 representaban sólo el 3% de la muestra, por lo cual no hubiera sido representativo ningún resultado que se obtuviera a partir de ellas. Tampoco hay datos de la encuesta de 1970-71 sobre la población de referencia de 1960. La comparación sólo puede hacerse con alguna población cuyos ingresos y características sean similares a las de 1960. La candidata más accesible es la población de referencia del IPC base 1974. Ese índice usó como población de referencia a familias con las siguientes características: * Residencia en la Capital Federal o en el conurbano * Hogares de 2 a 7 miembros * El jefe del hogar es obrero o empleado, en la industria o en el comercio * La composición familiar caía en alguna de las siguientes categorías: - Matrimonio solo o con hijos - Matrimonio (con o sin hijos) con parientes colaterales - Sólo padre o sólo madre con hijos (con o sin parientes colaterales) * Ingresos entre $250 y $1500 mensuales en las familias con jefe obrero, y entre $300 y $2500 mensuales en las familias con jefe empleado. El promedio de ingresos alcanzó a $732.93 mensuales. 52 Esta población era sociológicamente diferente de la de 1960, en varios aspectos, a pesar que se trataba siempre de asalariados. Se incluía la zona del conurbano bonaerense además de la Capital Federal, la composición familiar tenía más variabilidad, y se incluyeron hogares encabezados tanto por obreros como por empleados. Sus ingresos reales tampoco eran los mismos. El ingreso medio de 1960 actualizado por el propio IPC equivaldría a $519 en 1970-71. Esta cifra se reduciría un poco si se considerase la sustitución ocurrida en ese lapso (con un índice de Törnqvist, el ingreso de 1960 actualizado a 1970-71 sería de $495, y con un índice geométrico sería $493). Es evidente, por lo tanto, que en 1970-71 se consideró una población que, aunque compuesta por asalariados, tenía un ingreso significativamente superior a la de 1960: la diferencia es de 41% si el ingreso se actualiza con el IPC, y llega al 48% si se utiliza un índice de Törnqvist, o 49% con el geométrico. La conclusión es similar si el ingreso de 1960 se actualizase con otros índices ideales. Lamentablemente no se han conservado los datos primarios de la encuesta de 1970-71, ni se elaboraron o publicaron cuadros provenientes de la misma que permitan obtener la estructura de consumo de una subpoblación más parecida a la de 1960. Sin embargo, tomando como punto de partida la estructura de 1970-71, y usando como elementos de comparación la de 1960 y también las estructuras de gasto de diferentes grupos socioeconómicos que fueron publicadas de la encuesta de 1985-86, se modificó experimentalmente la estructura de 1970-71 para aproximarla a la que probablemente correspondiera a la misma 52 El símbolo $ aquí representa pesos Ley 18188, vigentes en la época de la encuesta de base, cuyo período de referencia es de octubre de 1970 a septiembre de 1971. 88 población de 1960 con los mismos ingresos reales. Varios de estos experimentos, con hipótesis diferentes en cada caso, dieron resultados muy similares entre sí, lo cual se debe probablemente a que durante la década del sesenta la estructura de precios relativos no cambió mucho (y por lo tanto el sesgo de sustitución fue bastante limitado) por lo cual diferentes estructuras de gasto arrojan resultados parecidos entre sí. Estas consideraciones determinan que la diferencia cualitativa y la diferencia de ingresos en las poblaciones de referencia no deba ser tomado como un factor importante en la comparación de estructuras de consumo de 1960 y 1974. Una parte del aumento de costo de vida podría estar reflejando mayor calidad de los bienes (en consonancia con los mayores ingresos), de modo que probablemente el índice verdadero del costo de vida (que de por sí es inferior al IPC) debería ser todavía más bajo si se pudiera medir en poblaciones con ingreso real constante. No obstante, no se hizo ninguna corrección por este factor y se aceptó como válida la comparación de las poblaciones de las bases de 1960 y 1974 a pesar de las diferencias detectadas. El apareamiento directo de las estructuras de consumo, por otra parte, no resulta fácil ya que en las dos encuestas se usaron nomenclaturas diferentes y que no cubrían el mismo universo de bienes. Se procedió de la siguiente manera: usando los datos de la encuesta de 1970-71 (es decir la estructura de gasto de la base 1974 del IPC) se estimaron las ponderaciones que corresponderían a cada rubro siguiendo la estructura clasificatoria de 1960. Dadas las diferencias en el universo de bienes y servicios cubiertos por los índices de 1960 y de 1974, se dejaron de lado los bienes de 1974 que no figuraban en 1960 (por ejemplo electrodomésticos), y se reponderó el resto para que corresponda al mismo universo de bienes de 1960. Así se llegó a un juego de ponderaciones estimadas para 1974 de los 300 rubros de 1960. 53 Con esas ponderaciones "finales" se construyó la batería de índices para comparar 1960 con 1970-71, y 1960 con 1974. Los resultados de ambas comparaciones fueron iguales en cuanto al ordenamiento de los índices, y muy parecidos en las proporciones de cada índice respecto a los índices ideales, por lo que se reporta sólo la relación de 1960 y 1974 (Cuadro 2). El resultado fue sumamente nítido: El IPC (índice Laspeyres) y el índice Paasche están bastante lejos de los índices ideales, cerca de los extremos marcados por los índices de Palgrave y armónico, mientras en cambio los dos índices geométricos son extremadamente cercanos entre sí, y cercanos a los índices ideales. 54 Estos son el índice ideal de Fisher, el de Törnqvist, la media geométrica de los índices HL y PL, y el índice ideal de Vartia-Sato. También se da el promedio de los cuatro.Todos dan valores muy semejantes, con diferencias inferiores al 1% entre ellos. Los índices estadísticos (HL, GL, L, P, GP, PL) aparecen "intercalados" entre sí, formando un "tenedor de tres dientes" como en el "caso 2" analizado en la primera parte de este estudio. El diente superior contiene los índices de Laspeyres y Palgra53 La asignación de ponderaciones de 1970-71 se hizo sobre la base de grupos o subgrupos, y hasta donde fue posible de variedades. En los casos en que la estructura de 1970-71 no permitía decidir la estructura interna de un determinado subgrupo, se asignaron pesos porcentuales a las variedades dentro del subgrupo según la estructura porcentual del mismo subgrupo en 1960. 54 Dado que la estructura de consumo con 300 variedades aplicada para 1970-71 y 1974 es sólo estimativa, se experimentó también con la comparación de las estructuras a nivel de 24 grupos presentada por Beccaria (Ministerio de Trabajo, 1988), con lo cual se obtuvieron resultados consistentes. Aunque por captar menos sustitución el IPC resultaba más cercano a los índices ideales, estaba a mayor distancia que el índice geométrico. Esto es esperable pues se capta más sustitución cuando se toma información más desagregada. La información a nivel de grupos sólo corrige la sustitución entre grupos, no entre subgrupos o variedades. Por razones de brevedad se reportan aquí únicamente los resultados basados en datos desagregados. 89 ve, el diente central los dos índices geométricos, y el diente inferior el índice armónico y el índice de Paasche. Las distancia que separa los índices ideales de los geométricos es inferior al 1%. Los índices más apartados, en los "dientes" superior e inferior, están a 7-9% de distancia de los índices ideales, un sesgo considerable acumulado en catorce años. Cuadro 2 Indices de precios de 1974 (Base 1960=100) calculados a nivel de 300 variedades Indices PL Número índice % del índice Base 1960=100 Vartia-Sato % del índice % del índice de Fisher deTörnqvist % de la media de ideales Palgrave 2925,48 107,53% 108,58% 107,39% 107,83% L Laspeyres (IPC) 2919,61 107,32% 108,36% 107,17% 107,61% GL Geométrico tipo Laspeyres 2727,56 100,26% 101,23% 100,12% 100,54% T Törnqvist 2724,25 100,14% 101,11% 100,00% 100,35% V Vartia-Sato 2720,52 100,00% 100,97% 99,86% 100,21% H Media de PL y HL 2720,13 99,99% 100,96% 99,85% 100,20% F Fisher 2694,29 99,04% 100,00% 98,90% 99,24% Promedio de los índices ideales 2714,80 99,79% 100,76% 99,65% 100,00% GP Geométrico tipo Paasche 2713,50 99,74% 100,71% 99,61% 100,02% HL Armónico tipo Laspeyres 2529,20 92,97% 93,87% 92,84% 93,22% Paasche 2486,36 91,39% 92,28% 91,27% 91,59% P La situación no permite usar el índice de Laspeyres como un buen índice aproximado del costo de vida, y por lo tanto no se puede sustentar la hipótesis de que el efecto sustitución fue cero en ese período. La situación corresponde más bien a una conducta de los consumidores que se puede representar con una función CES con elasticidad de sustitución unitaria, una situación en la cual los índices geométricos son medidores adecuados del costo de vida, suministrando ellos una estimación mucho menos sesgada que el índice oficial de precios al consumidor. Este resultado es alentador, porque el índice geométrico GL se puede calcular con las mismas ponderaciones del IPC, dando un tratamiento multiplicativo en vez de aditivo a la agregación estadística de los índices de precios elementales. Si bien la validez del índice geométrico como índice aproximado del costo de vida se ha comprobado sólo para la comparación entre los extremos del período, al tratarse de dos promedios anuales en un período de inflación bastante moderada puede aceptarse que la conclusión es también válida para los años intermedios entre 1960 y 1974. De hecho es válida para el período de 1960 a 1970-71, como ya se dijo, aparte del período 1960-74. El conjunto de sustituciones efectuadas por los consumidores permite reflejar adecuadamente la variación de su costo de vida mediante un índice geométrico tipo Laspeyres, basado únicamente en las ponderaciones iniciales del período. Para mayor abundamiento se experimentó con una interpolación de ponderaciones (suponiendo que variaron linealmente entre 1960 y 90 1970-71) y se repitió el mismo ejercicio para algunos años intermedios (1965, 1966) con iguales resultados. El índice (GL) se estima que puede ser usado como un índice aproximado del costo de vida para todo el período 1960-74. b. El período 1974-88 Las ponderaciones "iniciales" que se adoptaron para este período son las del índice de precios al consumidor, base 1974=100 (publicadas en INDEC, sin fecha, prob. 1977). El grupo social que sirvió como población de referencia al IPC base 1974=100, compuesta por familias de empleados y obreros de la industria y el comercio, tenía como ya hemos dicho, un ingreso promedio de $732.93 en el período que va de octubre de 1970 a septiembre de 1971. Ese ingreso, actualizado a 1985-86, da 263 australes si se usa el IPC, o bien 258 australes si se utiliza un índice de Törnqvist. Para las ponderaciones "finales" se usaron datos de la Encuesta de Gastos e Ingresos de los Hogares de 1985-1986 (INDEC 1988). 55 Ahora bien, la población de referencia del nuevo índice (base 1988), tomada de esa encuesta, fue sociológicamente más amplia, ya que la integraban todas las familias, con excepción de los hogares unipersonales y aquellos en el 5% superior de la distribución por ingresos per capita. Ese amplio conjunto de hogares tuvo en 1985-86 un ingreso promedio de 382 australes (INDEC, 1989), es decir un 45% más que el ingreso actualizado con el IPC, o un 50% más si se lo actualiza con un índice geométrico. Afortunadamente, en este caso se conoce la estructura de consumo de 1985-86 (a nivel de grupos) para una cantidad de estratos sociales definidos por diversos criterios, entre ellos el tamaño familiar, los ingresos per capita y la ocupación del jefe de familia (INDEC, 1988). Lo ideal hubiese sido tener una población de asalariados con los mismos ingresos reales que en aquella fecha, pero los datos disponibles obligan a optar por uno u otro criterio. Si se toman los asalariados, el ingreso promedio sigue siendo alto (438 australes). Si la opción se basa en los ingresos, se puede tomar el segundo quintil de ingreso per capita, cuyas entradas mensuales eran de 251 australes (muy cerca del valor de los ingresos medios de 1970-71 actualizados por un índice de Törnqvist), pero que incluía jefes de hogar no asalariados (jubilados, autónomos, etc.). Lo más adecuado es tomar los ingresos como guía, ya que éstos son un poderoso determinante de la estructura de gasto, más allá de las distinciones marcadas por la ocupación. La 55 Para poder hacer la comparación se tomaron como punto de partida los índices de precios al consumidor a nivel de grupos de bienes y servicios, con los valores promedio de 1985-86, compatibilizando los índices publicados con la estructura de gasto de 1985-86 que fue publicada con ese mismo nivel de desagregación. La publicación de la encuesta de gastos de 1985-86 sigue en términos generales la nomenclatura del índice base 1974=100, pero igualmente fue necesario agrupar algunas categorías para hacerlos totalmente coincidentes. Por ejemplo, las ponderaciones de 1985-86 distinguen "Leche", "Lácteos" y "Huevos", pero el índice de precios disponible para ese período (base 1974=100) los agrupa en un solo rubro. Dado que por separado se dispone de los precios monetarios de la leche y de los huevos, publicados habitualmente por el INDEC, se obtuvo directamente el índice elemental de precios de la leche y los huevos, y por diferencia se obtuvo el índice elemental de los lácteos. En forma similar, el grupo "Carnes frescas" fue desagregado en "Pollo"y "Resto de carnes frescas", y el grupo "Bebidas alcohólicas" en "Vino", "Cerveza" y "Resto". A la inversa, las estructuras de gasto publicadas de 1985-86 contemplan "Indumentaria" y "Calzado" como dos rubros globales, mientras los índices de precios se refieren separadamente a indumentaria de hombre, calzado de hombre, indumentaria de mujer, etc., por lo cual fue necesario agregar los índices de indumentaria de hombres, mujeres y niños, para formar un índice de indumentaria, y del mismo modo con los correspondientes índices de calzado (usando las ponderaciones internas de la base 1974) a fin de homologarlos con la estructura de gasto disponible para 1985-86. 91 mayor parte de los no-asalariados en el mismo nivel de ingresos probablemente tienen patrones culturales y sociales similares aunque obtengan sus ingresos mediante otra actividad. Sin embargo, para mayor abundamiento se han tomado los dos grupos para realizar dos análisis paralelos, los cuales sin embargo conducen a las mismas conclusiones. Se usaron dos grupos de referencia para definir las ponderaciones vigentes en 1985-86: el segundo quintil de la distribución de los hogares según su ingreso per cápita, y el total de hogares con jefe asalariado (véase INDEC 1988, pp.24-25 y 30-31). Estos últimos son sociológicamente similares a la población de referencia de la base 1974, pero tienen un ingreso real más alto que el de 1970-71, mientras los del segundo quintil de ingresos per capita en 1985-86 tienen ingresos reales muy semejantes a los de 1970-71 pero son sociológicamente más heterogéneos. Los resultados se vuelcan en los cuadros 3 y 4. 92 Cuadro 3 Indices de precios de 1985-86 (base 1974=1) basados en bienes y servicios clasificados en 50 grupos Población de referencia en 1985-86: el segundo quintil de ingresos per capita (Base 1974=1) Indices de 1985-86 % del índice de Törnqvist % del índice de Vartia-Sato Indice Palgrave 1163530,24 108,31% 107,64% 108,03% 108,18% Indice Laspeyres 1141441,56 106,26% 105,60% 105,98% 106,12% Indice geométrico tipo Paasche 1080846,43 100,61% 99,99% 100,35% 100,49% Indice ideal de Fisher 1077042,48 100,26% 99,64% 100,00% 100,14% Indice ideal de Vartia-Sato 1080961,31 100,63% 100,00% 100,36% 100,50% Indice ideal de Törnqvist 1074243,29 100,00% 99,38% 99,74% 99,88% Media geom. de PL y HL 1070013,95 99,61% 98,99% 99,35% 99,48% Promedio de ideales 1075565,26 100,12% 99,50% 99,86% 100,00% Indice geométrico tipo Laspeyres 1067680,50 99,39% 98,77% 99,13% 99,27% Indice Paasche 1016276,75 94,60% 94,02% 94,36% 94,49% 984013,85 91,60% 91,03% 91,36% 91,49% Indice armónico tipo Laspeyres % del índice de Fisher % de la media de ideales En el caso del Cuadro 3, referido a asalariados en 1985-86, el índice geométrico basado en las ponderaciones iniciales, es decir el índice geométrico "tipo Laspeyres" (GL) coincide cercanamante con los índices ideales, a un 1% de distancia de ellos, en tanto que el índice de Laspeyres, es decir el IPC, se sitúa a mayor distancia (alrededor de 6%), señalando la presencia de un sesgo de sustitución, lo que permitiría racionalizar la conducta de los consumidores mediante una función CES con una elasticidad de sustitución unitaria. Nótese que la posición relativa de GL y GP se ha invertido, aunque dentro de un margen muy pequeño. Este análisis no puede tomar como punto de partida el período 1970-71, porque el índice base 1974 no fue utilizado para medir la inflación entre 1970 y 1974. Se toma como punto inicial el año 1974. Como período final se tomó alternativamente 1985-86 y 1988, pero ambas opciones dieron nuevamente resultados muy similares. Se reporta únicamente la comparación de 1974 con 1985-86. Resultados similares a los del cuadro anterior se obtienen cuando se usan los asalariados de 1985-86 como población "final" (Cuadro 4). 93 Cuadro 4 Indices de precios de 1985-86 (Base 1974=1) basados en bienes y servicios clasificados en 50 grupos Población de referencia en 1985-86: hogares con jefe asalariado Indices % del índice % del índice 1985-86 Base 1974=1 de Törnqvist de Vartia-Sato Indice Palgrave 1182381,26 108,92% 108,97% Indice Laspeyres 1141441,56 105,15% 105,20% Indice geométrico tipo Paasche 1103746,35 101,68% 101,72% Indice ideal de Fisher 1074867,51 99,01% 99,06% Indice ideal de Vartia-Sato 1085055,96 99,95% 100,00% Indice de Törnqvist 1085563,66 100,00% 100,05% Media de PL y HL 1078647,09 99,36% 99,41% Promedio de ideales 1081033,56 99,58% 99,63% Indice geométrico tipo Laspeyres 1067680,50 98,35% 98,40% Indice Paasche 1012176,37 93,24% 93,28% Indice armónico tipo Laspeyres 984013,85 90,65% 90,69% Base 1974=1 % del índice % de la media de Fisher de ideales 110,00% 106,19% 102,69% 100,00% 100,95% 101,00% 100,35% 100,57% 99,33% 94,17% 91,55% 109,38% 105,59% 102,10% 99,43% 100,37% 100,42% 99,78% 100,00% 98,76% 93,63% 90,96% El análisis captura solamente la sustitución entre capítulos y grupos; con información más desagregada se captaría también la sustitución entre subgrupos y variedades, y por lo tanto el IPC y los ideales estarían más alejados aún entre sí. La discrepancia entre el índice geométrico y los índices ideales, que es del orden del 1%, probablemente se reduciría si se usara información más desagregada, mientras la del IPC se ampliaría. En este caso, como en el anterior, el índice geométrico se encuentra a poco más de un 1% de los índices ideales, mientras el IPC se encuentra a mayor distancia (un 5-6 por ciento por encima). Se experimentó el cálculo de algunos períodos intermedios con ponderaciones interpoladas, arrojando los mismos resultados. Se confirma que también en este período la variación del costo de vida de los consumidores pudo estimarse mucho más correctamente con un índice geométrico "tipo Laspeyres" (GL) que con el IPC. c. El período 1988-95 Si las conclusiones obtenidas en la comparación entre 1974 y 1988 se extienden a los períodos intermedios, también podrían legítimamente extenderse a unos pocos años después de 1988, ya que suponer lo contrario implicaría que los consumidores hayan variado en forma bastante fundamental sus patrones de respuesta ante cambios de los precios relativos, la oferta de bienes y la variación de ingresos, lo cual no es probable. Es muy improbable que los consumidores hayan alterado totalmente el comportamiento que venían observando en los treinta años anteriores, el cual además es coherente con la teoría de la demanda (consumen menos carne y más pollo, menos vino y más cerveza, en total concordancia con las variaciones de precios relativos). Si bien esa suposición parece legítima, dado que se trata de relativamente pocos años, sería de todos modos preferible hacer un análisis similar para el período 1988-1995. En ese período hubo fenómenos de precios bastante inusuales, como las hiperinflaciones de 1989-90 y la profunda reestructuración de 1991-95, que podrían haber provocado cambios en la conducta de los consumidores. 94 No se tienen, todavía, datos actualizados sobre patrones de consumo o estructuras de gasto en los años noventa, para compararlos con los registrados en la encuesta de 1985-86, pero se pueden arriesgar algunas hipótesis. La más fácil es suponer que los cambios de cantidades o proporciones de gasto hayan seguido un curso similar al observado en el período 1960-86. Por ejemplo, si la proporción de los alimentos en 1960 era de un 59% de los gastos de consumo incluidos en el IPC (equivalente al 51% si se añaden los rubros que no estaban incluidos en la canasta de 1960), en 1970-71 era 46%, y en 1985-86 (para asalariados) era 39%, en 1995 la proporción de los alimentos en el gasto total debería haber seguido bajando. La extrapolación exponencial grupo por grupo, a partir de las proporciones de 1970-71 y 1985-86, arroja un peso estimado de 35% para el total de alimentos a mediados de 1995, y un valor parecido (36%) se obtiene por extrapolación lineal. Esa evolución es bastante plausible a la luz de la evolución general de los ingresos y el consumo, y consistente con los pocos datos que se poseen. 56 Cuando los cambios de la estructura del gasto se extrapolan hasta 1995, y se vuelven a calcular todos los índices, no es inevitable que el ordenamiento de estos últimos siga siendo el mismo. Por ejemplo, si los cambios de precios relativos hubiesen sido sustancialmente diferentes a los del período anterior, al extrapolar las ponderaciones se deberían obtener índices ordenados de manera diferente. Si su ordenamiento vuelve a darse en forma similar al hallado en el período anterior significaría que los precios relativos han cambiado de manera consistente con la observada en períodos anteriores, es decir sin covariación significativa con las ponderaciones, y ello significa (probablemente) que los cambios efectivos de la estructura de consumo han sido similares a los obtenidos por extrapolación de las ponderaciones, y también implicaría que el índice geométrico puede seguir usándose como indicador de la variación del costo de vida. Aquí se siguió el siguiente procedimiento: en primer lugar se adoptó la hipótesis de que los cambios en las proporciones del gasto (a nivel de grupos) hayan seguido evolucionando como lo habían hecho entre 1970-71 y 1985-86. Esta hipótesis arroja resultados muy consistentes con los de períodos anteriores y con los datos que se conocen sobre el consumo en 1995. Como alternativa, se supuso que las proporciones hayan evolucionado en sentido contrario al que evidenciaron en el período anterior (las que hubiesen bajado, que aumenten, y viceversa). En el cuadro 5 se puede observar el ordenamiento estimado de los índices del período 1988-95, sobre la base de la primera hipótesis. Las ponderaciones usadas para 1995 son en ese caso una extrapolación exponencial de la tendencia observada entre la base del IPC en 1974 y la base de 1988, a nivel de grupos. 57 Por las razones apuntadas, si se repitiese este ejercicio con mayor desagregación, el resultado sería aún más nítido. F 56 Una encuesta piloto realizada por el INDEC en 1995 como paso previo a una nueva encuesta nacional de gastos de los hogares, arrojó (según datos extraoficiales) un gasto alimentario del 35%, sobre una muestra de unos 400 hogares urbanos de varias zonas del país. Estos datos, por supuesto, son poco representativos y muy preliminares, y probablemente sean corregidos en la encuesta definitiva, pero tienden a corroborar la expectativa de que los gastos alimentarios hayan seguido bajando su participación en el total, como lo hicieron en años anteriores, y como es la tendencia general a medida que aumentan los ingresos promedio. Para tener información más concluyente habrá que esperar que se realice la nueva encuesta de gastos de los hogares. 57 La suma de las ponderaciones extrapoladas no daba exactamente 100, por lo cual se ajustó la ponderación del grupo residual "bienes y servicios diversos" para corregir esa pequeña discrepancia (inferior a un 1%). 95 Cuadro 5 Indices preliminares de precios de julio 1995 (base 1988=100) (basados en índices de precios de los grupos del IPC) Indices Julio 1995 (1988=100) 328852,16 321958,23 291659,69 % del índice de Törnqvist 113,85% 111,46% 100,97% % del índice de Vartia-Sato 113,53% 111,15% 100,69% % del índice de Fisher 112,05% 109,70% 99,38% % de la media de ideales 112,65% 110,29% 99,91% Ideal de Fisher Vartia-Sato Media geom. de HL y PL 293484,55 289661,03 295710,49 101,61% 100,28% 102,38% 101,32% 100,00% 102,09% 100,00% 98,70% 100,76% 100,53% 99,22% 101,30% Törnqvist 288843,31 100,00% 99,72% 98,42% 98,94% Media de índices ideales 291924,84 101,07% 100,78% 99,47% 100,00% Palgrave Laspeyres Geométrico Paasche Geométrico Laspeyres 286054,12 99,03% 98,75% 97,47% 97,99% Paasche 267530,92 92,62% 92,36% 91,16% 91,64% Armónico Laspeyres 265908,82 92,05% 91,80% 90,60% 91,09% Ponderaciones de 1995 estimadas, basadas en extrapolación de las tendencias de 1960 a 1985-86, y en resultados preliminares de submuestrra piloto de la encuesta de gastos de los hogares de 1996-97. Como es fácil advertir en el cuadro 5, con estas ponderaciones estimativas para 1995 el ordenamiento de los índices es sustancialmente el mismo que se había observado anteriormente. Los índices geométricos siguen coincidiendo muy de cerca con la batería de índices "ideales" (a una distancia del orden del 1%); Laspeyres y Paasche siguen en un rango intermedio, mientras Palgrave y el armónico ocupan como antes las posiciones extremas. Nótese además que a pesar de tratarse de índices basados en datos agregados a nivel de grupos, la diferencia con el índice de Laspeyres, es decir con el IPC, se hace más acusada (más del 11%), como resultado de los mayores cambios de precios relativos ocurridos en los últimos años, respecto a los ocurridos en los años setenta y ochenta. En estos siete años se acumuló una discrepancia porcentual mayor que en los períodos anteriores, que eran más prolongados. Esto obedece, probablemente, a los fuertes cambios del sistema de precios provocados por las hiperinflaciones y la reestructuración económica. Esta permanencia del ordenamiento, aunque basada sólo en hipótesis sobre las proporciones de gasto en 1995, no es un hecho desdeñable. Es improbable que aparezca por casualidad. Si la hipótesis de modificación de las proporciones de gasto hubiese sido otra, los resultados no serían tan elegantemente similares a los de períodos anteriores, como lo demostraron unos pocos experimentos numéricos. Si los cambios en las proporciones hubiesen ocurrido al azar (sin guardar correlación con las tendencias anteriores, ni tampoco con la variación de precios relativos), los índices geométricos seguirían siendo los más adecuados: Vartia (1978) muestra que los índices geométricos son los más adecuados precisamente cuando las proporciones del gasto son constantes o varían al azar. Si por otro lado las proporciones tendieran a revertir los cambios ocurridos anteriormente, los índices se ordenarían en forma muy diferente; pero para que se diesen ésos cambios de proporciones se requerirían supuestos muy irreales sobre la conducta de los consumidores argentinos (por ejemplo, la proporción destinada a alimentos debería haber aumentado, la proporción de pollo sobre carne vacuna debería haber disminuido, lo mismo que la de cerveza sobre vino, etc., todo lo cual contradice la evidencia disponible). 96 En realidad, este procedimiento tentativo y experimental no puede confirmar fehacientemente que la extrapolación de proporciones sea correcta. Para ello haría falta conocer las proporciones efectivas del gasto para 1995, que aún no se conocen al momento de escribir estas líneas. Sólo se tendrán datos al respecto cuando se complete la encuesta de gastos que el INDEC realiza a lo largo de 1996 y hasta comienzos de 1997. Sin embargo, cuando un supuesto plausible sobre esas proporciones genera valores de los índices que también son plausibles (pues concuerdan con el comportamiento histórico de los consumidores y con datos conocidos sobre las tendencias del consumo), se está en presencia de "corroboraciones progresivas" en el sentido de Lakatos (1978) que fortalecen las hipótesis aun cuando no puedan confirmarlas acabadamente. Los resultados obtenidos para 1988-95 indican que probablemente en los últimos años el índice geométrico (con ponderaciones de 1988) sigue siendo una buena aproximación al índice de costo de vida. Esta hipótesis podrá ser puesta a prueba en forma más convincente cuando se disponga de la nueva encuesta de gastos de los hogares y se obtengan de ella proporciones de gasto comparables con las de 1988. Pero por el momento parecen suficientes estos elementos de juicio para aceptar que también en el período 1988-1995 el índice geométrico puede operar como aproximación al índice "verdadero" del costo de vida, y por lo tanto puede ser usado para corregir los sesgos de sustitución del IPC, para tener una medición ajustada del costo de vida en la Argentina. Evolución estimada del costo de vida (1960-95): metodología Como se desprende de la sección anterior, se puede usar como índice estimado del costo de vida un índice geométrico. Con fines retrospectivos se podría usar directamente un índice ideal como el de Vartia-Sato, encadenando los períodos 1960-74, 1974-88 y 1988-95. Pero el uso del índice geométrico tipo Laspeyres da casi iguales resultados, lo cual contribuye a subrayar que ese índice, que es calculable todos los meses sobre la base de ponderaciones del año base (sin conocer las ponderaciones del período de comparación), puede ser igualmente usado como índice aproximado del costo de vida. Dado que la base de 1960 se actualizó en 1974 y 1988, lo que se usa en realidad es un índice geométrico encadenado resultante de empalmar los índices geométricos tipo Laspeyres calculados con ponderaciones correspondientes a cada una de las sucesivas bases del IPC (1960, 1974 y 1988). 58 Se tomó como punto de empalme el promedio de los años 1974 y 1988. Se presume, en virtud del análisis precedente, que este índice geométrico encadenado no difiere significativamente del verdadero índice de costo de vida. El cálculo del índice geométrico se realizó a varios niveles de agregación para medir el efecto que cada uno de esos niveles tiene sobre el sesgo total de sustitución. Se obtuvieron así los siguientes índices: * * Indices geométricos basados en los índices IPC por capítulos Indices geométricos basados en los índices IPC por grupos 58 El empalme supone que todas las series se refieren a la misma población. En realidad, en los primeros años de la serie el índice representa la variación en el costo de vida de los obreros (1960-77) o de los asalariados (1977-88). En los últimos años refleja la variación en el costo de vida de una población más amplia, con la sola exclusión de los hogares unipersonales y de los pertenecientes al 5% superior de la distribución de hogares según ingreso per capita. Las posibles diferencias en la inflación sufrida por esos distintos grupos sociales es ignorada. Hasta 1990, por la prevalencia de altas tasas de inflación, no hubo seguramente grandes diferencias en la inflación sufrida por diferentes grupos sociales, ya que en esas condiciones predomina la tendencia global. Asimismo, desde 1988 hasta 1995 el cálculo del IPC y del índice geométrico efectuado con la estructura de gasto de los asalariados (a nivel de grupos) surgida de la encuesta de 1985-86 (INDEC, 1988) no arroja discrepancias importantes con el cálculo basado en las ponderaciones oficiales del IPC-1988, lo que indica que las diferencias en la estructura de gasto de esas dos poblaciones son (para estos efectos) irrelevantes. 97 * * * Indices geométricos basados en los índices IPC por subgrupos Indices geométricos basados en los índices IPC por variedades Indices geométricos basados en índices de variedades recalculados a partir de los datos primarios. Como ya se explicó, no se dispuso de información para todos los períodos con el mismo nivel de desagregación. En 1960-74 la información fue más desagregada (se publicó mensualmente el precio de las variedades). En 1974-95 se ha publicado información sólo a nivel de subgrupos, grupos y capítulos. En el período 1988-95 se ha podido utilizar información inédita (índices de variedades y datos primarios). Con toda esta información se procedió a elaborar directamente los índices que resultaban factibles, y a estimar los faltantes. Dada la regularidad de las series estas estimaciones son bastante confiables. Por otra parte, los índices geométricos basados en índices oficiales de capítulos, grupos y subgrupos sólo se calcularon para los años 1974, 1988 y 1995, mientras los índices basados en datos a nivel de variedades (oficiales o recalculados) se computaron también para períodos intermedios a fin de obtener series continuas en la medida de lo posible. Etapas en la estimación del índice del costo de vida Para estimar el índice de costo de vida a partir de los datos del IPC se procedió en varias etapas, cuya finalidad general fue, en primer lugar, corregir el sesgo por substitución entre rubros, es decir el llamado commodity substitution bias, y en segundo lugar controlar la sustitución dentro de cada rubro, es decir el outlet-brand substitution bias (sustitución entre marcas, modelos y negocios). El procedimiento general se explica a continuación. (i) Indice estimado de costo de vida controlando sólo sustitución entre rubros. Se computó en primer lugar una serie empalmada de índices geométricos basados en los índices elementales disponibles. Esto significa que se usaron como dato los índices de precios de 300 variedades en 1960-77 (publicados), índices de 61 subgrupos desde 1977 hasta 1989 (publicados) e índices de 557 variedades desde 1988 hasta 1995 (inéditos). Para el período 1977-89 se estimaron las cifras a nivel de variedades a partir de las cifras disponibles a nivel de subgrupos. La serie obtenida, denominada ICVR (Indice de Costo de Vida eliminando sesgo de sustitución entre Rubros), tiene base 1960=100 y se computó para algunos períodos seleccionados entre 1960 y 1977, y en forma mensual desde abril de 1977 hasta octubre de 1995. 59 59 Para el período 1960-77 se calcularon en forma directa algunos períodos seleccionados (el año base 1960, y el promedio de los 12 meses de los años 1966, 1971 y 1974). La serie detallada de 1960 a 1977 se calculó en forma estimativa y no en forma directa, basada en la interpolación del porcentaje de diferencia entre el IPC y el índice geométrico, porque no se disponía de los datos mensuales en formato computable (hubiera sido necesario ingresar los números índice o los precios de las 300 variedades para cerca de 200 meses, lo que se consideró excesivo). Eventualmente se puede calcular el índice geométrico de cualquier mes de esa época usando los índices publicados y las proporciones de gasto que se desprenden de los datos de la encuesta de gastos de 1960 (cf. INDEC 1968). La única salvedad es que el índice de 1960 preveía cambios en las cantidades de algunos artículos estacionales, cuyo consumo variaba según los meses, de modo que cada mes tiene un diferente conjunto de ponderaciones, que puede ser calculado con las cantidades y precios de 1960, reportados en la publicación referida. Para los promedios anuales esta salvedad no se aplica. Las ponderaciones anuales de las 300 variedades aparecen en el Apéndice Estadístico, Cuadro A.1. Las cantidades mensuales de los artículos estacionales aparecen en INDEC (1968). 98 (ii) Indice estimado de costo de vida controlando outlet-brand substitution bias Con los datos primarios del IPC se construyó un índice estimado de costo de vida denominado ICVB, que controla la sustitución entre rubros, y también entre variantes de mercado (marcas y modelos) y entre puntos de compra (outlet-brand substitution) además de la sustitución entre rubros (commodity substitution). El ICVB está definido como un índice geométrico basado en índices elementales de las variedades recalculados por medio de relativos de promedios geométricos de precios. Esta reconstrucción se efectuó a partir de los datos primarios para el período 1988-95, y mediante estimaciones para los períodos anteriores a 1988. El cómputo llega hasta octubre de 1995. (iv) Indices geométricos a diferentes niveles de agregación Se calcularon también, con fines analíticos, los índices geométricos basados en categorías más agregadas de bienes, es decir basados en los índices oficiales de capítulos, grupos y subgrupos, a partir del año base 1960, para los años 1974 y 1988, y para julio de 1995. No se consideró necesario efectuar este cálculo para todos los años o meses intermedios. Estos índices geométricos basados en índices elementales construidos a diferentes niveles de agregación permiten analizar la incidencia de cada nivel de sustitución en el sesgo total por sustitución. Evidentemente, un índice geométrico basado en los índices oficiales de los grandes capítulos permite captar la sustitución entre capítulos, pero no dentro de cada capítulo, ya que los índices de cada capítulo son de por sí índices aritméticos de Laspeyres que presuponen una canasta fija con sustitución cero. (v) Composición sectorial del sesgo de sustitución Los datos obtenidos permiten analizar la incidencia relativa de diferentes tipos de sustitución en la generación del sesgo total por sustitución. Se realizan varios análisis para determinar el peso de la sustitución entre bienes, entre servicios, o entre bienes y servicios; asimismo, para ver si pesa más la sustitución entre rubros o dentro de los rubros; y en forma más detallada, para determinar en cuál de los capítulos (alimentación, indumentaria, etc.) incide más uno u otro tipo de sustitución. Este análisis se realiza para el período 1988-95, diferenciando el subperíodo con megainflación (1988-abril 1991) y el de la convertibilidad (abril de 1991 a julio de 1995). (vi) Desplazamiento del consumo hacia supermercados En el período 1988-95, y utilizando algunos datos parciales sobre hábitos de compra en 1995, se realizó además un ejercicio destinado a analizar el desplazamiento del consumo ocurrido en los últimos años desde los negocios pequeños hacia los supermercados e hipermercados. Este aspecto, que como se verá no es muy significativo en sus efectos sobre el índice, no se incluyó como un sesgo adicional en las estimaciones pues se estima que ya está cubierto por el uso del índice geométrico. De todas maneras permitió analizar un fenómeno todavía en curso, que deriva de la progresiva difusión de los establecimientos minoristas masivos en desmedro de los negocios pequeños y especializados, proceso que se ha acelerado notablemente a partir de las reformas económicas de los años noventa. De este modo se dispone de un conjunto de resultados que permite analizar el ahorro realizado por los consumidores, mediante sustitución de consumos, respecto al aumento de 99 precios registrado por el IPC (basado en el mantenimiento de una canasta fija durante largos períodos). Más adelante se dan algunos detalles metodológicos adicionales. Entretanto se presentan aquí los resultados de este ejercicio. Como se verá, el ahorro por sustitución ha sido considerable en los últimos treinta y cinco años. Interpolación y extrapolación de los índices estimados La disponibilidad de información a todos los niveles sólo existió en 1988-95. Para períodos anteriores sólo se contó con información hasta el nivel de subgrupos o variedades, y fue necesario estimar los niveles faltantes. Estas estimaciones se basaron en la interpolación o extrapolación de las diferencias porcentuales entre el IPC, el ICVR y el ICVB, e incluyeron varios aspectos: (i) como ya se especificó, en 1960-77 se calculó el índice geométrico a nivel de variedades (ICVR) para años determinados, interpolando los períodos restantes; (ii) en el período 1988-95, por razones de brevedad no se calculó el ICVB todos los meses, sino sólo en meses seleccionados, interpolándolo a partir del ICVR en los meses intermedios; (iii) en 1977-89, con los índices geométricos calculados a partir de los índices de los subgrupos se estimó el índice geométrico basado en las variedades, es decir el ICVR; (iv) en el período 1960-77 y 1977-89 se estimó el ICVB a partir del ICVR, suponiendo que la proporción entre sus progresiones mensuales es similar a la observada en 1988-95. De este modo, si bien se llega a valores estimados del ICVB para cada uno de los meses y años desde 1960 hasta 1995 (véase los valores anuales en el cuadro A.4 del Apéndice Estadístico), valores que en general se consideran confiables, debe recordarse que las tasas mensuales de variación del ICVB resultantes de esos valores interpolados son tributarias de las tasas de variación del ICVR. Las tasas anuales son más confiables, aunque parcialmente afectadas por la misma deficiencia. El procedimiento utilizado supone que entre las tasas de variación del ICVR y del ICVB hay una diferencia fija, cuando en realidad esa diferencia es sólo un promedio que puede variar de un mes a otro en torno a ese valor medio. 60 La reelaboración de los índices elementales de precios El cálculo del ICVB mediante reelaboración de los índices de precios de las 557 variedades de la base 1988 para eliminar el sesgo de sustitución entre negocios y variantes, siguió el método de los relativos de medias geométricas (RPg) según los siguientes lineamientos: (a) Se obtuvieron los promedios de precios de cada variedad en 1988. Para ello se obtuvo la media geométrica de precios en cada mes de ese año. Las doce medias geométricas fueron promediadas entre sí para obtener la media anual del año base. La promediación de las medias de los doce meses de 1988 fue aritmética, ya que el consumidor en general no tiene mucha posibilidad de sustituir entre meses (puede postergar algunas compras de bienes durables, pero la mayor parte del gasto es para el consumo inmediato y no puede ser postergado). De este modo se obtuvo el precio base con el cual se comparan los precios vigentes en cualquier período posterior. 61 60 Este procedimiento es similar al que suele usarse en estudios referidos al CPI de los Estados Unidos, cuyas conclusiones se expresan en términos de la diferencia entre las tasas de inflación del CPI con y sin sesgo de sustitución (véase por ejemplo Manser y McDonald 1988). Los valores del IPC, el ICVR y el ICVB, como promedio anual de 1960 a 1995, con base 100 en 1960, se encuentran en el apéndice estadístico (Cuadro A.4). 61 En algunos casos, como ya se explicó, no había datos suficientes para obtener el precio promedio de 1988, 100 (b) Se obtuvieron las medias geométricas de los precios de cada variedad en meses seleccionados desde 1989 hasta 1995. Si faltaban observaciones se usaron las imputaciones de precios del INDEC (en las variedades heterogéneas, donde el INDEC imputa un relativo en vez de imputar un precio, se usaban esos relativos y el precio de meses anteriores para estimar un precio para el mes analizado). Esas imputaciones reducen la variabilidad aparente de los datos muestrales y por lo tanto tienden a subestimar las posibilidades de sustitución. Si las muestras hubiesen sido siempre suficientes para realizar la estimación prescindiendo de imputaciones, el sesgo de sustitución detectado hubiese sido más grande. (c) Se hizo una excepción en el caso de los alquileres, por no disponer de los datos primarios del año base y por razones conceptuales (la posibilidad de sustitución entre viviendas, por parte de los inquilinos, es extremadamente limitada en un mes dado). En ese rubro se usaron los índices oficiales basados en promedios de relativos (los cuales son obtenidos en una muestra de viviendas en alquiler) y que miden la variación en el precio del flujo de servicios habitacionales provistos por las viviendas alquiladas. Esto corresponde con el supuesto de una baja sustituibilidad efectiva entre viviendas alquiladas. La sustituibilidad interna que pueda existir en este rubro no ha sido incorporada en los resultados. (d) Hay rubros donde prácticamente no existe dispersión de precios, de modo que las posibilidades de sustitución son nulas, y en los cuales el INDEC directamente incorpora el precio vigente, sin encuestar diferentes "puntos de compra". Ese es el caso de las tarifas del servicio eléctrico, agua corriente, combustibles, medios de transporte público, etc. En esos casos se usó directamente el precio (o el índice elemental) utilizado por el INDEC. Esto no introduce ningún error porque no hay variabilidad de precios ni posibilidades de sustitución en esos rubros. 62 Los índices elementales de variedades se recalcularon así por relativos de promedios, abandonando el procedimiento de los promedios de relativos debido a los sesgos que presenta (incluso en su versión geométrica). De este modo el índice de cada variedad en un mes dado no es otra cosa que el cociente de su precio en ese mes, sobre su precio en 1988. Las medias que se usan son geométricas. Como ya se mostró en las partes I y II, suponiendo muestras de tamaño constante este sistema equivale al método de promedios (geométricos) de relativos, pero sin excluir los casos en que haya cambio de marca, modelo o negocio. Supor lo cual se usaron los primeros precios disponibles de 1989, retrotraídos a 1988 con el respectivo índice elemental del IPC. El costo de esta solución es renunciar a corregir el sesgo de sustitución dentro de esos rubros que pueda haberse acumulado entre 1988 y los primeros meses de 1989. En la práctica, además, se usó el sistema de encadenados: el índice, por ejemplo, de enero de 1989 se obtuvo por comparación con la base; para períodos posteriores se generaron relativos respecto al último mes analizado. Esto se hizo para meses seleccionados, no para todos los meses, por motivos de brevedad. Del encadenamiento de estos relativos resulta el índice elemental reelaborado. Los valores de los meses intermedios fueron calculados interpolando el porcentaje de divergencia con el ICVR. Este sistema permitió minimizar el problema de los cambios en unidades de medida y especificaciones, que afectan a algunos bienes, y simplificó el procedimiento general. 62 Hay algunos otros casos, donde en realidad existe alguna variabilidad, pero en los cuales el INDEC a veces utiliza un precio único, sin reportar variabilidad de precios en el mercado. Por ejemplo, el costo del servicio doméstico o el precio de los medicamentos en un cierto número de meses han sido estimados por el INDEC sobre la base de datos de catálogo o sindicato, o por otras fuentes no muestrales, sin captar por lo tanto las diferencias de precio que podrían existir entre diferentes empleadas domésticas o entre diferentes farmacias. De este modo, algunos bienes aparecen sin variabilidad de precios cuando en realidad alguna variabilidad existe. Si esa variabilidad se incorporase, el sesgo de sustitución del IPC resultaría un poco mayor. 101 poniendo una sustituibilidad normal entre marcas, modelos y negocios, este procedimiento corrige el outlet-brand substitution bias. El procedimiento consistente en reconstruir los índices elementales mediante relativos de medias geométricas no requiere supuestos muy irreales, y va en la misma dirección adoptada en las recomendaciones internacionales que prescriben la construcción de los índices elementales mediante fórmulas geométricas. En el IPC esa recomendación se aplica sólo desde 1993, sólo a las variedades heterogéneas, y sólo cuando se dispone de dos observaciones sucesivas del mismo bien en el mismo negocio. Aquí se ha hecho extensiva esa recomendación a todas las variedades (homogéneas y heterogéneas) para todo el período de análisis, y se han incluido todas las observaciones disponibles, aunque involucren un cambio en la marca, el modelo o el punto de compra, a fin de medir precisamente el efecto de la sustitución entre marcas, modelos y puntos de compra. Tratar todos los cambios cualitativos como sustituciones supone que la nueva calidad (o el nuevo negocio) suministra la misma utilidad que se obtenía con las anteriores especificaciones. Como ya se sugirió, no se puede descartar que haya habido en algunos casos un cambio de calidad que aumente o disminuya la utilidad del consumidor por unidad física consumida, y que la diferencia de precios observada refleje en parte ese cambio. En tal caso, el nuevo precio no reflejaría el costo de obtener la misma utilidad anterior, sino el costo de obtener una utilidad diferente. Dado que los cambios de calidad con este procedimiento son ignorados, y considerados como sustituciones legítimas (asumiendo implícitamente que el viejo y el nuevo producto, o el viejo y el nuevo negocio, proveen la misma utilidad) los resultados pueden albergar un "sesgo de calidad". Los aumentos de precios pueden deberse, en parte, a mejoras de la calidad, o pueden estar escondiendo una caída en la calidad. En principio, ese sesgo de calidad puede ser tanto negativo como positivo. Como ya se explicó, hay estudios en Estados Unidos que demuestran la existencia de sesgos de calidad compensados, unos positivos y otros negativos, de modo que el efecto neto puede llegar a ser muy pequeño o nulo, aunque la mayoría de los autores opinan que el sesgo neto es positivo: los cambios de calidad son predominantemente hacia calidades mejores, y por lo tanto al ignorarlos se sobreestima el aumento del costo de vida. En el caso argentino, como consecuencia de la creciente apertura de la economía y el proceso de privatizaciones, es muy posible que en los últimos años la calidad, en general, haya ido mejorando, debido por ejemplo a inversiones en servicios públicos como los teléfonos, la incorporación de mejoras técnicas en electrodomésticos y una mayor variedad en alimentos, en cuyo caso el sesgo de sustitución en los años noventa sería todavía mayor que el que aparece en los resultados (ya que una parte del aumento de precios remanente después de corregir el sesgo de sustitución se debería a mejoras de calidad, y no a un incremento del costo de vida). En épocas anteriores a 1990, sin embargo, es posible que haya habido caídas de calidad en algunos períodos debido al cierre de la economía y el deterioro de ciertos servicios. Las medias geométricas son siempre inferiores a las aritméticas y superiores a las armónicas, pero ello no significa que el cociente de dos medias geométricas tenga que ser inferior al cociente de dos medias aritméticas (o superior al cociente de dos medias armónicas). Un relativo de medias geométricas, si compara dos muestras de igual tamaño, donde a cada caso del período t corresponde un caso del período anterior, equivale (como ya se ha visto) a un promedio geométrico de relativos (sin excluir los casos en que se comparan artículos o negocios no idénticos). Por lo tanto, como se mostró antes, un relativo de medias geométri102 cas es (aproximadamente) una media geométrica (de relativos). Pero un relativo de medias aritméticas no es equivalente a una media aritmética, y tampoco lo es un relativo de medias armónicas. El orden en que se sitúan sus valores no tiene por qué ser el mismo en que siempre deben situarse las medias (la aritmética siempre mayor, luego la geométrica, y en el valor más bajo la armónica). Tratándose de cocientes, el orden puede invertirse. Ese ordenamiento depende en realidad de la diferente dispersión de precios en los dos momentos que se comparan. Si en ambas fechas había la misma dispersión de precios, las medias geométricas y armónicas guardarán entre sí la misma proporción que las medias aritméticas, y el relativo de promedios será entonces el mismo o muy similar con cualquiera de ellas. Si en la fecha inicial había más dispersión de precios que en la fecha final, la media geométrica sería relativamente baja en la fecha base, y más cercana a la aritmética en la fecha final, de modo que la inflación sería mayor con el relativo de medias geométricas (y mayor aún con armónicas). En cambio, si hubiera más dispersión en la fecha final, el índice mayor será el de medias aritméticas, y el más bajo el construido con medias armónicas. En otras palabras, si la dispersión disminuyó el orden será RPh >RPg>RPa. Si la dispersión aumentó será RPa>RPg>RPh. Si la dispersión no varió los tres serán aproximadamente iguales. En los tres casos RPg da un valor intermedio. En el caso argentino, al comparar 1988 con 1995 se compara un año base con mayor dispersión, con un período final en el cual (por la mayor estabilidad) hay menor dispersión de precios, de modo que la dispersión disminuyó, y por lo tanto resulta el primer ordenamiento: RPh >RPg>RPa . Esta comprobación se obtuvo construyendo los relativos de precios de julio de 1995 respecto a 1988 con los tres tipos de promedios (aritméticos, geométricos y armónicos). Las diferencias fueron en el sentido indicado, como se aprecia en la tabla siguiente. Se han utilizado los índices elementales reconstruidos por relativos de promedios, obtenidos por esos tres procedimientos, para recalcular el propio IPC (un índice de Laspeyres) y para obtener el índice geométrico (que equivale operativamente al índice de costo de vida controlando outlet-brand substitution, es decir el ICVB). Cuadro 6 Efecto de la reelaboración de índices elementales: valor del índice de Laspeyres y del índice geométrico en julio de 1995 (base 1988=100) Forma de cálculo de los índices elemenIndice de Indice geotales de las 557 variedades: Laspeyres métrico Indices elementales oficiales Indices recalculados mediante relativos de medias aritméticas Indices recalculados mediante relativos de medias geométricas Indices recalculados mediante relativos de medias armónicas 321.958,2 269.491,3 275.088,5 248.704,4 275.988,8 250.013,1 279.074,8 251.456,2 La primera celdilla del Cuadro 6 da el valor del IPC, 321.958,2 en el mes de julio de 1995, equivalente a un índice de Laspeyres basado en los índices elementales de variedades computados por el INDEC. El correspondiente índice geométrico (ICVR, cuyo valor es 103 269.491.3) indica la magnitud del sesgo de sustitución entre los diferentes rubros o artículos, si se toman como base los índices elementales oficiales para las 557 variedades. Debajo del IPC y el ICVR, en las últimas tres filas del Cuadro 6, aparecen tres cálculos alternativos de cada índice, basados en una reformulación de los índices elementales, obtenidos ahora como relativos de promedios. Al usar relativos de promedios basados en tres diferentes tipos de promediación se obtienen tres diferentes índices de Laspeyres y tres diferentes índices geométricos. En primer lugar, se verifica que el índice basado en medias aritméticas es el más bajo, y el basado en armónicas el más alto, debido a la mayor dispersión de precios existente en 1988 en comparación con 1995. Esto ocurre tanto en los índices Laspeyres (primera columna) como en los geométricos (segunda columna). En segundo lugar se comprueba que al calcular los relativos de promedios con tres diferentes métodos de promediación, se obtienen resultados muy parecidos entre sí, aunque el orden es el ya anticipado: el valor mayor corresponde al índice basado en relativos de medias armónicas, y el valor menor al basado en relativos de medias aritméticas. Entre los tres Laspeyres alternativos, como entre los geométricos, hay diferencias inferiores al 1%. En tercer lugar se debe destacar la fuerte diferencia derivada del uso de índices elementales oficiales o recalculados. Tomando la primera columna, el IPC oficial para julio de 1995 vale 321.958.2, un quince o dieciséis por ciento más que los índices de Laspeyres calculados por comparación directa de precios actuales con la base. Esto evidencia el impacto de la eliminación de los promedios de relativos, y los varios sesgos derivados de su uso. Un impacto similar ocurre cuando se trata de índices geométricos (segunda columna). Teóricamente, para corregir la sustitución dentro de los rubros podría usarse cualquiera de los tres índices geométricos alternativos que figuran en la columna de la derecha en las últimas tres filas del Cuadro 6, basados en índices elementales calculados respectivamente con relativos de medias aritméticas, geométricas o armónicas. La elección depende del grado de sustituibilidad que se suponga entre negocios y entre marcas y modelos. En el presente estudio optamos por calcular el índice estimado de costo de vida como índice geométrico basado en índices elementales recalculados con medias geométricas. La media geométrica supone al interior de cada rubro una sustitución moderada, que ya se ha revelado apropiada al nivel de la sustitución entre diferentes rubros y que probablemente lo sea también dentro del mercado de cada artículo. De hecho, no hay mucha diferencia con una u otra opción. Los datos del cuadro 6, aparte de ilustrar los efectos de la reelaboración de índices elementales, dan un panorama inicial del margen de sustitución detectado en 1988-1995. Está claro que el ICVB, o sea el índice geométrico de julio de 1995, con base 100 en 1988, calculado sobre la base de la comparación de las medias geométricas de los precios, arroja un valor (250.013) equivalente al 77,65% del valor del IPC oficial para la misma fecha (321.958,2). Esto significa que el consumidor no sufrió toda la inflación registrada en el IPC desde 1988: por medio de procesos de sustitución sufrió un 22.35% menos de aumento en su costo de vida durante el período que va de 1988 a julio de 1995. Este "ahorro" se logró con sustituciones entre rubros y dentro de cada rubro. La sustitución solamente entre rubros puede estimarse comparando el IPC con el ICVR, es decir con el índice geométrico basado en los índices oficiales de las variedades, el cual (con un valor de 269.491,3) representaba un 83.70% del IPC. El ahorro del consumidor mediante sustituciones entre rubros puede así estimarse en 16.30% en ese período, respecto a la inflación oficial medida por el IPC. Dado que el ahorro total era del 22.35% del IPC, queda una diferencia de casi un 6% del IPC, acumulada en siete años, o sea alrededor de un 0.80% anual acumulativo, atribuible a procesos de 104 outlet-brand substitution, es decir sustitución entre marcas, modelos, calidades y negocios, dentro de cada rubro. Estas cifras serán analizadas más detalladamente en seguida. No todos los sesgos del IPC tienden a sobreestimar la inflación. Ya hemos apuntado que en el caso de prendas estacionales de indumentaria hay un sesgo de subestimación. Las cifras precedentes son el balance neto entre los sesgos de sobreestimación (que se deben a que el IPC ignora la sustitución) y de subestimación (por el tratamiento de rubros estacionales mediante relativos imputados). Predominan los primeros, por lo cual el sesgo neto es de sobreestimación del aumento del costo de vida. Y puede haber aún en el ICVB alguna exageración residual del aumento del costo de vida (posiblemente pequeña), pues el uso de relativos de promedios en variedades heterogéneas puede generar algún sesgo de calidad, el que en general se estima que produce una sobreestimación del aumento del costo de vida. Evolución estimada del costo de vida (1960-95): análisis Panorama general por grandes períodos En primer lugar se analiza el panorama general de los sesgos de sustitución del período 1960-1995, dividido en tres subperíodos: 1960-74, 1974-88 y 1988-95. Se consideran solamente los años 1960, 1974, 1988 y 1995, con índices geométricos calculados sobre la base de datos con distinto nivel de agregación. Para el año 1995 se toma el mes de julio. El cuadro 7 resume los resultados alcanzados. Contiene los números índices con base 1960, 1974 y 1988 en los diferentes años, y el valor del índice encadenado correspondiente, para diferentes niveles de sustitución (entre capítulos, entre grupos, etc., hasta llegar a la sustitución entre negocios, modelos y marcas). Se cuantifica también el porcentaje de sesgo incurrido, las tasas de aumento de precios que resultan de los diferentes índices, y otros indicadores de la magnitud y composición del sesgo de sustitución. 105 CUADRO 7 IPC, INDICES DE COSTO DE VIDA Y SESGOS DE SUSTITUCION 1960-JULIO 1995 CONCEPTO NIVEL DE DESAGREGACION CONSIDERADO PARA AJUSTE POR SUSTITUCION CAPITULOS GRUPOS SUBGRUPOS VARIEDADES MERCADO IPC VALOR DEL INDICE 1974 (Base 1960=100) 2.919,61 2.906,18 2.831,97 2.812,49 2.727,56 2.650,97 1988 (Base 1974=100) 1.532.020.416 1.451.931.636 1.402.923.411 1.382.875.505 1.297.275.889 1.223.945.784 1995 (Base 1988=100) 321.958 306.235 286.054 278.271 269.491 250.013 TASA DE INCREMENTO ANUAL 1960-74 27,25% 27,21% 26,98% 26,91% 26,64% 26,38% 1974-88 226,01% 224,76% 223,97% 223,64% 222,16% 220,83% 1988-95 217,04% 214,78% 211,73% 210,50% 209,08% 205,79% 1960-95 122,53% 121,84% 121,03% 120,72% 119,92% 118,91% 2.831,97 2.812,49 2.727,56 2.650,97 VALOR DEL INDICE EMPALMADO (BASE 1960=100) 1974 2.919,61 2.906,18 1988 (en billones) 44,73 42,20 39,73 38,89 35,38 32,45 1995 (en billones) 144,01 129,22 113,65 108,23 95,36 81,12 LOS INDICES COMO PORCENTAJE DEL IPC DE CADA PERIODO 1974 (base 1960=100) 100,00% 99,54% 97,00% 96,33% 93,42% 90,80% 1988 (base 1974=100) 100,00% 94,77% 91,57% 90,26% 84,68% 79,89% 1995 (base 1988=100) 100,00% 95,12% 88,85% 86,43% 83,70% 77,65% LOS INDICES COMO PORCENTAJE DEL IPC EMPALMADO, BASE 1960=100 1974 100,00% 99,54% 97,00% 96,33% 93,42% 90,80% 1988 100,00% 94,34% 88,82% 86,95% 79,11% 72,54% 1995 100,00% 89,73% 78,92% 75,15% 66,22% 56,33% DIFERENCIA DE LAS TASAS ANUALES DE LOS INDICES RESPECTO A LA DEL IPC (EN PUNTOS PORCENTUALES) 1960-74 0,00% 0,04% 0,28% 0,34% 0,62% 1974-88 0,00% 1,25% 2,04% 2,38% 3,85% 5,19% 1988-95 0,00% 2,26% 5,31% 6,54% 7,96% 11,25% 1960-95 0,00% 0,69% 1,50% 1,81% 2,61% 3,62% 0,87% DIFERENCIA DE TASAS, COMO PORCENTAJE DE LA TASA ANUAL DE INCREMENTO DEL IPC 1960-74 0,00% 0,15% 1,02% 1,25% 2,26% 3,21% 1974-88 0,00% 0,55% 0,90% 1,05% 1,70% 2,29% 1988-95 0,00% 1,04% 2,45% 3,01% 3,67% 5,18% 1960-95 0,00% 0,56% 1,22% 1,48% 2,13% 2,95% SESGO DE SUSTITUCION ACUMULADO DESDE 1960 (IPC SOBRE INDICES GEOMETRICOS, BASE 1960=100) 1974 100,00% 100,46% 103,09% 103,81% 107,04% 110,13% 1988 100,00% 106,00% 112,58% 115,00% 126,41% 137,86% 1995 100,00% 111,45% 126,71% 133,06% 151,02% 177,52% 28,51% DISTRIBUCION DEL AHORRO DE CADA PERIODO POR NIVEL DE SUSTITUCION CONSIDERADA 1960-74 100,00% 5,00% 27,62% 7,25% 31,61% 1974-88 100,00% 26,00% 15,91% 6,51% 27,79% 23,80% 1988-95 100,00% 21,86% 28,05% 10,82% 12,20% 27,07% DISTRIBUCION DEL AHORRO ACUMULADO DESDE 1960 POR NIVEL DE SUSTITUCION CONSIDERADA 1960-74 100,00% 5,00% 27,62% 7,25% 31,61% 28,51% 1960-88 100,00% 20,62% 20,07% 6,82% 28,57% 23,92% 1960-95 100,00% 23,52% 24,75% 8,62% 20,47% 22,64% 106 NOTAS DEL CUADRO 7: a. Los datos de 1995 se refieren al mes de julio. Los de 1960, 1974 y 1988 corresponden al promedio de cada uno de esos años. Los índices fueron empalmados en el promedio de los años 1974 y 1988. b. Los índices geométricos basados en índices de capítulos, grupos y subgrupos fueron calculados directamente con datos publicados, en todos los períodos. c. Los índices geométricos basados en índices de variedades fueron calculados con datos publicados en el período 1960-74, con datos no publicados en 1988-95, y estimados en 1974-88. Para la estimación se supuso que el sesgo adicional evidenciado por el índice geométrico basado en índices de variedades respecto al índice geométrico basado en índices de subgrupos mantendría la misma proporción observada en los otros períodos. d. Los índices geométricos basados en una reelaboración geométrica de los índices elementales corrigiendo sustitución a nivel de productos y mercados (ICVB) fueron calculados directamente, con datos no publicados, en el período 1988-95 y estimados en los períodos 1960-74 y 1974-88. Para la estimación se tomó como base la proporción observada en 1988-95 entre el ICVB y el ICVR. e. Algunos valores numéricos (y los porcentajes derivados de ellos) pueden diferir levemente de los que figuran en otros cuadros, por motivos de redondeo. Fuente: Elaboración propia sobre datos del INDEC. Es evidente que las columnas más importantes del cuadro 7 son la primera (el IPC), la penúltima (el ICVR) y la última (el ICVB). Las diferencias entre esos índices son una medida global del sesgo de sustitución incorporado en la medición convencional de la inflación. En la última columna, que da el panorama más amplio, se comprueba que el sesgo de sustitución del IPC, incluyendo sustitución entre rubros, marcas, modelos y negocios, acumulado a lo largo de treinta y cinco años, exageró el aumento del costo de vida en un 77,52%. En efecto, el cociente IPC/ICVB, que mide el porcentaje en que el IPC sobreestima el aumento acumulado del costo de vida, con base 100 en 1960, alcanza un valor de 177,52 en julio de 1995. En números redondos, el ICVB con base 1960=100 alcanza un valor de 81billones en julio de 1995, en lugar de los 144 billones del IPC. De 1960 a 1995 el costo de vida aumentó en sólo un 56,33% de lo que aumentó el IPC en ese mismo lapso. Visto desde otro punto de vista, los consumidores estuvieron en condiciones de ahorrarse el 43,67% de la inflación medida por el IPC en esos 35 años, mediante mecanismos de sustitución en el consumo, pues no mantuvieron fija su estructura de consumo como lo supone el IPC. 63 Los consumidores efectúan sustituciones entre capítulos, grupos y subgrupos de bienes, entre variedades dentro de cada subgrupo, entre marcas y modelos, entre distintas calidades existentes en el mercado, y entre distintos negocios. Además, el cómputo del ICVB (última columna del cuadro) corrige también otros problemas surgidos del uso de promedios de relativos, en especial en rubros estacionales. 64 Sesgos de sustitución y niveles de agregación El Cuadro 7 también muestra como varía la magnitud del sesgo o exageración que queda revelado, según el grado de agregación de los índices tomados como base para calcular el índice geométrico. Si éste se basa en los índices oficiales de cada capítulo, y corrigiendo por lo tanto sólo la sustitución entre capítulos, se revela sólo un pequeño sesgo (11.45%). Si los consumidores sólo pudiesen sustituir gastos de un capítulo con otro, el sesgo total sería muy poco. Si se admiten también sustituciones entre grupos, subgrupos o variedades o entre marcas y negocios, queda a la vista un sesgo de sustitución mucho más amplio. 63 El ajuste periódico de las estructuras de gasto del IPC, ocurrido en 1974 y 1988, reduce el sesgo. Este sería aún mayor si se hubiera continuado usando la estructura de gasto de 1960. Pero la actualización de las canastas cada diez o quince años, o incluso más frecuentemente, no elimina el sesgo ocurrido en los períodos intermedios, pues al empalmar las series no se elimina el sesgo acumulado hasta ese momento. 64 Dado que el sesgo cometido en el caso de artículos estacionales tiende a subestimar el aumento del costo de vida, compensando en parte el sesgo de sustitución que tiende a exagerarlo, se desprende que si no hubiera habido ese problema con los artículos estacionales (y que implicó subestimar anormalmente la inflación en indumentaria), el sesgo de sustitución como tal habría resultado todavía mayor. 107 Que la mayor parte de la sustitución ocurre dentro de cada uno de los grandes grupos de bienes, y no entre ellos, es fácil de entender: dentro de una misma agrupación de bienes hay muchos que son cercanos sustitutos uno del otro, mientras los distintos capítulos o incluso los distintos grupos son en general complementarios y no sustitutos uno del otro. Es más probable que se sustituya carne vacuna con carne de pollo, antes que carnes con verduras o con frutas, y mucho menos alimentos con vestimenta. Desde 1960 hasta la actualidad se advierte que las proporciones de los grandes grupos no han cambiado mucho, pero las cantidades y proporciones de los bienes en cada grupo se han modificado profundamente, y en algunos casos las proporciones se han invertido. Un par de ejemplos pueden ilustrar este fenómeno. Entre 1960 y 1985-86 los hogares asalariados mantuvieron casi invariable la cantidad total de carne (sumando carne vacuna y de ave) consumida por los hogares, 26.8 Kg en ambas fechas, pero con un aumento importante en el consumo de pollo y una caída en carne vacuna. En 1960 los hogares de referencia del IPC consumían 26.4 kg de carne vacuna y 0.47 kg de pollo por familia por mes. En 1985-86 los hogares con jefe asalariado consumían 22 kg de carne vacuna y 4.8 kg de pollo por mes. Desde entonces hasta 1995 se redujo aún más el consumo de carne vacuna y aumentó fuertemente el consumo de pollo, según datos agregados disponibles. 65 Esto obedece en parte a cambios en los gustos y preferencias, pero también a cambios en los precios relativos, que han sido congruentes con el cambio observado en el consumo. El pollo se abarató fuertemente. En 1960 un kg de pollo costaba m$n 77, casi el doble de un kg de asado (m$n 39). En junio de 1995, en cambio, un kg de pollo costaba en promedio $2,16, apenas un 59% del precio del asado ($3.64). 66 Así, entre 1960 y 1995, mientras el precio relativo se reducía en un 70%, la cantidad relativa aumentaba probablemente más de veinte veces (la relación de cantidades consumidas pollo/carne de vaca en 1985-86 era 12.5 veces mayor que la de 1960, y desde 1985 hasta 1995 se incrementó prácticamente a más del doble). Este es un ejemplo de una elasticidad de sustitución extremadamente alta, impulsada no sólo por los precios sino también por un sostenido cambio en los gustos y preferencias. Esta clase de sustituciones no son captadas cuando se trabaja con grupos muy agregados, por ejemplo "Carnes frescas", sin discriminar. Otro ejemplo similar es el del vino y la cerveza. Los hogares asalariados de 1960 consumían mensualmente 2.5 litros de cerveza y 24 litros de vino; en 1985-86 la proporción de cerveza sobre vino había aumentado: las cifras eran 1.68 litros de cerveza y 9.5 litros de vino (aumentaron también paralelamente las bebidas no alcohólicas, de modo que el total de alcohólicas bajó). En los años transcurridos desde 1986 el proceso ha continuado e incluso se ha 65 En 1995 el consumo de pollo aumentó a 20-22 kg anuales per capita a nivel nacional, y la cifra es probablemente bastante más alta en el Gran Buenos Aires, que es el área cubierta por el IPC. El consumo mensual por familia en 1985-86 en el Gran Buenos Aires equivalía a 15 kg anuales per capita, cuando en esa época el consumo nacional era del orden de 10-12 kg. Si la proporción GBA/país se hubiese mantenido, lo que es altamente probable, el consumo del Gran Buenos Aires en 1995 debería estar en torno a 27-30 kg per capita. Esto sugiere que entre 1985-86 y 1995 el consumo de pollo per capita o por familia en el Gran Buenos Aires prácticamente se habría duplicado. Al mismo tiempo la cantidad de carne vacuna consumida per capita ha disminuido en alrededor de un 20%. 66 Los precios usados en estos ejemplos son promedios registrados por el INDEC en los períodos indicados. Los de 1960 aparecen en la base de índice (INDEC 1968); los de 1995 son datos que el INDEC publica regularmente en la Estadística Mensual. Las cantidades de 1960 y de 1985-86 se toman de INDEC (1968) y de INDEC (1992) respectivamente. Las cantidades de 1995 son estimadas con datos de producción, comercio exterior y consumo interno provenientes del INDEC y fuentes del sector privado. 108 acelerado. En 1995 puede estimarse el consumo de vino de los asalariados en alrededor de 6 litros mensuales por familia, y el de cerveza en unos 4-5 litros mensuales para el mismo grupo socioeconómico. Correlativamente hubo un sustantivo abaratamiento relativo de la cerveza frente al vino, aparte del evidente cambio en gustos y preferencias. El litro de vino común en 1960 costaba m$n 10,19 y el de cerveza m$n 12,99, de modo que la cerveza era un 27.5% más cara que el vino. En junio de 1995 la relación se había invertido: el precio del vino era $1,91 y el de la cerveza $0.97, ambos por litro, con lo cual la cerveza costaba la mitad que el vino. Estas cifras de carnes y bebidas muestran una elasticidad de sustitución muy alta, que no se capta en un índice basado en datos referentes a grupos de productos (por ejemplo "Carnes" o "Bebidas") o a capítulos ("Alimentos y bebidas") sin mayor desagregación. La sustituibilidad entre productos del mismo grupo es generalmente más fuerte que entre aquellos pertenecientes a diferentes grupos o capítulos. En general el sesgo de sustitución entre variedades en 1960-95 exageró el costo de vida en un 51%, y si se incluye la sustitución entre variantes y negocios dentro de cada rubro, el exceso llega, como ya dijimos, a un 77.52%. Entre capítulos el sesgo era mucho más pequeño (11.45%) lo mismo que entre grupos (26.71%). Los gráficos siguientes muestran la magnitud del sesgo según los niveles de agregación que se toman como base. El primero bajo la forma de "porcentaje en que el IPC exageró el aumento del costo de vida", y el segundo en forma de porcentaje de la inflación oficial "ahorrada" por el consumidor debido a la sustitución. Cada línea del primer gráfico representa el cociente del IPC dividido por un índice geométrico basado en índices de precios del nivel que se indica. En el segundo gráfico aparece el cociente recíproco (geométrico sobre IPC). Se toman solamente los años 1960, 1974, 1988 y 1995, para representar la evolución de los índices durante estos 35 años (ya se verá que los índices oscilan levemente en años intermedios). Ese primer gráfico muestra que si se parte de los índices convencionales por capítulos se detecta muy poca sustitución. Hasta 1974 el sesgo por capítulos era casi nulo, y siguió siendo muy bajo posteriormente. Al considerar grupos, subgrupos, etc., se captan márgenes crecientes de sustitución. La mayor parte de la sustitución ocurrió dentro de los grandes capítulos, y no tanto entre capítulos de gasto. Obviamente, si el consumidor sólo puede sustituir entre capítulos el ahorro potencial es poco, pues los bienes de distintos capítulos en muchos casos son complementarios y no sustitutivos, pero aumenta si también puede sustituir entre grupos, subgrupos o variedades, o entre diferentes productos y mercados (es decir entre distintas marcas, variantes, modelos y negocios). Considerando sólo sustituciones entre capítulos, entre 1960 y 1995 el ahorro por sustitución alcanza sólo a un 10%. Considerando todos los niveles de sustitución, el ahorro llega casi a un 44% de la inflación registrada en el IPC. Dado que todos los índices valen 100 en 1960, la divergencia se mide a partir del año inicial, donde todos los índices coinciden. Unicamente se mide el sesgo acumulado desde 1960. Ello no significa que en 1960 (o antes) no hubiera sesgo de sustitución: si se hubiera tomado como base una canasta del año 1940, sin duda para 1960 ya se habría acumulado una considerable divergencia. Esta forma de cómputo del sesgo indica en cuánto divergen los índices a partir del año base. Es posible también tomar como base una fecha intermedia (por ejemplo 1974 o 1988) y calcular cuánta distorsión se ha acumulado en 1995 desde esta segunda fecha. Para los años 1974 y 1988 ello se puede hacer con los datos del Cuadro 7. Para otros años se pueden usar las cifras del Apéndice Estadístico, Cuadro A.4. En la parte IV de este trabajo, se analiza por ejemplo el sesgo acumulado desde 1980 hasta 1995 en la estimación del poder adquisitivo del salario. 109 110 Dentro del sesgo total detectado al usar la máxima desagregación, cada nivel de agregación contribuye con una parte de la diferencia. El cuadro 7 (en la parte final) muestra que del ahorro por sustitución (equivalente a un 43,67% de la inflación oficial en el período 1960-95), un 23,52% corresponde a sustitución entre grandes capítulos del IPC (por ejemplo entre alimentos y rubros no alimentarios); un 24,75% corresponde a sustitución entre grupos de un mismo capítulo (por ejemplo entre carnes y cereales); un 8.62% proviene de sustituciones entre subgrupos dentro del mismo grupo (por ejemplo entre carne vacuna y carne de pollo); un 20,47% a sustituciones entre variedades del mismo subgrupo (por ejemplo entre asado y cuadril, dentro de las carnes vacunas, o entre pantalones clásicos y "vaqueros" dentro de la ropa de hombre); y un 22,64% a sustituciones entre productos y mercados dentro de la misma variedad (por ejemplo entre diferentes carnicerías, entre carnicerías y supermercados, o entre diferentes marcas de "vaqueros"). Estas cifras indican, en primer término, que todos los niveles aportan al sesgo total de sustitución; en segundo término, que la sustitución entre variedades del mismo subgrupo es el nivel que menos contribuye (apenas 8.62%), lo cual sugiere que las mercancías involucradas en cada subgrupo tienen precios que en general evolucionan en forma pareja. Aportan poco a la sustitución total, pero no porque no sean sustituibles entre sí: de hecho los bienes del mismo subgrupo probablemente son cercanos sustitutos uno del otro (por ejemplo, diferentes frutas, o diferentes verduras, o diferentes tipos de carne vacuna); lo que ocurre es que por razones de otro tipo, esos bienes tienen precios que se mueven en paralelo, y por lo tanto el consumidor no puede ahorrar mucho al sustituir uno de esos bienes por otro del mismo subgrupo. Esto señala una propiedad importante del concepto de sesgo de sustitución aquí utilizado. El mismo no involucra todas las sustituciones efectuadas por el consumidor, sino aquellas que se relacionan con cambios en los precios relativos y que, por lo tanto, hacen que su costo de vida no sea adecuadamente representado por un índice de canasta fija. Un pequeño sesgo anual y un fuerte sesgo acumulado El sesgo se acelera en los últimos años. Entre 1960 y 1974 hubo relativamente poco sesgo de sustitución, pero éste se acentuó en 1974-88 y aún más en 1988-95. Esto no obedece a crecientes deficiencias de los índices; por el contrario, el IPC actual es mucho mejor que el de 1960. Es la realidad económica la que marca la diferencia: entre 1960 y 1974 los precios relativos eran bastante estables, y la sustitución era poca. En 1974-88 hubo una larga crisis de reestructuración, de desarrollo muy accidentado, que se profundiza en 1988-95, y allí radica el origen de profundas modificaciones de la estructura de precios relativos, que es es la causa del sesgo de sustitución. El índice de costo de vida del año 1974 se encuentra apenas un 10% debajo del IPC oficial. Esto implica una discrepancia entre las tasas anuales de aumento de los dos índices de 0.87 puntos porcentuales en esos 14 años de inflación "moderada" (27% anual). El desvío anual del índice es del mismo orden de magnitud de los que se reportan en Estados Unidos, a pesar de que en la Argentina la inflación es mayor. Sin embargo, respecto al total de inflación el sesgo argentino fue relativamente menos importante, debido precisamente a que la inflación fue mucho mayor en la Argentina que en los Estados Unidos. Por ello el sesgo anual del IPC en la Argentina representaba el 3.21% de la tasa de inflación (0.87 sobre 27), mientras en Estados Unidos el sesgo representaba alrededor de un 5.4%, porcentaje 111 ciertamente superior al registrado en la Argentina. Esto indica que en términos relativos el sesgo de la tasa de aumento del IPC en la Argentina en ese período era menor que el del CPI norteamericano de entonces, pero (por sus más altas tasas de inflación) el IPC argentino acumulaba sesgos absolutos mucho más importantes. Desde 1974 en adelante la discrepancia se acentúa, como resultado del ingreso del país a una etapa de muy alta inflación a partir de 1975 (empezando con el "Rodrigazo" y sus secuelas, y siguiendo con las políticas de J. A. Martínez de Hoz luego del golpe de 1976 que no lograron eliminar la inflación pero produjeron un fuerte cambio de precios relativos, luego la crisis de 1982, y por último los frustrados intentos de estabilización del gobierno de Alfonsín). En este período se producen fuertes cambios en la estructura de precios relativos. En 1988 el índice de costo de vida está ya un 27.46% por debajo del IPC oficial, lo cual implica que éste sobreestimó en casi un 38% el aumento del costo de vida desde 1960 hasta 1988. En ese período el ritmo al que avanza la discrepancia (o sea, la diferencia entre las tasas de aumento del IPC y del índice de costo de vida) es superior al de 1960-74: es de 5.19 puntos porcentuales por año, en lugar de los 0.87 del período anterior. Seis puntos no son casi nada en un período donde la inflación anual promedio fue 120%, pero a lo largo de los años van acumulando una distorsión considerable. Desde 1988 el ritmo de la distorsión se acelera más aún. Entre el año base y julio de 1995 la diferencia en las tasas anuales de crecimiento del IPC y el ICVB fue de 11.25 puntos porcentuales por año, alcanzando una discrepancia acumulada del 43.95% en julio de 1995. Según estas cifras, al ignorar la sustitución el IPC (tomando base 100 en 1960) sobreestimaba el incremento del costo de vida a lo largo de esos 35 años en un 77.52%, a pesar que el sesgo anual seguía siendo pequeño respecto a la inflación anual del país. En el total del período (1960-95), el IPC aumentó a una tasa del 122.5% anual acumulativo, mientras el índice geométrico más desagregado (es decir el ICVB) crecía a razón de 119% anual, de modo que el sesgo (diferencia de las tasas de aumento) era de sólo un 3.62 puntos anuales, es decir 0.3 puntos mensuales, representando apenas un 2,95% de la tasa de inflación anual. Es evidente de nuevo que un sesgo mensual o anual proporcionalmente pequeño puede llegar a crear un sesgo acumulado muy importante. Sin embargo, como veremos, en la medida en que continúen los cambios en la estructura de precios relativos, con una inflación baja el sesgo contribuye con una parte más sustancial del total de inflación. Por ejemplo, en 1994-95 (véanse cuadros 8 y 9, un poco más adelante) la diferencia entre la tasa anual del IPC y la del ICVB fue del orden de un punto porcentual, cifra inferior a la histórica, pero que representaba alrededor de un tercio de la inflación registrada por el IPC. Esta situación se asemeja a la de Estados Unidos, donde las estimaciones conservadoras del sesgo de sustitución lo ponen en 0.5 puntos anuales, mientras otros lo elevan a 1.5 puntos, representando entre un 20 y un 50 por ciento de la inflación registrada por el Consumer Price Index (Boskin et al, 1996). La causa de esta cambiante importancia relativa del sesgo de sustitución consiste en que el mismo no depende mucho de la inflación, sino de la variación en los precios relativos. Estos cambian ciertamente más en épocas de inflación, pero sus variaciones (aunque más pequeñas) en épocas de estabilidad se convierten en más llamativas por ocurrir dentro de un escenario de quietud del nivel general de precios. En estas condiciones, no es la tendencia global de los precios (ligada a la oferta monetaria y al nivel general de actividad) lo que prevalece, sino los movimientos de los precios relativos, que se convierten así en el 112 componente fundamental de la marcha del nivel de precios. En esas condiciones, un índice con sustitución nula tiene que diferir (relativamente) más del índice de costo de vida, de lo que lo hacía en épocas de alta inflación. La evolución del costo de vida: series mensuales El gráfico que antecede muestra la evolución del ICVR (es decir el IPC ajustado por sustitución entre rubros) como porcentaje del IPC, que antes se presentó solamente para los años 1960, 1974, 1988 y 1995. Este indicador señala en cuánto baja la inflación acumulada desde 1960, al tomar en cuenta la sustitución entre rubros de consumo. Se presenta en el gráfico la serie mensual desde 1977 hasta 1995. El mismo análisis puede efectuarse, a la inversa, con el cociente ICVR/IPC, lo que da el porcentaje en que el IPC exagera el aumento del costo de vida al ignorar la sustitución entre rubros. El siguiente gráfico muestra esa información. Como ya se vio en el Cuadro 7, la sustitución entre rubros hace que el IPC exagere el aumento del costo de vida en un 51%. Se muestra también el sesgo adicional que aparece por ignorar la sustitución dentro de cada rubro, mediante la razón ICVB/IPC. 113 Las barras representan el cociente ICVR/IPC, y la curva superior el cociente ICVB/IPC. Esta última es la que refleja la más completa estimación de la sobreestimación del aumento del costo de vida acumulada por el IPC en el período 1960-95. El sesgo porcentual tiende a aumentar con el tiempo, aunque con altibajos. En efecto, si bien el índice geométrico de un período, respecto al año base, debe ser necesariamente inferior al índice de Laspeyres (porque la media geométrica es siempre inferior a la media aritmética), los índices geométricos de diferentes meses no tienen por qué continuar alejándose del IPC en forma permanente. El ICVR y el ICVB pueden "alejarse" del IPC o "acercarse" a él en distintos meses. Si en un determinado mes la estructura de precios relativos se modifica en forma tal que "deshace" o "compensa" las modificaciones ocurridas en meses anteriores, el índice geométrico vuelve a acercarse al IPC, acortando su distancia con éste. Qué significa exactamente que un cambio de precios relativos "se aproxima" a la estructura inicial o "se aleja" de ella? Cuando una modificación de precios relativos ocurrida en un determinado período no es convalidada por el mercado y revierte a la estructura preexistente, la discrepancia entre el IPC y el índice geométrico debe también revertirse. Dado que los índices son el promedio de una gran cantidad de precios, esto no se refiere a ningún rubro concreto, sino al efecto neto de los múltiples cambios registrados por todos los rubros. Cuando un rubro, por ejemplo los pantalones, aumenta de precio a un ritmo inferior al promedio, ello incide en la diferencia IPC-ICVR de acuerdo a la ponderación que los pantalones tengan dentro de la estructura de gasto. Si al mes siguiente los pantalones aumentan más que el promedio, en igualdad de condiciones este segundo movimiento de su precio relativo tenderá a restaurar la estructura preexistente, y por lo tanto la diferencia IPC-ICVR tenderá a 114 acortarse. Pero el mismo efecto ocurriría si otro rubro de ponderación similar (por ejemplo algún servicio o algún alimento) aumentase más que el promedio: ese cambio también compensaría el menor aumento de los pantalones en el mes anterior, y restauraría (en términos del efecto neto sobre el índice) la situación previa. El cálculo del índice es un procedimiento ciego, que desconoce las características de los bienes y sólo registra el efecto global neto sobre el índice provocado por los cambios en la estructura de precios relativos. Teóricamente, entonces, es posible que la diferencia IPC-ICV sea reversible, que aumente durante un período, y luego se revierta si se restaura de algún modo la estructura original de precios, de modo que ambos índices vuelvan a converger, anulando la divergencia inicial. El hecho de que las discrepancias puedan potencialmente revertirse (y a veces lo hagan de hecho) significa que la discrepancia acumulada a lo largo del tiempo hasta una cierta fecha es una discrepancia acumulada neta, que recoge solamente aquellas distorsiones de precios relativos que hayan sido convalidadas por el mercado. El examen del gráfico muestra que las distorsiones en el caso argentino en general no se "revierten", por lo cual la diferencia lejos de acortarse tiende a hacerse más amplia con el tiempo. Pese a ello es remarcable la temporaria "reversión" ocurrida en 1989, en plena hiperinflación. El índice geométrico se alejó fuertemente del IPC por un período muy breve, para luego volver a acercarse a él y retomar su tendencia general a alejarse lentamente. El brote hiperinflacionario produjo cambios "caóticos" en los precios relativos, que provocaron una fuerte caída en el porcentaje que representa el índice geométrico respecto del IPC; sin embargo, buena parte de la caída fue inmediatamente recuperada cuando el mercado se negó a convalidar los cambios de corto plazo en los precios relativos provocados por el estallido hiperinflacionario en abril-junio de 1989. Luego de ese episodio la tendencia de largo plazo de la estructura de precios relativos (y de la consiguiente sustitución en el consumo) se hizo presente de nuevo, y continuó operando durante la estabilidad de los noventa (estabilidad global con fuerte cambio de precios relativos). La distorsión más acentuada se acumuló en 1974-77 y en 1988-95, períodos donde hubo brotes de hiperinflación y grandes cambios de precios relativos, mientras en cambio en 1960-74 y en 1977-88 la distorsión acumulada fue menor, en concordancia con tasas de inflación más bajas sin grandes cambios en los precios relativos. Del total de discrepancia, un 40.7% ocurrió entre 1988 y 1995. Como se puede ver también en los gráficos anteriores, en los diecisiete años que van desde 1960 hasta 1977 no se acumuló mucha diferencia con el IPC. Para 1977 el sesgo acumulado desde 1960 era de entre 15 y 18 por ciento, y llegó 40% en 1989. Las sacudidas hiperinflacionarias y la reestructuración económica subsiguiente lo hicieron crecer a más de un 77% en 1995. Del sesgo total de los 35 años, tres cuartas partes se generaron desde 1977, y un 40% apareció desde 1989. Los elementos más llamativos de las series son probablemente los siguientes: * * * La sustitución en el consumo es un proceso permanente en la Argentina durante los últimos 35 años, y no se limita a los períodos de más alta inflación. En ciertos períodos el distanciamiento IPC-ICVR no varía significativamente. Por ejemplo, entre 1980 y 1987 el ICVR permaneció alrededor del 80% del IPC. En una economía altamente inflacionaria pero bastante indexada, los precios relativos no variaban mucho en términos netos. Durante la hiperinflación de 1989 se produjeron notables altibajos de la serie. Algunos cambios de precios relativos provocaron un aumento del sesgo, pero 115 * luego ésto se revirtió cuando esos cambios de precios no fueron convalidados por el mercado. Durante los años noventa, en un escenario de estabilidad, no obstante la distancia con el IPC continúa aumentando, indicando que está ocurriendo una persistente modificación de la estructura de precios relativos. Las tasas mensuales de inflación en el IPC y el ICVR Las tasas mensuales de inflación tienden a ser más bajas con el ICVR, ya que en este último se elimina el sesgo de sustitución. Sin embargo, ocasionalmente pueden ser más altas que la tasa de crecimiento del IPC, como lo muestra el siguiente gráfico, que sólo contempla la sustitución entre rubros (ICVR). Es importante señalar que el índice estimado de costo de vida (en este caso el ICVR) ha tenido más meses de deflación que el IPC: fue negativo en varios meses de 1993, de 1994, y de 1995. El IPC hasta octubre de 1995 sólo había tenido tres veces una tasa mensual negativa, en marzo, junio y agosto de 1995. En los últimos años, como muestra el gráfico siguiente, casi siempre ha sido menor la inflación mensual medida por el ICVR: los meses donde éste arroja una tasa superior a la del IPC han sido la excepción y no la regla. Sin embargo, en 1994-95 los meses con diferencias positivas y negativas tienden a alternarse. 116 Las tasas anuales de inflación en el IPC y el ICVR Si bien la tasa mensual de variación del ICVR puede ser superior o inferior a la del IPC, la tendencia es que el ICVR crezca más lentamente. Por ello no es extraño que la tasa anual de variación del ICVR resulte en general más baja que la tasa de inflación convencional medida por el IPC. El siguiente gráfico lo muestra claramente para los años 1992-95. La tasa anual de variación del ICVR en ese período es invariablemente inferior a la tasa de variación del IPC. No se grafica la variación del ICVB, pero la tasa anual de ese índice es en general todavía más baja que la del ICVR. 67 La diferencia entre las variaciones anuales de los índices se está acortando. En 1995 es mucho más pequeña que en 1994. Ello se percibe todavía mejor en el gráfico subsiguiente, que muestra la evolución de la diferencia entre las tasas anuales del IPC y el ICVR. 67 Se ha omitido graficar la tasa de variación del ICVB debido a que éste no ha sido calculado directamente para todos los meses sino solamente para algunos, interpolando los meses intermedios. Se incluye de todas maneras la serie anual estimada de valores del índice en el Apéndice Estadístico, Cuadro A.4. 117 118 El acortamiento gradual de la diferencia IPC-ICVR significa que los cambios de precios relativos se van haciendo menos dramáticos, indicando tal vez que los aspectos más difíciles de la reconversión están tocando a su fin. Sin embargo, la diferencia que subsiste en las tasas anuales sigue siendo considerable en términos relativos. Una porción sustancial de la inflación registrada en el IPC (entre un cuarto y un tercio) puede ser evitada por el consumidor mediante sustitución entre rubros. Obviamente, el cuadro no incluye la sustitución adicional que se puede realizar dentro de cada rubro, con la cual quedaría eliminada una porción alrededor de la mitad de la inflación. En épocas de alta inflación, como las que hubo en la Argentina en la década del ochenta, la diferencia entre las tasas anuales del IPC y del ICVB o ICVR eran más amplias, en el sentido que representaban más puntos porcentuales. Sin embargo, representaban una menor proporción de la inflación. En cambio, en la estabilidad de los años noventa, unas diferencias absolutas más estrechas entre las tasas (en el orden de un solo punto porcentual por año) representan una porción sustancial de la inflación total. El Cuadro 8 sintetiza este aspecto con las tasas anuales (obtenidas como promedio del año sobre el promedio del año anterior) en el período 1979-1995. Cuadro 8 Tasas anuales de variación del IPC y el ICVR, 1979-1995 (promedio anual del índice sobre promedio del año anterior) Tasa anual (promedio Diferencia Diferencia como del período contra en puntos % de la variación promedio del anterior) porcentuales del IPC IPC ICVR IPC-ICVR (IPC-ICVR) /IPC 1979 159,51% 158,80% 0,71% 0,45% 1980 100,76% 96,35% 4,41% 4,38% 1981 104,48% 98,93% 5,55% 5,31% 1982 164,78% 167,39% -2,61% -1,58% 1983 343,81% 350,24% -6,43% -1,87% 1984 626,72% 626,25% 0,47% 0,08% 1985 672,18% 646,91% 25,27% 3,76% 1986 90,09% 88,90% 1,19% 1,32% 1987 131,33% 124,12% 7,21% 5,49% 1988 342,96% 342,46% 0,50% 0,15% 1989 3191,68% 3001,47% 190,21% 5,96% 1990 2316,11% 2287,09% 29,02% 1,25% 1991 171,67% 162,96% 8,71% 5,07% 1992 24,90% 21,69% 3,21% 12,89% 1993 10,61% 8,38% 2,23% 21,02% 1994 4,18% 2,66% 1,52% 36,36% 1995* 3,73% 2,80% 0,93% 24,93% (*) Indice promedio del periodo Noviembre 94 a Octubre 95 sobre índice de igual período del año anterior (Noviembre 93 a Octubre 94). 119 A partir de la estabilización de los precios después de adoptarse la Ley de Convertibilidad en 1991, las diferencias en puntos porcentuales se hicieron muy pequeñas, ya que el total de inflación había disminuido y no hubieran sido posibles diferencias más grandes. Sin embargo, en ese período hubo una transformación profunda y prolongada de los precios relativos, de modo que en términos proporcionales la diferencia entre IPC e ICVB, atribuible al sesgo de sustitución en el IPC, pasa a representar una parte sustancial de la inflación: de un 13% en 1992 a un 36% en 1994. En este último año, entonces, más de un tercio de la inflación aparente fue en realidad evitable mediante sustituciones normales en el consumo. La brecha se acorta un poco en 1995, cuando la variación de precios relativos tiende a nivelarse. En estos años de estabilidad, la inflación general subyacente es muy baja, y resulta por lo tanto muy importante el cambio de los precios relativos. En otras épocas, en cambio, predominaba la tendencia inflacionaria global, y los cambios de precios relativos no ofrecían muchas posibilidades al consumidor, sobre todo en períodos en que la mayor parte de los precios se encontraban indexados. Este panorama se hace aún más claro al considerar las tasas anuales de extremo a extremo (es decir la que surge de comparar el índice de diciembre de un año con el de diciembre del año anterior), ofrecidas en el Cuadro 9. El patrón es el mismo. En los años 1979-88 las diferencias representan una proporción muy reducida de la inflación total registrada el IPC, y ordinariamente implican sólo unos pocos puntos porcentuales por año a pesar de las altas tasas de inflación de la época. Por ejemplo de enero a diciembre de 1978, con 168% de variación en el IPC, la diferencia con el ICVR fue de sólo 1,52 puntos, representando apenas un 0.9% de la tasa inflacionaria. El mismo escenario se presenta en los años siguientes; la economía estaba esencialmente indexada, y todos los precios marchaban gruesamente de acuerdo a la inflación global, de modo que el espacio disponible para maniobras de sustitución era muy escaso. En 1989, como muestra el cuadro 9, el ICVR (de enero a diciembre) difirió del IPC en nada menos que 323 puntos porcentuales, lo cual representaba sin embargo sólo un ocho por ciento de la enorme inflación acumulada a lo largo del año. La inflación oficial fue 5105%, pero el consumidor, manteniendo la estructura porcentual de su presupuesto mediante sustituciones normales en el consumo, pudo sufrir "solamente" un 4782% de aumento en su costo de vida. Un 6.32% del aumento del IPC pudo ser evitado mediante sustituciones en el consumo. En los años noventa se repite el fenómeno ya advertido en el Cuadro 8: si bien la brecha entre las tasas es pequeña, llega a representar alrededor un tercio de la inflación. Predominan los ajustes de precios relativos (diferencia entre el ICVR y el IPC) sobre las tendencias inflacionarias globales, que estarían representadas por el ICVR. Un tercio de la "inflación", por lo tanto, o más aún si se considerase el ICVB, no es verdadera inflación en términos económicos: es un resultado estadístico, producto del uso de un índice con canasta rígida, donde se reflejan en forma de "inflación" las modificaciones de la estructura de precios relativos. Los consumidores, mediante sustituciones, pueden evitar que ese tercio de la inflación oficial se refleje efectivamente en su costo de vida. Otra porción adicional la evitan sustituyendo marcas, modelos y negocios. 120 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995* Cuadro 9 Tasas anuales de variación del IPC y el ICVR, 1978-1995 (diciembre de un año sobre diciembre del año anterior) Tasa anual de variación Diferencia (puntos Diferencia como % de la porcentuales) variación del IPC IPC ICVR IPC-ICVR (IPC-ICVR)/IPC 169,84% 168,32% 1,52% 0,90% 112,59% 111,46% 1,13% 1,00% 75,02% 70,46% 4,56% 6,08% 131,27% 127,82% 3,45% 2,63% 209,73% 216,53% -6,80% -3,24% 433,70% 436,03% -2,33% -0,54% 687,97% 684,47% 3,50% 0,51% 385,42% 373,70% 11,72% 3,04% 81,91% 77,56% 4,35% 5,31% 174,79% 168,03% 6,76% 3,87% 387,72% 393,23% -5,51% -1,42% 5105,61% 4782,71% 322,90% 6,32% 1343,93% 1293,07% 50,86% 3,78% 83,99% 79,03% 4,96% 5,91% 17,55% 14,96% 2,59% 14,76% 7,36% 5,68% 1,68% 22,83% 3,85% 2,70% 1,15% 29,87% 2,19% 1,44% 0,75% 34,25% (*) Octubre de 1995 respecto al mismo mes del año anterior. Un indicador del grado de indexación La proporción entre las tasas de variación mensual o anual de los índices (por ejemplo la tasa del ICVR sobre la tasa del IPC) puede considerarse como un indicador del grado de indexación de la economía: si todos los precios subiesen a la par, ese cociente sería igual a uno, y la diferencia porcentual entre las tasas sería cero. Según este indicador, por ejemplo, en 1979-90 la economía estaba casi totalmente indexada: la discrepancia entre las tasas de inflación del IPC y del ICVR era de menos del 6%, y en varios de esos años fue del orden del 1-2%. En cambio, en 1991-95 la economía se fue desindexando rápidamente: en 1995, el "indicador de indexación" señala una diferencia de alrededor de un tercio entre las tasas de variación anual del IPC y el ICVR. Esto significa que más o menos un tercio de la inflación convencionalmente medida (IPC) se explica en este período por movimientos de precios relativos entre los rubros, aun sin considerar la sustitución dentro de los rubros. Por lo tanto, sólo una parte (alrededor de dos tercios) se explica por una tendencia inflacionaria subyacente, independiente de la variación de precios relativos, y que refleja el aumento en el nivel general de precios propiamente dicho. Esto es el signo de una economía profundamente desindexada, y puede considerarse como una importante transformación en la dinámica de los precios ocurrida en la Argentina en los años noventa. El sesgo de sustitución por sectores (1988-95) El sesgo de sustitución entre rubros se estima mediante la comparación del ICVR (un índice geométrico) con el IPC (un índice Laspeyres), basados en los mismos índices elementales de precios de los diferentes rubros. Como hemos visto, esa comparación indica que desde 121 1960 se ha acumulado una discrepancia importante, y asimismo si se considera cada período del IPC, por ejemplo el último que es 1988-95. Cabe preguntarse en qué tipos de bienes se concentra esa diferencia, y cómo son los sesgos para cada categoría de bienes. Los cuadros 10 y 11 muestran las diferencias entre el IPC, el ICVR y el ICVB de julio de 1995 (base 1988=100) por grandes capítulos del índice, y también para el agregado de todos los bienes y todos los servicios. Cuadro 10 Indice de precios al consumidor e índices estimados del costo de vida por capitulos, julio de 1995 (base 1988=100) NIVEL GENERAL ALIMENTOS Y BEBIDAS INDUMENTARIA VIVIENDA EQUIP. Y FUNC. DEL HOGAR SALUD TRANSPORTE Y COMUNIC. ESPARCIMIENTO EDUCACION BIENES Y SERV. VARIOS TOTAL DE BIENES TOTAL DE SERVICIOS IPC 321,958.23 275,257.56 188,825.52 326,725.34 375,968.14 495,393.64 240,060.08 459,088.06 815,347.16 342,378.77 254,327.00 535,419.92 ICVR 269,491.35 255,681.68 151,495.17 292,630.01 320,317.66 408,630.17 225,111.18 342,435.74 643,745.27 296,288.63 230,499.65 441,341.29 ICVB 250,013.13 247,444.75 214,911.45 270,698.16 249,035.53 356,833.17 211,244.72 239,723.40 356,547.55 244,361.81 223,962.49 353,828.42 IPC =Indice de precios al consumidor (INDEC) ICVR=Indice geométrico basado en los índices oficiales de variedades controlando la sustitución entre rubros pero no dentro de cada rubro. ICVB=Indice geométrico basado en una reconstrucción de los índices de variedades mediante relativos de medias geométricas de precios, corrigiendo sesgos de sustitución entre rubros y dentro de rubros así como sesgos derivados del uso de promedios de relativos con artículos estacionales. Cuadro 11 Sesgos de sustitución por grandes subconjuntos de bienes y servicios: porcentaje respecto a los indices del costo de vida (1988 a julio de 1995) NIVEL GENERAL ALIMENTOS Y BEBIDAS INDUMENTARIA VIVIENDA EQUIP. Y FUNC. DEL HOGAR SALUD TRANSPORTE Y COMUNIC. ESPARCIMIENTO EDUCACION BIENES Y SERV. VARIOS TOTAL DE BIENES TOTAL DE SERVICIOS Sesgos de sustitución sectoriales Total Entre los Dentro de los rubros del rubros del subconjunto subconjunto IPC-ICVB IPC-ICVR como ICVR-ICVB como % del % del ICVB como % del ICVB ICVB 28.78% 20,99% 7.79% 11.24% 7,91% 3.33% -12,14% 17,37% -29.51% 20,70% 12,60% 8.10% 50.97% 22,35% 28.62% 38.83% 24,31% 14.52% 13.64% 7,08% 6.56% 91.51% 48,66% 42.85% 128.68% 48,13% 80.55% 40.11% 18,86% 21.25% 13.56% 10,64% 2.92% 51.32% 26,59% 24.73% 122 Es evidente, por los porcentajes del Cuadro 11, que en alimentos, indumentaria y vivienda hubo un sesgo de sustitución relativamente pequeño, mientras en equipamiento y manejo del hogar, en educación, en esparcimiento, etc., hubo oportunidades más amplias para la sustitución de consumos. En el IPC hay algunos rubros que tienen una inflación mucho más alta que el promedio. Por ejemplo el IPC del capítulo Educación en 1995 tiene un valor de 815.347, dos veces y media más que el IPC global (321.958). Sin embargo, cuando se toma en cuenta el efecto sustitución con el ICVB, el costo de vida en el aspecto educación resulta haber aumentado "sólo" un 40% más que el promedio (su índice resulta ser 353.828 respecto a un índice global de 250.013), de modo que la diferencia se acorta. Lo mismo ocurre en casi todos los otros rubros. Sólo en el caso de la indumentaria se produce el efecto contrario: el IPC habría tendido a subestimar el aumento del costo de vida en ese aspecto, ya que el valor del IPC (188.825) y el del ICVR (151.495) resultan más bajos que el ICVB sectorial (214.911). Esto significa que los índices de precios de la vestimenta y el calzado, reconstruidos por relativos de promedios, arrojan un índice de precios del capítulo Indumentaria que es superior al obtenido con promedio de relativos. Este es el único sector en que ocurre ese fenómeno, al que se hará referencia detallada en seguida. En los demás capítulos, como en el conjunto de todos los bienes y en el de todos los servicios, el ICVB es siempre inferior al IPC. El IPC entre 1988 y 1995 sobreestimó en un 28% el aumento del costo de vida global. Esa es la diferencia entre el IPC y el ICVB acumulada en ese período, expresada como porcentaje del ICVB. El capítulo con más peso, los alimentos y bebidas, tiene un menor sesgo proporcional (11%), el cual se origina principalmente en la sustitución entre diferentes rubros alimentarios. Recuérdese que en este rubro la mayor parte de las variedades son homogéneas, de modo que la outlet-brand substitution tiene menos alcances. La escasa sustitución dentro de los rubros alimentarios (equivalente a 3.33% del ICVB) se deriva esencialmente de la sustitución entre supermercados y negocios pequeños, así como de la mayor variabilidad de precios que existe en algunos alimentos, y en comidas fuera del hogar. Pero de todos modos el grueso de la sustitución es entre diferentes alimentos y bebidas. La escasa sustitución dentro de cada rubro es explicable. La gran mayoría de los alimentos son artículos de uso masivo y de características muy homogéneas. No hay mucha dispersión de precios ni de calidades entre los diferentes negocios, o entre diferentes variantes del mismo producto. Por ello, si bien se pueden hacer algunas economías comprando los alimentos donde estén más baratos, el alcance de estas maniobras es limitado. La mayor parte de la sustitución observada en este rubro, y que origina una diferencia del once por ciento entre el IPC y el ICVB en el capítulo de alimentos y bebidas, se debe a la commodity substitution, o sea la sustitución entre rubros. Otra parte se debe al desplazamiento del consumo hacia los supermercados e hipermercados (la diferencia de precios es del orden del 10%, pero ya en 1988 muchos alimentos eran comprados en supermercados). Como veremos, el efecto global de ese desplazamiento hacia los supermercados no ha sido tan fuerte a nivel del costo de vida global, pero puede haber abaratado el precio promedio de algunos rubros en grado perceptible. Los sesgos relativos más fuertes están en los servicios, como educación o esparcimiento. Sin embargo, esos rubros no pesan tanto como la alimentación. El fuerte sesgo de la educación aporta apenas una fracción del sesgo total. Antes de seguir analizando la composición sectorial del sesgo de sustitución conviene examinar mejor lo que parece una "subestimación" del índice de indumentaria en el IPC. 123 El caso de la indumentaria Si bien en general el sesgo del IPC consiste en sobreestimar el aumento del costo de vida, en el caso de la indumentaria, como hemos visto, el ICVB resulta mayor que el IPC. Para entender este fenómeno hay que separar nuevamente dos aspectos de la elaboración de índices estimados de costo de vida: por una parte, la sustitución de índices de Laspeyres con índices geométricos; por otra, la sustitución de los índices oficiales de las variedades (obtenidos con PR) con índices recalculados mediante RP. El siguiente cuadro muestra el valor de los índices según se trate de índices Laspeyres o geométricos, y según se usen los índices elementales oficiales, basados en relativos de promedios, o los índices elementales recalculados con relativos de medias geométricas. Construcciones alternativas del índice de precios del capítulo indumentaria, Julio 1995 (Base 1988=100) Forma de construcción de los índices de las variedades Definición del índice Aritmético (Laspeyres) Geométrico Promedio de relativos (índices oficiales) IPC oficial: 188.825 ICVR: 151.495 Relativo de promedios (índices recalculados) Indice Laspeyres corregido: 224.278 ICVB: 214.911 Nótese que matemáticamente un índice geométrico es siempre más bajo que un índice Laspeyres, como lo muestra la comparación dentro de cada fila del cuadro: el ICVR de indumentaria en julio de 1995 (151.495) es menor que el índice del respectivo capítulo del IPC (188.825). Lo mismo pasa si se parte de los índices elementales recalculados (segunda fila): el índice Laspeyres es mayor que el geométrico. En cualquiera de los dos casos, el sesgo por sustitución entre rubros de indumentaria consistió en exagerar el aumento, como es usual. El sesgo negativo aparece solamente al recalcular los índices de variedades mediante relativos de promedios, pues así se obtiene un ICVB (214911) superior al IPC de indumentaria. El elemento determinante del fenómeno debe encontrarse, por lo tanto, en el uso de promedios de relativos. Sin embargo, no se trata del problema general que tiene este método, el cual consiste en ignorar los cambios de precios asociados a cambios de negocio, marca o modelo, sino que en este caso obedece a la forma en que se imputan índices a los productos estacionales, durante los meses en que dichos artículos no están en el mercado. Los datos no dejan duda del abaratamiento relativo de la indumentaria en 1988-95. Los cuatro índices son inferiores al respectivo promedio general de todos los bienes y servicios. El IPC general de julio 1995 es 321.958, mientras el IPC de indumentaria es sólo 188.825. En el caso del ICVB, el nivel general es 250.013 mientras el de indumentaria es 214.911. Lo mismo ocurre en los otros casilleros del cuadro. Ello indica que la indumentaria en términos relativos realmente se abarató entre 1988 y 1995, como fuere que se la mida. Pero la medida en que se abarató difiere según el índice que se use. 124 Al usar relativos de promedios se comparan entre sí artículos que quizá no son exactamente iguales (vestidos modelo 1995 con vestidos de la temporada anterior). ¿Es legítimo hacer esa comparación directa? Es cierto que las prendas cuyos precios se registraron en 1995 no son en muchos casos exactamente las mismas de 1994 (o de 1988), porque han cambiado las modas y los modelos concretos cuyos precios se registran. Hay cambios en las calidades y en las especificaciones de detalle. Aun así, la mayor parte de las prendas son bastante homogéneas, con características muy permanentes, y difícilmente hayan cambiado mucho en esos años. "Camisa de hombre", "Pantalón clásico" o "Blusa de mujer", lo mismo que "Saco sport" o "Pijama", para citar sólo algunos ejemplos, son prendas cuyas características esenciales se mantienen sin cambios en el período considerado, y aquellos cambios que hayan sido recogidos responden a cambios reales en la oferta y la demanda (sustituciones efectuadas por el consumidor entre diferentes marcas, calidades, modelos y negocios), que deben ser incorporadas en una medición orientada a estimar la evolución del costo de vida (aun cuando pudiera ser legítimo excluirlos en un índice atomístico de precios donde se intentan medir las "puras" variaciones de precios). Por tal motivo es probable que el ICVB sea el medidor más válido en este caso. El ICVR responde a sustituciones que habrían ocurrido entre rubros de indumentaria si sus precios hubiesen evolucionado tal como lo indican los índices oficiales de esos rubros. El ICVB en cambio compara directamente los precios de 1988 y 1995, incorporando sustituciones e ignorando los cambios de calidad (o mejor dicho considerándolos como parte del proceso general de sustitución en el mercado). Elegir el ICVB es elegir un índice que no es el más bajo del repertorio disponible: un índice geométrico basado en los índices elementales oficiales (el ICVR) daría menos inflación que el ICVB, pero ya hemos visto que ello, lo mismo que el IPC, exageraría notablemente el abaratamiento relativo de la indumentaria ocurrido en los últimos años. Si en el cálculo del IPC se reemplazara el índice oficial del capítulo indumentaria con el "índice Laspeyres corregido" del cuadro precedente, basado en índices elementales recalculados, el valor del IPC en julio de 1995 sería un 2.8% más alto. Consiguientemente, aparecería un 2.8% adicional de sesgo de sustitución entre 1988 y 1995 (la diferencia IPC-ICVB pasaría a ser de 25% aproximadamente). La subestimación de los índices de indumentaria, por lo tanto, tiende a moderar el sesgo de sustitución del IPC al introducir un sesgo de dirección contraria. ¿Cuál es la razón de la subestimación ocurrida en este caso? Recuérdese que en general los promedios de relativos tienden a exagerar y no a rebajar los índices. El problema central, en este caso, es el uso de promedios de relativos imputados en las prendas de estación, con lo que se produce un encadenamiento de rebajas de fin de estación, sin registrar el aumento de principio de estación pues éste involucra un cambio de artículos y queda excluido de los promedios de relativos. Cuando el IPC oficial global es 321.958, hay prendas específicas cuyo índice elemental en 1995 está apenas en el orden de 13.000 a 15.000, es decir veinte o veinticinco veces menos (Cuadro A.3). La directa comparación de precios de esas prendas indica que han aumentado mucho más que eso. 68 68 Los índices oficiales de esas prendas (por ejemplo blusas de mujer, o vestidos de verano para mujer) implicarían que un artículo que costaba 1000 australes (unos 110 dólares) en 1988, debería costar aproximadamente $13 a $15 (es decir 13-15 dólares) en 1995. No existen prendas que se hayan abaratado en esa proporción. Esas mismas prendas registran precios en 1995 que son en realidad comparables a los de 1988, y que 125 En los siguientes gráficos se examinan dos ejemplos típicos: los vestidos o conjuntos para mujer, de verano y de invierno. En ambos casos, se registran variaciones de los modelos existentes en distintos negocios durante su temporada, y se les imputan relativos de otras prendas (o de todo el capítulo de indumentaria) en el resto del año, en cada negocio donde no se logre calcular un relativo por no disponer de dos precios sucesivos para la misma prenda. De este modo, las observaciones efectivas de relativos de esa prenda determinan el índice durante la temporada activa de la prenda. En la temporada opuesta el índice está dominado por la imputación de relativos del grupo o capítulo correspondiente. En 1995, cuando el IPC alcanza un valor del orden de 320.000, y el ICVB un valor de 250.000, estos productos están respectivamente en 13.000 y 40.000, es decir entre ocho y veinte veces menos. Si bien los índices se atrasaron fuertemente durante las megainflaciones e hiperinflaciones de 1988-91, desde 1991 hasta 1995 han continuado atrasándose sistemáticamente. Ese profundo retraso de los índices de los vestidos de mujer se explica exclusivamente por los problemas derivados del uso de promedios de relativos en conexión con la estacionalidad, pues en realidad los precios de los vestidos en 1995, comparados con los de 1988, dan índices mucho más altos, comparables con los índices globales. En el primer gráfico, referido a vestidos de verano, se observa claramente que los índices caen cada año desde diciembre hasta marzo (temporada que llamamos sintéticamente "verano"), luego se estabilizan entre marzo y septiembre aproximadamente, época que llamamos "invierno" y en la cual mayormente se le imputan a esta prenda los relativos del resto de la indumentaria o de otras prendas de mujer, porque el rubro está ausente de la mayoría de los negocios. Después de quedar estable en invierno (por la estabilidad general del índice de indumentaria), el índice aumenta hasta diciembre (a medida que aparecen los modelos de la siguiente temporada en cada vez más negocios), y vuelve a caer hasta el siguiente mes de marzo. Este movimiento se repite con pocas variantes en todos los años recientes (en 1988-91 también ocurría, pero estaba disimulado por el aumento general de precios, que predominaba sobre los movimientos específicos de precios relativos). en dólares suelen ser incluso un poco superiores a los de aquella época, como se puede comprobar con los propios datos del IPC, para prendas cuyas características generales no han variado significativamente. La misma contradicción se percibe si se comparan los datos de 1995 con los de 1991 o 1992 para esas mismas prendas: los precios efectivos no han variado mucho, y en todo caso han crecido un poco, pero el índice oficial de esas prendas ha caído en alrededor de un 40% en ese lapso. 126 En el segundo gráfico, por su parte, se trata de los vestidos de invierno, que tienen un comportamiento estacional complementario. Las nuevas versiones de temporada son introducidas aproximadamente en marzo; el índice crece hasta mayo, luego cae hasta septiembre y se mantiene estable hasta el siguiente mes de marzo. Obviamente, entre marzo y septiembre están en el mercado los vestidos de invierno, cuyos precios van bajando a medida que transcurre la temporada, mientras en el resto del año se les imputan en casi todos los negocios los relativos de otras prendas, por lo que el índice en esa época no varía mucho. Tanto en los vestidos de verano como en los de invierno, el encadenamiento de relativos (algunos imputados), ignorando los precios promedio, produce el efecto de una caída año tras año, a pesar que los precios de inicio (o fin) de temporada en un cierto año de hecho no son inferiores a los que regían en la misma época del año anterior. 127 Si bien ambas prendas caen en forma similar, cabría preguntar por qué ocurre el curioso fenómeno de que los vestidos de invierno llegan a 1995 con un índice del orden de 45.000, tres veces más alto que los de verano, cuyo índice oscila en 15000, a pesar que ambos se iniciaron en 1988 con el mismo valor de base (100). La razón es que los vestidos de invierno padecieron una temporada adicional de alta inflación, en comparación con los de verano, antes de llegar al período de relativa estabilidad inaugurado en 1991, donde comenzó a predominar el efecto de los relativos imputados. El desfase de una temporada (seis meses) entre ambas prendas explica la diferencia existente ya en 1991, donde una de las prendas había llegado a un índice de 125000 mientras la otra apenas llegaba a poco más de 30000. Si se toma en ambas prendas el mes de abril de 1991 o una fecha similar como base, se verifica que ambas series se comportan de manera análoga (aunque desfasadas seis meses). Junto a las prendas estacionales puede haber fenómenos similares en otros artículos de indumentaria, aunque no sean claramente estacionales. En efecto, cada modelo concreto tiene un ciclo de mercado desde su introducción como novedad hasta ser reemplazado por otro producto más actual, y muchos artículos terminan su ciclo de vida en una tienda cuando son ofrecidos a precios de liquidación antes de ser retirados de los escaparates. De este modo, en general muchas prendas específicas (camisas de una cierta marca o modelo, vestidos o abrigos de cierto tipo, etc.) pasan por un ciclo de abaratamiento absoluto o relativo, desde su introducción a precios relativamente altos hasta su retiro a precios de liquidación, afectado por el "ciclo del producto" y también por razones estacionales. Esto podría afectar a cualquier prenda, pero un examen de las cifras indica que los casos más graves son precisamente los que se refieren a prendas netamente estacionales. 128 Por ejemplo, la "Blusa de mujer", que no reconoce para el IPC variantes de invierno y de verano sino que es un solo rubro, tiene períodos de caída en ambas temporadas. En cada negocio, la blusa más vendida es la de temporada, cuyo precio va bajando, hasta que en un momento dado es reemplazada por la de la temporada siguiente; esta última sólo interviene al segundo mes de figurar en las ventas, cuando puede generar un relativo, y desde allí tiende a bajar hasta el fin de su temporada. En el período de transición el índice puede permanecer estable o incluso crecer debido al balance de las dos clases de blusas que aparecen en ese momento en diferentes negocios. La extrema reticencia para aceptar la comparación de precios de prendas de diferente estación (o de diferente modelo o marca) en general no está justificada. En realidad, los nuevos modelos son generalmente sustitutos prácticamente perfectos de los modelos anteriores, y satisfacen la misma necesidad. Las diferencias de detalle entre los modelos de sucesivas temporadas no significan que se trate de "productos distintos" cuyos precios no puedan ser comparados. Ignorar los cambios de precio entre los viejos y los nuevos modelos equivale a ignorar el principal mecanismo de ajuste de precios que se utiliza en la rama de indumentaria (como también en otras ramas). En efecto, ese mecanismo consiste en introducir permanentemente productos novedosos, cada uno de los cuales aparece a precios relativamente altos que luego comienzan a abaratarse a medida que se satura el mercado o va transcurriendo la temporada. Si el índice se limitase a elegir todos los meses una muestra razonablemente representativa de "vestidos de mujer", tomando cada mes los que se estén vendiendo en ese momento, para medir su precio promedio y compararlo con el del mes anterior, mediría ciertamente algo más que una "pura" variación de precios, ya que estaría registrando además las sustituciones de modelos que efectúa el consumidor, pero registraría de manera más fiel la evolución del precio de los vestidos. Si bien la evidencia indica que el problema con los índices de indumentaria proviene de las prendas estacionales, un posible argumento alternativo sería que en los años noventa, por la apertura económica, la calidad de las prendas habría aumentado mucho, de modo que gran parte de los aumentos observables en los precios se deberían a ese aumento de calidad. Según ese argumento, al eliminar los cambios de calidad mediante promedios de relativos, lo que queda es un fuerte abaratamiento de la indumentaria a calidad constante. El argumento es especioso, en primer lugar, porque el retraso se da principalmente en prendas estacionales y no parejamente en todas. En segundo lugar, pudo haber alguna mejoras de calidades pero también ingresaron cantidades masivas de ropa de calidad inferior. En tercer lugar, el retraso de los índices de algunas prendas es tan grande que se requeriría una diferencia gigantesca en la calidad para explicarlo: la mejoría de calidad, si es que existió, no fue tan significativa. En cuarto lugar, los índices de indumentaria también se atrasaron significativamente en el índice base 1974, que llegó a 1988 con índices muy bajos para el capítulo indumentaria y especialmente para algunos subgrupos (y lo mismo sucedió en 1960-74) a pesar de no haber en esas épocas ningún proceso de apertura económica. 69 69 Como ya se explicó en la parte II, en la base 1974 se aplicó un procedimiento similar al de 1988-95, excluyendo del cálculo de los índices mensuales aquellos negocios en que hubiese habido un cambio de modelo o marca; del modo similar, en la base 1960 se usaron especificaciones fijas que no se modificaban a pesar de los cambios en las modas, de manera que muchos productos al final estaban tan pasados de moda que sus precios habían quedado muy atrasados. En todos los casos, el atraso de los índices de indumentaria proviene de no incorporar en el índice los cambios de precio vinculados a cambios en el modelo o marca de cada prenda de vestir. 129 La conclusión inescapable de esta discusión es que la metodología de los relativos de promedios en artículos estacionales o que tienden a pasar de moda, al negarse a comparar o promediar artículos levemente diferentes entre sí, ha tendido a retrasar persistentemente los índices de esos rubros, lo que condujo a una subestimación sistemática del aumento de precios en el capítulo indumentaria. Este sesgo de subestimación compensa en parte el sesgo de sobreestimación, derivado de ignorar sustituciones del consumidor, que ocurre en general con todos los rubros del índice. Si los índices de muchas prendas de indumentaria no estuviesen tan subestimados, el IPC mostraría un sesgo de sustitución todavía más grande (acumulando alrededor de tres puntos porcentuales más de sesgo entre 1988 y 1995). Por fortuna, al corregir el sesgo de sustitución con relativos de promedios geométricos se corrige también el problema de la estacionalidad en indumentaria. 70 Cabe terminar el tratamiento de este tema señalando que en las bases de 1974 y 1988 los artículos estacionales tienen la misma ponderación todo el año, mientras que en la base de 1960 tenían ponderación variable. Este procedimiento ha sido criticado frecuentemente, pero a su favor se puede decir que elimina muchos de los problemas de la estacionalidad. El problema es que si cada mes hay artículos que salen o entran del índice, no sólo cambian sus ponderaciones, sino las de todos los otros bienes, y el cómputo se complica considerablemente. Por otro lado, desde el punto de vista del IPC, el índice reflejaría no sólo la "pura variación de precios" sino también el cambio de las ponderaciones (esto no es un problema sino una virtud en un índice del costo de vida). Una técnica alternativa consiste en fijar la ponderación de cada grupo o subgrupo para todo el año (por ejemplo "Ropa exterior de mujer") pero haciendo variar su composición según la temporada: en verano desaparece el "Abrigo" y aparece el "Traje de baño", por ejemplo, lo cual hace que las ponderaciones de esas prendas varíen con las temporadas, pero dentro de una ponderación fija para la ropa exterior de mujer. Con este enfoque se comete algún error ciertamente (el peso de la ropa de mujer en el gasto total puede variar estacionalmente) pero es una simplificación aceptable, con la cual se elimina la necesidad de imputaciones, ya que se requieren precios de cada artículo sólo en la temporada relevante. Cuando el artículo "reaparece" en la temporada siguiente, su índice se calcularía comparando su precio actual con el del último mes de la temporada anterior, mediante un relativo de promedios (e ignorando toda diferencia de detalle entre los modelos de una temporada y otra). Este sistema evitaría el sistemático retraso de los índices que se observa en las series de indumentaria del IPC. La estructura sectorial de la sustitución entre rubros Volviendo al análisis de la estructura sectorial del sesgo de sustitución, interrumpido por la necesidad de estudiar el caso de la indumentaria, el siguiente gráfico muestra la contribución de la sustitución entre rubros de cada capítulo (y entre capítulos) al total del sesgo de 70 Para el cómputo de los índices elementales mediante relativos de medias geométricas, las prendas que aparecen divididas en dos variedades estacionales (como los vestidos de invierno y de verano) fueron considerados como un solo rubro, y el índice es simplemente el resultado de encadenar relativos que consisten en la media geométrica de los precios observados (para uno u otro rubro, o para ambos) en un mes, sobre la media geométrica del mes anterior. Algunas prendas dotadas de estacionalidad no pudieron ser tratadas de este modo (por ejemplo sobretodos o trajes de baño), de modo que se les atribuyeron precios en la temporada opuesta con imputaciones análogas a las empleadas por el INDEC, pero vinculadas al ritmo general de inflación, de modo que empalmen naturalmente con los primeros precios del rubro al iniciarse la siguiente temporada. Esto equivale aproximadamente a interpolar precios entre el último de una temporada y el primero de la siguiente. Debe aclararse que en muchos casos el INDEC registra precios fuera de temporada, pues es posible (por ejemplo) comprar trajes de baño en pleno invierno, aunque el número de negocios informantes se reduce mucho. 130 sustitución entre rubros. El gráfico no incluye la outlet-brand substitution, sino sólo la commodity substitution (en aquella, la presencia de sesgos negativos y positivos no permite analizar con claridad la contribución de cada sector al sesgo total). El gráfico es el resultado de multiplicar el sesgo de un sector, por su peso porcentual dentro del índice, y expresar el resultado como porcentaje del sesgo total. Ambos índices aquí comparados (el IPC y el ICVR) se construyen sobre la base de los índices oficiales de las 557 variedades, uno de ellos como índice Laspeyres y el otro como índice geométrico. 71 La comparación IPC-ICVR no corrige los problemas de subestimación por estacionalidad en indumentaria, pero ese capítulo no pesa demasiado en el conjunto. 72 Como se ve, sólo una quinta parte de todo el sesgo de sustitución considerado (20.71%) corresponde a sustitución entre rubros pertenecientes a diferentes capítulos. El ochenta por ciento restante es entre rubros del mismo capítulo, que son en general mejores sustitutos unos de los otros. Esto sugiere como hipótesis que la función de decisión de los consumidores podría ser racionalizada mediante una función CES en dos niveles, como la sugerida por Sato (1967), y para la cual el índice de Vartia-Sato es el índice exacto, según demuestra el propio Sato (1976). Esos consumidores teóricos asignan primero su presupuesto a los grandes rubros, y luego deciden dentro de cada uno de esos capítulos la asignación de los rubros individuales. Esta comprobación tiende a reforzar la idea de que los índices geométricos de cada capítulo pueden ser considerados índices parciales de costo de vida. Los capítulos con una mayor contribución al sesgo total de sustitución entre rubros son: alimentos y bebidas, esparcimiento, y salud. Alimentos, como hemos visto, tiene relativamente poca sustitución, pero pesa mucho en el índice (40% del total de gastos de los hogares en las ponderaciones IPC), por lo cual su contribución al total es igualmente considerable. Esparcimiento y salud, al igual que otros capítulos, no pesan mucho en el índice, pero las fuertes variaciones de precios relativos entre los rubros que componen esos capítulos determinan un sesgo de sustitución importante. Este análisis permite ver que en definitiva el comportamiento de los precios relativos en los años 1988-95 ha sido tan variado que ha posibilitado importantes ahorros por sustitución de rubros en el consumo, con contribuciones importantes de todos los grandes capítulos del IPC. Algunos contribuyen desproporcionadamente con respecto a su peso en el índice, porque en ellos hubo mucha discrepancia interna en la marcha de los precios relativos; en otros casos la proporción de sesgo es mucho menor, pero ello afecta a capítulos con un fuerte peso en el índice (como en el caso de los alimentos). 71 Los porcentajes de este gráfico se refieren al total del sesgo de sustitución entre rubros, es decir al total de discrepancia entre el IPC y el ICVR. La contribución de cada capítulo se calcula a partir de la diferencia entre el IPC y el ICVR de ese sector, multiplicado por la ponderación de ese capítulo, y dividido por el sesgo total de sustitución entre rubros, que surge de la diferencia IPC-ICVR a nivel global. No se corrigen los sesgos de los índices elementales del IPC, que sólo aparecen al considerar el ICVB. 72 La sustitución entre rubros de vestimenta representa sólo un 6.7% del total del sesgo de sustitución entre rubros del mismo capítulo, cifra que llegaría a 8% si se añadiera la parte que corresponde a indumentaria en la sustitución entre rubros de diferentes capítulos). 131 Bienes versus servicios en el proceso de sustitución Durante los años recientes los servicios han aumentado de precio más rápidamente que los bienes. Estos últimos son en su casi totalidad transables, y la economía ha encarado un fuerte proceso de apertura en ese período, lo cual impidió aumentos (más bien favoreció rebajas) en la mayor parte de los bienes afectados por el comercio exterior. Los servicios, que son en general no transables, se vieron favorecidos por una afluencia de capitales que impulsó fuertemente el crecimiento de la actividad económica y el consumo, de modo que sus precios subieron más que el promedio. Ello es verdad con el IPC, y es verdad también con el ICVR y el ICVB. Sin embargo, la magnitud de la diferencia entre la inflación de bienes y la de servicios es mucho menor de lo que se cree. Si se toma en cuenta la posibilidad de sustitución, los servicios aumentaron un poco más que los bienes, pero no desproporcionadamente. El Cuadro 11 mostraba que el sesgo de sustitución es mucho más fuerte en servicios (51% versus 13% en los bienes). Ello determina que la "rebaja" de la inflación al pasar del IPC al ICVB es también más fuerte en los servicios. Por ello la diferencia de inflación entre bienes y servicios es más débil en el ICVB que en el IPC. Parte de la diferencia ocultaba un fuerte sesgo de sustitución dentro de los servicios. En cifras, el IPC de los servicios en julio de 1995, con base 100 en 1988, resulta ser más del doble que el IPC de los bienes (Cuadro 10). El primero llegó a un valor de 535,420 mientras el segundo sólo a 254.327. Esa diferencia se acorta sustancialmente en el ICVB: 353.828 versus 223.962 (una vez y media, en lugar de más del doble). 132 Esa discrepancia está ligada con la discusión, tan importante en la Argentina de los años noventa, acerca del tipo de cambio, ya que éste puede definirse como la relación entre precios de no transables y precios de transables. En los últimos años mucha discusión sobre el dólar usó como argumento la enorme inflación de servicios respecto a la mucho menor inflación de bienes. Al tomar en cuenta la sustitución, la diferencia se acorta. Las tasas anuales de inflación implícitas en el índice geométrico (ICVB) sobre el período que va desde 1988 hasta julio de 1995, son: Nivel general: Bienes: Servicios: 206% anual 201% anual 221% anual 9.76% mensual 9.62% mensual 10.21% mensual Estas diferencias no son espectaculares, y si bien indican que hubo un cambio en los precios relativos, sugieren que ese cambio no fue tan fuerte como lo sugiere el IPC. El gráfico precedente muestra la incidencia de cada tipo de sesgo en bienes y en servicios, evidenciando claramente la importancia de la sustitución entre variantes de servicios, aunque también pesa la sustitución entre diferentes servicios. En el caso de los bienes, casi todo el sesgo es por commodity substitution (el indicador que se usa es el exceso del IPC sobre el ICVR, y de éste sobre el ICVB, ambos como porcentaje del ICVB). Como muestra el gráfico, la sustitución fue, en términos relativos, mucho mayor en los servicios que en los bienes. Esto significa que el IPC exageró más el aumento del costo de vida en servicios que en bienes. La diferencia se nota sobre todo en la sustitución entre variantes del mismo rubro (entre diferentes escuelas privadas, entre diferentes peluquerías, entre diferentes planes de medicina prepaga, entre diferentes servicios de TV por cable, etc.), la que es mucho mayor que la sustitución entre variantes de bienes (entre diferentes camisas o entre diferentes televisores). El gráfico siguiente pone de manifiesto cómo ha contribuido cada tipo de sustitución a la sustitución global. 133 Se ve claramente que la sustitución más importante en el período 1988-95 (casi 64% del total) es la sustitución entre rubros, incluyendo un 25.15% de sustitución entre bienes, un 31.46% de sustitución entre diferentes servicios, y un 7.22% de sustitución de bienes con servicios o viceversa. En el 36% restante, que corresponde a sustitución dentro de los rubros, es decir entre variantes del rubro y entre lugares de compra, la mayor parte (29.27%) corresponde a sustitución entre variantes del mismo servicio, y una parte menor (6.90%) a la sustitución entre variantes del mismo bien. En las dos secciones siguientes se analiza la forma en que actuaron estos procesos en un período de altísima inflación, con brotes hiperinflacionarios (desde 1988 hasta abril de 1991) y en un período de mayor estabilidad (abril de 1991 a julio de 1995). Sesgos de sustitución bajo megainflación (1988-91) Se comprueba (Cuadro 12) que en el período de elevadísima inflación que corrió desde 1988 hasta comienzos de 1991, el IPC exageró el aumento del costo de vida en casi un 16%. Hubo una fuerte diferencia entre la exageración ocurrida con los bienes (9.52%) y con los servicios (25.83%). Esto significa que en este período (anterior a la Ley de Convertibilidad) ya se daba un aumento mayor de precios en los servicios, y por lo tanto un aumento del precio relativo de los no transables. A decir verdad, ya antes de 1988 se había venido dando ese proceso, que no es por lo tanto un efecto atribuible a la convertibilidad. 134 Cuadro 12 Sesgos de sustitución por grandes subconjuntos de bienes y servicios: porcentaje respecto al índice de costo de vida, 1988 a abril de 1991 NIVEL GENERAL Sesgos de sustitución sectoriales Total Entre los Dentro de los rubros del rubros del subconjunto subconjunto IPC-ICVB IPC-ICVR como ICVR-ICVB como % del % del ICVB como % del ICVB ICVB 15.87% 12.59% 3.28% ALIMENTOS Y BEBIDAS INDUMENTARIA VIVIENDA EQUIP. Y FUNC. DEL HOGAR SALUD TRANSPORTE Y COMUNIC. ESPARCIMIENTO EDUCACION BIENES Y SERV. VARIOS 6.97% 8.77% 10.91% 28.65% 15.07% 7.72% 24.05% 67.25% 8.58% 6.76% 12.62% 6.95% 8.08% 13.54% 5.46% 15.35% 28.40% 7.00% 0.22% -3.85% 3.96% 20.56% 1.53% 2.26% 8.70% 38.84% 1.58% TOTAL DE BIENES TOTAL DE SERVICIOS 9.52% 25.83% 7.69% 17.56% 1.83% 8.27% Los sesgos de sustitución se indican como porcentaje respecto al ICVB. Pueden ser positivos (sobreestimación del incremento del costo de vida) o negativos (subestimación). Nótese que en este período 1988-91 no se manifestó mayormente el sesgo negativo en los índices de indumentaria, en virtud de que la elevada inflación hacía que predominase la tendencia inflacionaria global sobre los movimientos de precios relativos y las rebajas relativas de los rubros estacionales. En ese período el sistema de promedio de relativos no evidenciaba aún de manera clara esos problemas que habrían de manifestarse en un período de mayor estabilidad, donde predomina precisamente la variación de precios relativos. Los siguiente dos gráficos sintetizan la composición del sesgo de sustitución en este agitado período. El primero muestra la composición porcentual en 1988-91 del sesgo de sustitución entre rubros, donde se ve que tres cuartas partes del mismo corresponden a rubros del mismo capítulo, y sólo un 23.27% a sustitución entre rubros de diferentes capítulos, situación similar a la ya observada para el conjunto del período 1988-95. 135 136 El segundo de los gráficos precedentes muestra la importancia relativa de la sustitución entre bienes, entre servicios, y entre bienes y servicios, distinguiendo además sustituciones dentro de cada concepto o entre ellos. Claramente se ve que la mayor parte ocurre entre bienes por un lado, y entre servicios por el otro, y confirma que la sustitución entre rubros es largamente la más importante. Tres cuartas partes del sesgo corresponde a sustituciones entre rubros, y sólo una cuarta parte a sustituciones dentro de cada rubro. Entre estas últimas, la mayoría ocurrió dentro de cada servicio. Sesgos de sustitución en la convertibilidad (1991-95) Algunos autores (por ejemplo Escobal y Castillo, 1995, en el caso del Perú) opinan que los sesgos de sustitución son importantes sobre todo en períodos de muy alta inflación. Sin embargo no es la inflación como tal la que provoca el problema, sino la dispersión de las tasas de variación de diferentes precios, es decir la modificación de los precios relativos. De hecho, en épocas de estabilidad el sesgo de sustitución determina una proporción muy alta de la variación global de precios, mientras en épocas de alta inflación su influencia suele ser proporcionalmente muy pequeña. La importancia de la sustitución con estabilidad se comprueba fácilmente en el caso argentino. El Cuadro 13 muestra las diferencias porcentuales entre el IPC, el ICVR y el ICVB en este período. Cuadro 13 Sesgos de sustitución por grandes subconjuntos de bienes y servicios: porcentaje respecto al índice del costo de vida, Abril de 1991 a julio de 1995 NIVEL GENERAL Sesgos de sustitución sectoriales Total Entre los Dentro de los rubros del rubros del subconjunto subconjunto IPC-ICVR ICVR-ICVB IPC-ICVB % del ICVB % del ICVB % del ICVB 11.14% 6.77% 4.37% ALIMENTOS Y BEBIDAS INDUMENTARIA VIVIENDA EQUIP. Y FUNC. DEL HOGAR SALUD TRANSPORTE Y COMUNIC. ESPARCIMIENTO EDUCACION BIENES Y SERV. VARIOS TOTAL DE BIENES TOTAL DE SERVICIOS 3.99% -19.23% 8.82% 17.35% 20.65% 5.50% 54.39% 36.73% 29.04% 0.88% 7.46% 4.84% 10.67% 7.86% 1.29% 22.97% 6.69% 9.68% 3.10% -26.69% 3.98% 6.69% 12.79% 4.21% 31.42% 30.04% 19.36% 3.68% 20.26% 2.61% 5.05% 1.07% 15.20% Los sesgos del IPC se indican como porcentaje del ICVB. Pueden ser positivos (sobreestimación del aumento del costo de vida) o negativos (subestimación). 137 138 Durante la vigencia de la convertibilidad (desde abril de 1991) siguió operando la sustitución en el consumo, impulsada por una gradual pero profunda modificación de precios relativos, aunque con características bastante distintas a las del período inflacionario-recesivo al que nos acabamos de referir. En este período de fuerte crecimiento económico y amplia transformación de la economía el sesgo de sustitución tomó un cariz diferente, pues también se modificó la conducta de los consumidores y de las empresas. Hubo importantes incrementos de productividad, y la población pudo acceder a bienes importados en proporción inédita y con precios más bajos debido a la liberación arancelaria, que incluye la rebaja general de aranceles y también el arancel decreciente (hasta llegar a cero en 1995) con los países del Mercosur. Es en este período cuando se produce la mayor parte de la subestimación de la inflación en indumentaria, antes referida. El grado de sobreestimación de la inflación en este período se ha reducido sustancialmente. Apenas hay un 11% de diferencia entre la variación del IPC y la del ICVB. En indumentaria se manifiesta el sesgo negativo derivado del tratamiento de los artículos estacionales. Este problema aparece en 1991-95 porque en un ambiente de estabilidad de precios las rebajas estacionales no son diluidas por el aumento general de precios que predomina en épocas inflacionarias. Los gráficos que siguen al cuadro 13 muestran la composición del sesgo de sustitución en este período. El primero se refiere al origen sectorial de la sustitución entre rubros, y el segundo a la distribución del sesgo total entre bienes y servicios. Como ocurrió en el período anterior, una gran parte del sesgo de sustitución entre rubros corresponde a diferencias en la evolución de precios relativos dentro de cada capítulo (donde hay bienes que pueden fácilmente sustituirse uno al otro). En cambio, sólo una parte menor (12.6%) corresponde a sustituciones entre rubros de diferentes capítulos. Convertibilidad y precios relativos: bienes versus servicios Los índices estimados del costo de vida permiten también evaluar el encarecimiento relativo de los servicios frente a los bienes. En efecto, parece ser que el IPC habría sobreestimado más la inflación de los servicios que la de los bienes. Desde el punto de vista del costo de vida, como ya se mencionó, la diferencia entre el aumento de precios de los bienes y de los servicios existió, pero no fue tan fuerte como indica el IPC (Cuadro 14). La inflación desde la convertibilidad hasta mediados de 1995, medida por el ICVR (43%) o el ICVB (37%) , es considerablemente menor que la variación del IPC (52%). La diferencia entre las tasas de aumento de precios de bienes y de servicios tampoco es tan grande: en lugar de aumentar los servicios a una tasa que duplica la de los bienes (79% contra 39% cuando se lo mide con el IPC), el ICVB muestra que los servicios, una vez descontada la sustitución del consumo, aumentaron sólo una vez y media lo que aumentaron los bienes (49% contra 34%). En otras palabras, el sesgo de sustitución fue mucho más grande en servicios, como se vio antes. La diferencia entre sus tasas mensuales de variación cuando se trata del ICVB es de sólo 0.22 puntos (0.79% los servicios versus 0.57% los bienes), mientras con el IPC la diferencia era de 0.50 puntos (1.15% versus 0.65%). Estas cifras sugieren que si bien ha habido un deslizamiento de los precios relativos en favor de los servicios, y por lo tanto en favor de los no transables, ese deslizamiento no ha sido tan importante como surgiría del IPC. Además, hemos mencionado antes que ya en el período 1988-91 hubo un crecimiento más fuerte de los servicios (no aparece en el cuadro, 139 pero fue un 25.7% mensual promedio, versus 24.4% los bienes). De hecho, la diferencia en las tasas, que indica el ritmo de encarecimiento relativo de los servicios, fue más grande en esa época (1.3 puntos mensuales) que desde la convertibilidad (0.22 puntos por mes). Esto confirma que una parte importante del encarecimiento relativo de los servicios se produjo antes de la convertibilidad, entre1988 y 1991, y además un examen de las cifras de fechas anteriores muestra que en general los servicios se venían encareciendo desde antes de 1988. 73 En otras palabras, la vigencia del programa de convertibilidad no es el único factor determinante del encarecimiento relativo de los servicios frente a los bienes. Ese encarecimiento relativo había comenzado antes de 1988, y de hecho en 1988-91 el ritmo de encarecimiento fue mayor que el registrado en 1991-95. CUADRO 14 Tasas de variación del IPC, el ICVR y el ICVB durante el régimen de convertibilidad (Abril 1991 a Julio 1995) Indice Todo el Equiv. Equiv. período anual mensual Total IPC ICVR ICVB 52.71% 43.41% 37.42% 10.47% 8.85% 7.76% 0.83% 0.71% 0.63% Bienes IPC ICVR ICVB 38.90% 35.40% 33.96% 8.04% 7.39% 7.12% 0.65% 0.60% 0.57% Servicios IPC ICVR ICVB 79.46% 71.92% 49.23% 14.75% 13.60% 9.88% 1.15% 1.07% 0.79% El desplazamiento hacia los supermercados Para aquellos artículos cuyo precio el INDEC recoge en supermercados y en negocios particulares, se ve que en los supermercados el precio resulta en general un 10-12% más barato (en casos específicos las diferencias pueden ser de hasta 50%). Al crecer la participación de los supermercados en el mercado el efecto de estas diferencias sobre el costo de vida se amplifica. Para calcular los precios promedio de diversos artículos, el INDEC promedia los precios de los supermercados con los de otros establecimientos, ponderados según los hábitos de compra de 1985-86, es decir al porcentaje que representaban los supermercados (para cada artículo) en el gasto promedio de los hogares en 1985-86. Esos hábitos de 73 Así surge del examen de los índices base 1974, a nivel de subgrupos. Los valores más altos alcanzados por los componentes de ese índice al terminar su vigencia en 1988-89 correspondieron a servicios (educación, salud, etc.) y los más bajos a bienes, sobre todo vestimenta, y también artefactos y algunos alimentos. 140 compra han ido cambiando. La participación de los supermercados e hipermercados ha crecido significativamente, y se ha extendido a un número mayor de artículos. Con datos concretos sobre los hábitos de compra de 1995, se podrían construir los índices elementales comparando el promedio de precios de 1995 (con las nuevas ponderaciones de los supermercados) con el promedio de precios de 1988 (formado con las viejas ponderaciones de los supermercados). Esos datos en definitiva van a provenir de la nueva encuesta de gastos de los hogares que el INDEC levanta en 1996. Pero afortunadamente hay datos preliminares (a nivel de grupos del IPC) que permiten estimar los cambios ocurridos en los hábitos de compra desde 1988 a 1995.1 6 Esa información preliminar confirma un aumento en la participación de los supermercados e indica que diversos artículos, cuyos precios el IPC viene midiendo únicamente en negocios particulares, ya tienen una importante participación de los supermercados. En la presente estimación se supuso conservadoramente que habría también para esos bienes una diferencia del 10% en favor de supermercados, aunque en algunos casos (por ejemplo electrodomésticos) la diferencia puede ser sustancialmente mayor. La diferencia de 10% se basa sobre todo en bienes mucho más homogéneos (como los alimentos) que son los que actualmente mide el INDEC en ambos tipos de establecimiento. El efecto neto global del desplazamiento hacia los supermercados sobre el valor de los índices de precios no es muy grande, al menos hasta mediados de 1995. Al calcular los precios promedio de 1995 con ponderaciones revisadas que reflejan los hábitos de compra estimados de 1995, el ICVB de julio 1995 (base 1988=100) resulta apenas un 1.26% más bajo. Esto equivaldría a un 0.98% de sesgo adicional de sustitución respecto al valor del IPC, lo cual es coherente con el peso de los artículos involucrados y la magnitud de las rebajas de precios que ofrecen los supermercados. En efecto, los artículos involucrados pesan aproximadamente 50% del gasto total de consumo, el desplazamiento promedio es de veinte puntos, y la rebaja promedio es de 10-12%. Esto significa que el efecto en el índice de este desplazamiento hacia los supermercados será aproximadamente de 0.50x0.20x0.10=1%. Los consumidores, en 1995, ahorraron así un 1% en sus gastos de consumo merced a haber desplazado sus gastos hacia los supermercados en lugar de conservar sus hábitos de compra de la década anterior (que son los que se usan para calcular el IPC), aparte de otras sustituciones que tuvieron lugar en ese período. Una discrepancia de 0.98% en siete años equivale a 0.14% por año en el período 1988-95. ¿Es el desplazamiento hacia los supermercados un sesgo de sustitución adicional? Será necesario descontar todavía un 0.14% anual a la tasa oficial de inflación, para tomar en cuenta ese desplazamiento, por encima del descuento que significa el uso del ICVB? No es así. El efecto del desplazamiento hacia los supermercados sobre el costo de vida ya está captado en el índice ICVB, basado en relativos de promedios geométricos. En efecto, el índice geométrico corrige diversas sustituciones entre rubros, entre marcas y modelos, y entre negocios, incluyendo sustitución entre negocios pequeños y supermercados. El índice geométrico es una representación estilizada que supone una elasticidad de sustitución prome16 Las estimaciones provienen de datos preliminares de la encuesta piloto de 1995, preparatoria de la Encuesta de Gastos de los Hogares que realiza el INDEC en 1996. La muestra piloto fue de 400 hogares urbanos en el Gran Buenos Aires y varias ciudades del interior. Los datos sugieren que los supermercados aumentaron su participación en el mercado en alrededor de veinte puntos porcentuales (para los bienes que ya en 1985-86 se compraban en supermercados), y también demuestran que los consumidores han comenzado a comprar en supermercados e hipermercados una serie de artículos que anteriormente no adquirían en esos establecimientos, o no lo hacían en proporción significativa. 141 dio igual a 1, donde se compensan artículos o negocios muy sustituibles con otros menos sustituibles. La sustitución entre supermercados y otros negocios forma parte de esa sustituibilidad general captada por el ICVB.1 7 Por estas razones, no es correcto incorporar ese descuento del orden del 1%, derivado del desplazamiento a los supermercados, en el cálculo del índice del costo de vida. La evolución de los hábitos de compra y la tendencia observable a una profundización progresiva de la diferencia de precios entre negocios especializados y supermercados, así como la fuerte corriente de inversiones en supermercados e hipermercados, y las evidencias de crisis en el sector del pequeño comercio, dan a entender que este proceso va a continuar. Si la competencia entre supermercados y negocios familiares se acentúa, la economía neta para los hogares puede llegar a ser mayor que ese 0.98% acumulado entre 1988 y 1995. Estos cálculos directos del sesgo de sustitución entre negocios pequeños y supermercados, aparte de ilustrar un proceso real y muy importante que está ocurriendo en los procesos de comercialización, ilustra también con un caso concreto la importancia de la sustitución dentro de cada rubro de consumo. El desplazamiento hacia los supermercados ahorra a los hogares una parte de la inflación, y reduce su costo de vida, al incrementar la variedad de precios y calidades, y al ofrecer precios más bajos para una amplia lista de productos. Como conclusión general de la tercera parte de este trabajo queda la comprobación de el IPC incurre en una significativa sobreestimación del aumento del costo de vida desde 1960 hasta 1995. A continuación en la cuarta parte se analizan algunas implicancias de este sesgo para el análisis del salario real y de la paridad cambiaria. 17 No sólo se corrige la sustitución entre negocios por tratarse de un índice geométrico, obtenido por relativos de promedios geométricos, sino que además en el ICVB el precio promedio de los bienes relevantes se obtuvo mediante la media geométrica del precio observado en supermercados y el registrado en negocios especializados. Esa especificación contempla de por sí una corrección por sustitución entre ambos tipos de establecimiento, aunque probablemente la elasticidad de sustitución entre ellos es superior a la unidad. 142 IV. COSTO DE VIDA, SALARIO REAL Y TIPO DE CAMBIO El ajuste de las cifras de inflación para que reflejen el aumento efectivo del costo de vida tiene consecuencias sobre una amplia gama de estimaciones económicas. Por ejemplo, una parte sustancial del producto bruto interno a precios de mercado, expresado en valores corrientes, se calcula aplicando el IPC global o algún componente del IPC a las cifras reales calculadas inicialmente a precios constantes. Dado que esa utilización del IPC corresponde a casos en los que teóricamente debe aplicarse un índice fidedigno del costo de vida, el uso del IPC distorsiona el valor del PBI a precios corrientes. Usar un índice estimado del costo de vida en lugar del IPC conduciría a una disminución en los valores del PBI a precios corrientes para los sectores que son calculados primero en términos reales y luego inflados con el IPC. Como consecuencia, aumentaría el valor de diversos cocientes que tienen el PBI nominal como denominador (por ejemplo moneda/PBI y déficit fiscal/PBI entre otros). Sería demasiado ambicioso pretender explorar dentro de los límites del presente estudio intentar estos ajustes del PBI, así como examinar todas las series estadísticas que potencialmente pueden verse afectadas por el ajuste de los sesgos de sustitución del IPC. Se examinan brevemente aquí tan sólo dos de ellas, a saber el salario y el tipo de cambio. El salario real Los índices de salario real, con base en un cierto año, se construyen tomando como punto de partida una serie de salarios nominales. Esa serie es reducida a un número índice dividiendo cada cifra por la cifra monetaria del año base. Ese índice de salarios nominales se deflacta con un índice de precios, para obtener un índice de salarios reales. El índice, en puridad, debe ser un índice del costo de vida. El concepto mismo de poder adquisitivo del salario remite a ello. No tiene ningún sentido analítico deflactar salarios con el costo de una canasta fija. Lo que importa es el costo de vida del trabajador, que puede naturalmente sustituir elementos de su canasta, y puede también elegir el negocio donde va a comprar. De hecho, el origen de la discusión sobre índices de costo de vida en los años veinte y treinta está íntimamente ligado al problema del salario real. En la Argentina hay varias series de salarios nominales disponibles: salarios mínimos, salarios básicos de convenio, salarios medios, etc. Sea cual fuere la serie de salarios nominales que sirva como base del cómputo, es evidente que debe ser deflactada por un índice de precios que refleje la evolución del costo de vida de los trabajadores. El IPC ciertamente no sirve para ese propósito (excepto en forma aproximada para plazos muy cortos) porque tiende a diverger del índice de costo de vida,sobre todo cuando se trata de intervalos prolongados. El índice geométrico, en cambio, es un adecuado medidor de las variaciones de costo de vida, como se muestra en este estudio. Cualquier índice de salario real basado en el IPC debe ser corregido multiplicándolo por el índice de sesgo del IPC calculado en el presente trabajo. Por ejemplo, si un índice de salarios reales deflactado con el IPC tuviera base 1960=100, su valor para julio de 1995 debería multiplicarse por 1,7752, sufriendo así un aumento de 77.52%. Si se toman períodos de duración intermedia el aumento sería naturalmente de menor magnitud, aunque siempre positivo. En la práctica no existe en la Argentina una serie ininterrumpida, representativa y consistente de salarios desde 1960 hasta 1995. La serie de salarios básicos de convenio, que 143 existe desde antes de esa fecha, ha perdido representatividad en los últimos años debido a que los convenios colectivos de trabajo no se han actualizado regularmente, y por lo tanto los salarios básicos de convenio ya no son un buen indicador de la marcha de las remuneraciones. Lo mismo sucede con la serie de salarios mínimos, que existe desde 1964 (véase sobre ella el estudio de Beccaria en Ministerio de Trabajo, 1988). Otras series, como los salarios medios normales de distintos sectores, existen desde 1970, pero han sido interrumpidas en 1990 o 1992, de modo que no permiten llegar hasta 1995. La serie de costo de mano de obra en la construcción, que existe desde antes de 1960, tiene problemas de comparabilidad y homogeneidad si se toman períodos tan largos. Otras series se inician en los años noventa, y no tienen por lo tanto una duración suficiente para ser utilizados en ejercicios destinados a ejemplificar la diferencia entre el IPC y un índice de costo de vida, diferencia que sólo es notable en el largo plazo. De todas maneras, con un estudio detallado del tema sería posible empalmar dos o más series semejantes para obtener una serie continua. En ese caso, cualesquiera sean las series que se empalmen, si la serie resultante tiene base 100 en 1960, el valor de julio de 1995 va a resultar aumentado en un 77.52% cuando se lo ajuste con el ICVB en vez de hacerlo con el IPC. En períodos más cortos, obviamente, la divergencia sería menor, pero igualmente considerable. En los siguientes gráficos se ilustra este punto con dos series de los años ochenta y noventa: índice de costo de la mano de obra en la construcción (que forma parte del índice de costos de la construcción que prepara el INDEC), y el índice de poder adquisitivo del salario en la industria, elaborado regularmente por FIEL. El índice de costo de la mano de obra en la costrucción, exhibido en el siguiente gráfico, tiene un comportamiento bien diferente según cómo se lo deflacte. Usando el IPC, el costo real de la mano de obra en la construcción aparece con una cierta recuperación desde su punto mínimo en 1991, pero sin haber vuelto todavía al nivel de 1985. Cuando se toman en cuenta las sustituciones del consumo, que le ahorran al trabajador parte del aumento de precios registrado en el IPC, resulta que el costo de la mano de obra en 1995 es significativamente mayor que en 1985 (a pesar de las rebajas en los aportes patronales). El nivel real de 1985 se habría superado en 1994 si se atiende sólo a la sustitución de rubros (medida por el ICVR) o ya en 1993 si se toman en cuenta las sustituciones entre marcas y negocios (captadas por el ICVB). Este índice, como es obvio, no mide el dinero de bolsillo del trabajador sino el costo total para la empresa constructora, pero es un "proxy" muy cercano del salario de los albañiles. Algo similar ocurre con el índice FIEL del poder adquisitivo del salario industrial, y que se exhibe en el gráfico subsiguiente. Los salarios industriales deflactados con el IPC en el índice FIEL continúan en un nivel muy bajo, notablemente inferior al de la década anterior, exhibiendo tan sólo una modesta recuperación en 1989-91 después de la profunda caída que sufrieron en 1985-89, y estancados en 1991-94 con una caída entre 1991 y 1993. Pero esta evolución aparente es el resultado de ignorar la sustitución del consumo. Cuando ésta es considerada, el ICVB muestra que el salario real de los trabajadores industriales se halla en 1994 no un 30% por debajo sino un 20% por encima de su nivel de 1980, y en un nivel similar al de 1984-86 (que representa el punto máximo de la serie). Cuando sólo se tienen en cuenta las sustituciones entre rubros (ICVR) igualmente se nota un mejor desempeño: el salario real no habría caído en 1991-93, y habría crecido en 1994 superando el nivel de 1980. 144 En cualquiera de estos casos, la estimación basada en el IPC da una imagen distorsionada del poder adquisitivo del salario, sobre todo en los últimos años. Aun cuando en 10-15 años el sesgo no es tan grande como en los 35 años transcurridos desde 1960, aun en tan breve lapso hubo suficiente sesgo como para alterar profundamente las series del salario real. En comparaciones a más largo plazo la discrepancia sería mayor. Esto ocurrirá en todas las series de salario real, independientemente de los datos en que se basen, pues todas ellas son invariablemente deflactadas por el IPC. El tipo de cambio Consideraciones generales El análisis del tipo de cambio puede ser enfocado desde varios puntos de vista. Uno de ellos consiste en determinar o predecir, con auxilio de otras variables, la evolución del precio de mercado de las divisas extranjeras. La predicción puede referirse al tipo de cambio nominal, en cuyo caso alguna medición de la inflación interna y externa debe ser incorporada entre las variables independientes, o bien al tipo "real", el cual entonces debe ser obtenido deflactando el tipo nominal mediante índices de precios locales y extranjeros. Este enfoque no se pregunta cuál es el tipo de cambio "correcto", sino que procura explicar o predecir el tipo de cambio vigente a partir de otras variables de la economía. La pregunta a la que responde este tipo de análisis es: )cómo se debe especificar econométricamente la relación funcional que vincula el tipo de cambio de mercado con el resto de las variables económicas, que se toman como dato, y cuál es el valor estimado de los parámetros de ese 145 función? Por ejemplo, Cavallo y Domenech (1988) han realizado un ejercicio en ese sentido para la Argentina en el período 1913-1984; para ello estiman una ecuación que predice el tipo de cambio real a partir de los términos de intercambio externos, las políticas comerciales y las políticas macroeconómicas del país. Varios otros autores han encarado ejercicios similares para diferentes períodos. Otro posible enfoque busca determinar un nivel normativo del tipo de cambio (de acuerdo a ciertos objetivos de política económica previamente estipulados). No pretende predecir el tipo de cambio del mercado, sino en todo caso comparar el tipo de cambio teórico con el tipo vigente. Aquel precio teórico de las divisas extranjeras puede ser definido de diversas maneras: como el que equipararía el poder adquisitivo en los países considerados, o el que equilibraría el mercado cambiario local, o el que equilibraría la balanza de pagos, o mantendría el poder adquisitivo que tenía la moneda en un período de referencia. La búsqueda de un tipo de cambio teórico o normativo implica decidir qué variable se apunta a maximizar o a mantener constante para establecer la norma, y además, hay que decidir si determinados aspectos de la economía real van a jugar el rol de limitantes, o si se los concibe en cambio como variables de ajuste. Cada nivel cambiario posible tiene trade-offs con otras variables, básicamente con el salario real y con la balanza de pagos. Aquí la pregunta es: )Cuál debería ser el tipo de cambio para que se cumpla tal o cual objetivo macroeconómico sin alterar demasiado algún otro aspecto de la economía? Por ejemplo, )cuál debería ser el tipo de cambio que permita equilibrar la balanza de pagos sin apartarse del pleno empleo y permitiendo funcionar rentablemente a la mayor parte de la planta productiva instalada en el país? O bien )cuál es el tipo de cambio con el cual el superávit fiscal equivalga al servicio anual de la deuda pública en moneda extranjera? Al fijar el tipo normativo el analista debe decidir, por lo tanto, si se toma como dato la estructura económica vigente, o si requerirá que se modifique. En el primer caso determinará el tipo de cambio teórico al nivel necesario para alcanzar sus metas (por ejemplo una balanza de pagos equilibrada) con el régimen tributario vigente y con el nivel existente de productividad. En el caso opuesto establecerá ese tipo teórico a sabiendas que su eventual vigencia requeriría un cambio en la estructura de la economía. Dado que los objetivos posibles son varios (superávit comercial, pago de la deuda externa, reservas internacionales, empleo, etc.), no siempre es posible lograrlos todos a la vez, y además los cambios admisibles en la estructura económica pueden ser de diferente tipo y magnitud. Por lo tanto, para calcular un tipo de cambio teórico el analista debe elegir, explícita o implícitamente, no sólo su función objetivo sino también sus variables de ajuste. De allí que distintos ejercicios de este tipo hayan llevado a diferentes resultados. El tipo que es normativo para un propósito no lo es para otro, o bien requiere cambios económicos que el analista no desea que se produzcan. Por otra parte, en las condiciones de una economía fuertemente endeudada, con una estructura productiva cerrada al comercio exterior y que ha perdido competitividad, es muy difícil no plantearse el objetivo de recomponer vínculos con el mercado mundial de bienes y capitales y de ingresar como economía abierta en un contexto internacional globalizado. Ello pone serias limitaciones a la potestad estatal de fijar en términos reales el valor de la moneda. Los flujos de capitales hacia y desde el país, la dolarización de los precios domésticos, la misma necesidad de cumplir con el servicio de la deuda pública externa, hacen que el margen de maniobra del gobierno en ese terreno sea muy restringido. Por ejemplo, la necesidad de pagar la deuda externa implica para el Gobierno la necesidad de obtener suficientes recursos tributarios a fin de comprar las divisas necesarias para el servicio de la 146 deuda. Una moneda nacional muy devaluada puede hacer que este objetivo inescapable represente una proporción excesivamente alta de los ingresos fiscales, tornando imposible el cumplimiento de los compromisos internacionales. La incapacidad para preservar el valor de la moneda nacional puede alejar a los inversores, temerosos de frecuentes devaluaciones. Estos factores tienden a establecer la necesidad de que la moneda nacional tenga un valor real relativamente alto, y que éste se mantenga en el tiempo en términos reales. Esto no se puede lograr por decreto, fijando un tipo de cambio que sobrevalore la moneda nacional, sin adoptar medidas eficaces para restringir la oferta monetaria, en forma tal que ese valor pueda ser defendido. Se deben adoptar obligadamente políticas monetarias severas, que fomenten el ahorro interno y que atraigan capitales externos, a fin de preservar el valor de la moneda. Es la inserción internacional del país, y la competitividad alcanzada por los sectores dotados de ventajas comparativas, lo que de algún modo dicta la norma cambiaria, indicando gruesamente el rango de valores admisibles para el tipo de cambio. El resto de la economía tendrá que ajustarse a ello, en forma rápida o lenta, fácil o difícil, equitativa o inequitativa. Buscar competitividad artificialmente a través de la manipulación del tipo de cambio es evidentemente una maniobra posible, pero no sólida y ni sostenible; un sector productivo no se torna milagrosamente más competitivo de manera permanente porque las autoridades resuelvan forzar una caída en la cotización de la moneda nacional. Algunas empresas no competitivas pueden alcanzar así la posibilidad de exportar, porque sus costos domésticos se reducen en términos de divisas, pero la traslación eventual de la devaluación monetaria a los precios internos evaporará esas posibilidades de exportación y replanteará el problema. Un tipo de cambio demasiado bajo haría que el país pierda competitividad incluso en los sectores dotados de ventajas comparativas. Un tipo de cambio demasiado alto hace difícil pagar la deuda externa, ahuyenta inversiones del exterior, y se torna insostenible. En última instancia requiere transferencias internas (hacia los sectores de exportación) que distorsionan la asignación de recursos. Así, parecería que una economía en esas condiciones sólo podrá sostener su moneda si el tipo de cambio permanece en un determinado rango de valores. La falta de grados de libertad en materia monetaria es correlativa de la acumulación de limitantes que afectan a la economía nacional. Recuperar esa libertad en forma plena puede significar aislarse del mercado mundial y deprimir el nivel de vida de la población en forma tal que resulte social y políticamente insostenible, y es quizá incluso económicamente inviable. Sea cual fuere la norma que se tome de referencia para calcular el tipo de cambio teórico o normativo, el procedimiento estadístico usualmente tiene dos partes: se toma un cierto tipo de cambio de referencia, el cual puede haber sido fijado en alguna fecha del pasado; luego ese tipo de cambio es actualizado mediante índices de precios para obtener el tipo de cambio teórico en el momento actual. Para obtener una estimación del tipo de cambio teórico con el cual comparar el tipo de cambio efectivo, entonces, hay que resolver previamente dos problemas. Uno de ellos es la elección de los índices de precios (locales e internacionales) que se usarán en el cálculo. Otro es la elección del punto de partida, es decir del tipo de cambio de referencia que va a ser actualizado por medio de índices de precios. La elección de un índice de precios Ha habido alguna discusión acerca de cuál es el índice de precios más apropiado para deflactar el tipo de cambio. El FMI rutinariamente presenta tipos de cambio deflactados con diferentes índices, dejando la elección a cargo del usuario. En el caso argentino, Llach (1982), 147 entre otros, ha analizado varias posibles definiciones operativas del tipo de cambio real, actualizándolo con diferentes índices que arrojan resultados contrastantes. En realidad, diferentes definiciones pueden ser adecuadas, según el propósito del análisis. El concepto teórico del tipo de cambio a menudo se formula como relación entre precios de bienes no transables y transables. Esta definición sugiere que el índice de inflación local que se elija debe reflejar el valor de los bienes no transables. La noción misma de bien transable, por supuesto, no es tan nítida como parece: hay grados de transabilidad, dependiendo no sólo del porcentaje comercializado internacionalmente sino también de la elasticidad de sustitución tanto en la oferta como en la demanda, el grado de competencia en el mercado de cada bien, y otros factores (Llach, 1982, p.146). Un índice que incluya bienes transables y no transables y que contemple la posibilidad de sustitución entre ellos cumpliría con los requisitos necesarios. El mismo autor (Llach 1982) utiliza diferentes índices de precios (precios al consumidor, precios mayoristas, costos de la construcción, precios implícitos de importación o exportación, etc.) para calcular diferentes versiones del tipo de cambio real, llamando la atención sobre los diferentes resultados a los que se arriba en cada caso. Una de sus recomendaciones principales (p.176) es la de "diseñar un índice adecuado del tipo de cambio real, ya que hemos observado su enorme sensibilidad a distintas mediciones". En algunos estudios se ha sugerido que para analizar el poder adquisitivo de las divisas (o de la moneda nacional) se podría usar el cociente entre un índice de precios de bienes no transables (por ejemplo servicios en el IPC) y otro de precios de transables (por ejemplo un índice referido a transables que formen parte del IPC, o el Indice de Precios Mayoristas), ambos en el mercado interno. Pero la transabilidad (o la no transabilidad) no siempre es completa, y los precios internos de los bienes transables no sólo están influidos por el tipo de cambio sino también por el grado de protección efectiva y por el grado de transparencia de los mercados de distribución domésticos, que pueden variar en el tiempo (sobre todo en períodos de ajuste y reforma económica). La noción del tipo de cambio real como relación de precios domésticos e internacionales no es exactamente lo mismo que la relación entre bienes transables y no transables en la propia economía nacional. La razón entre el IPC y el IPM, por ejemplo, no corresponde a las variaciones del tipo de cambio real, o a un tipo de cambio teórico, porque el precio interno de los bienes transables incluye algunos elementos no transables (impuestos, costos de distribución, etc.) y viceversa. Lo que se debe comparar es la evolución de los precios internos de toda clase de bienes (transables o no transables) versus la evolución de los precios en el exterior. Y la evolución del nivel de precios en ambos casos debe medirse mediante índices económicos de precios. En realidad, si bien el tipo de cambio real está muy influido por los precios relativos de transables y no transables, su definición no debe partir de ese concepto. Una definición teóricamente más sólida es la que actualiza el poder adquisitivo de las divisas mediante índices económicos de precios, tanto locales como internacionales, ligados a los correspondientes ordenamientos de preferencias. Esta opción se refuerza cuando el punto de partida histórico, el tipo de cambio de referencia, no es un nivel cambiario cualquiera sino un tipo de cambio de paridad de poder adquisitivo al que se refiere la sección siguiente. Debe destacarse que si un tipo de cambio es el tipo de paridad de poder adquisitivo en cierta fecha, su actualización con índices económicos de precios permite estimar el tipo de paridad de poder adquisitivo en cualquier otra fecha, ya que sólo los índices económicos de precios miden la evolución del poder adquisitivo teniendo en cuenta la conducta de los consumidores en los países involucrados. 148 Varios estudios sobre este tema han usado en el caso argentino una variedad de índices para medir la evolución de los precios domésticos, aunque la mayor parte se puede reconducir al IPC. Por ejemplo Cavallo y Domenech (1988) usan como índice de precios domésticos un índice de precios de los servicios del gobierno. Pese a que no indican exactamente cómo ha sido computado dicho índice, parece ser que lo han obtenido dividiendo el índice del gasto público en las cuentas nacionales a precios corrientes, por el mismo concepto a precios constantes. Ahora bien, las cuentas nacionales a precios corrientes se construyen "inflando" las estimaciones a precios constantes mediante índices de precios disponibles, lo que usualmente equivale al IPC. Debe observarse, además, que los bienes no transables son un concepto mucho más amplio que el de servicios del gobierno. En un trabajo anterior Cavallo y Mundlak (1982, p.140) miden "el precio doméstico de los bienes no agrícolas producidos domésticamente" como un indice de precios implícitos, dividiendo el PBI no agropecuario a precios corrientes por el mismo concepto a precios constantes. Inmediatamente indican que el tipo de cambio real es calculado dividiendo el tipo nominal por el precedente índice de precios domésticos de los productos no agrícolas producidos domésticamente. La mayor parte de los bienes y servicios que integran el PBI a precios de mercado son bienes de consumo, y la serie a precios corrientes se obtiene usando el IPC, o alguno de sus capítulos o grupos, de modo que en esencia esas estimaciones se basan en el IPC. Conesa (1994) argumenta enfáticamente que se debe usar el IPC y no el Indice de Precios Mayoristas (IPM), lo cual es esencialmente correcto pues el IPM sólo incluye transables (aunque en ambos índices habría que descontar el efecto sustitución para convertirlos en verdaderos índices económicos). Sin embargo, al tomar en cuenta la sustitución del consumidor las conclusiones, como se verá, son muy diferentes a las de Conesa. Sturzenegger (1990, pp.54 ss. y p.300) calcula un "tipo de cambio real de equilibrio" deflactado por un índice de precios de no transables, compuesto por una combinación lineal del índice de costo de la construcción y el componente que denomina de "servicios" del IPC (entendiendo por "servicios" todos los capítulos excepto alimentación e indumentaria, aunque debe destacarse que ello incluye electrodomésticos, artículos de limpieza, artículos de tocador y otros transables, y que la mano de obra de albañilería así como los materiales de construcción están ya incluidos en el IPC). 74 La opción de Sturzenegger, pese a esos problemas, esencialmente va en el buen camino, aunque debería tener en cuenta los efectos sustitución, limpiar de transables su índice, y considerar la sustituibilidad entre transables y no transables para construir el índice de precios de no transables. En la práctica, ésto significa adoptar una función de utilidad con alguna elasticidad de sustitución, que genera un índice económico de precios. ¿Por qué índices de precios al consumidor, y no índices de precios de materias primas, servicios a las empresas y bienes de capital, es decir un índice de costos de producción, donde podría también incluirse el costo vinculado directamente a la exportación (transporte, costos portuarios, etc.)? Semejante índice compararía directamente lo que interesa a los exportadores: la posibilidad de producir competitivamente en el país, en comparación con el costo de producir en otros países. Sería sin duda útil para ciertos propósitos, pero su definición es muy debatible. Ponderarlo por el peso de cada sector en la economía no es adecuado para medir el costo de producir bienes exportables (ningún país puede pretender exportar 74 Sturzenegger toma el índice de costo de la construcción con un peso de 6, y el de servicios con un peso de 50, sobre un total de 56, correspondiente al peso de la construcción y los servicios en el PBI. 149 todos sus productos, sino especializarse en función de sus ventajas comparativas). Ponderarlo por la composición actual de las exportaciones sería otro error, ya que dejaría de lado los sectores que aun no han alcanzado competitividad y de algún modo sería tautológico (los sectores que exportan son precisamente aquellos que tienen costos competitivos). Un análisis de los costos comparados tiene más sentido si se realiza para bienes concretos (costo de producir trigo en la Argentina comparado con el de producirlo en Estados Unidos), y no cuando se expresa en un índice agregado, ya que por definición las ventajas de costos (absolutas o relativas) aparecen en unos productos y no en otros. 75 En cambio, para comparaciones globales sobre el poder adquisitivo del dinero en dos países lo más lógico es referirse a bienes de consumo, los bienes finales por excelencia, cuyos precios son determinados en última instancia por las posibilidades técnicas de producción y comercio, y por los gustos y preferencias de los consumidores, mientras que los precios de materias primas, tierra, servicios a las empresas o bienes de capital son derivables de las funciones que rigen el mercado de bienes de consumo. Por otro lado, el costo de oportunidad de la inversión necesaria para producir cualquier bien (su costo de producción) equivale a la cantidad de consumo que se podría haber pagado con esos recursos, y el precio pagado al productor de cada producto (más exactamente, a los proveedores de los factores de producción empleados para producirlo) debe medirse en términos de la cantidad de bienes de consumo que esos costos pueden comandar. El índice del costo de vida es la medición económicamente válida del nivel de precios de bienes finales del consumidor, y por ello es el índice económico más adecuado para actualizar el poder adquisitivo del dinero. Esos índices de precios para bienes de consumo, naturalmente, no deben reflejar el valor de una canasta fija de bienes, sino que deben tomar en cuenta la sustitución en el consumo. Deben ser índices económicos de precios. En este estudio, en consonancia con esa noción, se usan índices estimados del costo de vida para actualizar el tipo de cambio que se elija como referencia, ajustado por un índice similar (es decir un índice de precios corregido para eliminar sesgos de sustitución) en el otro país. En nuestro caso combinaremos los índices estimados del costo de vida para la Argentina (ICVR e ICVB) con índices estimados del costo de vida derivados del CPI norteamericano, corregido con estimaciones del sesgo de sustitución en Estados Unidos. De esta manera se consigue un índice de precios relativos Argentina/Estados Unidos que incorpora la sustitución del consumo en ambos países, y por lo tanto mide la evolución efectiva del nivel de precios de la Argentina respecto a Estados Unidos mediante "índices económicos de precios" en el sentido de Samuelson y Swamy (1974), definidos a nivel de consumidor final en ambos países. La elección del tipo de cambio de referencia La actualización del tipo de cambio por la inflación doméstica e internacional es en realidad un método de medición del atraso o adelanto cambiario, referido a un tipo de cambio de referencia, pero no garantiza que el tipo de cambio teórico resultante sea "correcto" en algún sentido económico. Si el tipo de cambio del año base estaba a su vez "demasiado alto" o "demasiado bajo" desde algún punto de vista relevante, esos problemas se transmitirán al tipo de cambio teórico derivado de él. Esa clase de análisis puede medir variaciones en el 75 De hecho, como es bien sabido, el comercio depende de ventajas relativas, de modo que aun cuando un país no tenga ventaja absoluta de costos en ningún producto, igualmente habrá beneficios derivados del comercio si cada país se especializa en el producto en que tenga menos desventaja (o mayor ventaja). 150 poder adquisitivo de las divisas pero no puede determinar el nivel adecuado del tipo de cambio, pues no puede indicar si el nivel de referencia era correcto o incorrecto. Para prevenir que el tipo de cambio de referencia sea demasiado anómalo, suele recomendarse la elección de un año "normal", con poco inflación o poco déficit fiscal, con balanza comercial aproximadamente equilibrada, etc., bajo la presunción de que en ese caso el mercado determinaría un tipo de cambio "correcto", que permitiría obtener esos mismos resultados macroeconómicos de equilibrio fiscal o comercial en otros años. Un ejemplo de este enfoque es el de Sturzenegger (1990), que escoge como base el año 1969 porque "el comercio exterior estaba prácticamente en equilibrio ese año, la posición cíclica de la economía parecía normal, los efectos atrasados de años anteriores (lagged effects) eran probablemente débiles, y no parecían existir perturbaciones temporarias en los mercados de activos" (Sturzenegger, 1990, p.65). Esas razones son atendibles si se trata sólo de elegir un año base, pues en ese caso es mejor que ese año sea "normal", pero ello no permite verificar si el tipo de cambio de ese año coincidía con un equilibrio de largo plazo, o con el que hubiera prevalecido en ausencia de políticas distorsionantes. Tampoco, obviamente, podría así comprobarse si era un tipo de cambio "de paridad de poder adquisitivo". 76 En cualquier año que se tome, aunque las variables macroeconómicas fuesen relativamente "normales" es probable que hubiese rigideces y distorsiones en los mercados, incluyendo el de cambios, que falseen los resultados. Por ejemplo, el tipo de cambio oficial podría ser el resultado de manipulaciones del Banco Central, y el tipo de cambio paralelo podría tener distorsiones por el mismo carácter marginal de ese mercado. Cuando se toma como referencia un tipo de cambio del pasado, correspondiente a cierta realidad económica de ese momento, la estructura económica de entonces se toma como un dato, o más exactamente como patrón de eficiencia, y a partir de ella se calcula el tipo de cambio requerido para que esa estructura económica siga funcionando (con el mismo nivel de competitividad y de apertura, por ejemplo). Ahora bien, cuando la economía alberga significativos niveles de ineficiencia y de atraso tecnológico, una tendencia crónica al déficit fiscal y otros problemas similares, el tipo de cambio necesario para que pueda funcionar "como si fuese competitiva" sería muy alto. El costo de vida interno (en términos de bienes internacionales) resultaría muy bajo. Si los bienes domésticos son tan baratos, resultaría muy difícil obtener un superávit fiscal suficiente para pagar la deuda pública denominada en moneda extranjera. En tal caso el mantenimiento de la estructura económica sería incompatible con la inserción del país en el sistema financiero internacional (que exige necesariamente el servicio puntual de sus deudas). Si el país tiene (o ha tenido durante las últimas décadas) una estructura económica que alberga fuertes ineficiencias, y la acumulación de sus consecuencias (inflación, crisis de balanza de pagos, fuerte déficit fiscal, etc.) ha llevado a adoptar reformas económicas radicales (ajuste estructural, liberalización del comercio exterior, etc.), esas reformas modificarían aspectos importantes de la estructura económica anterior, y por lo tanto se modificaría el tipo de cambio real requerido para que la economía funcione. Los tipos de cambio del pasado ya no servirían como punto de referencia. En esas condiciones hay que tomar como referencia 76 Lo que Sturzenegger (1990, pp.64 ss.) llama "tipo de cambio de paridad de poder adquisitivo" es el tipo nominal de 1969 ajustado por índices de precios convencionales, tanto locales como internacionales. Los resultados equivalen al tipo de cambio que preserva la relación de poder adquisitivo que regía en 1969, pero no aseguran paridad de poder adquisitivo (igual poder adquisitivo del dinero en ambos países). 151 un tipo de cambio que remita a las condiciones internacionales, y en general se considera que ese patrón debe reflejar una paridad de poder adquisitivo entre los países, que sirva como parangón para determinar el nivel de competitividad de la economía. La paridad de poder adquisitivo Paridad de poder adquisitivo entre dos países significa que una unidad monetaria de cualquiera de ellos tenga el mismo poder adquisitivo en los dos países considerados. En las condiciones de la economía mundial de los años ochenta y noventa, la exigencia de inserción de los países en el contexto mundial en forma sostenible y competitiva hace este criterio particularmente significativo, pero con este tipo de patrón de referencia la estructura económica interna se convierte en una variable endógena. El tipo de cambio normativo es así determinado por las exigencias de inserción del país en la economía internacional, y en función de ello se determina el nivel de eficiencia al que debe apuntar la estructura económica. El tipo de cambio que corresponde a la paridad de poder adquisitivo (en adelante PPP = "purchasing power parity") se espera que sea el que el mercado tendería a establecer efectivamente en condiciones de libre comercio y libre circulación, y normalmente es usado como una indicación del tipo de cambio normativo de largo plazo en economías abiertas. No hay razón alguna, sin embargo, para que los tipos de cambio de mercado tiendan hacia el tipo PPP en el corto plazo, ni para que el tipo de cambio PPP permita funcionar a la estructura económica existente, la cual puede haberse desarrollado bajo políticas cambiarias distintas (por ejemplo, bajo tipos de cambio muy altos que la protegían de la importación y le permitían subsistir a pesar de no ser internacionalmente competitiva). El tipo PPP tampoco tiene que ser necesariamente el que produzca un saldo comercial nulo, o el que permita obtener un superávit comercial equivalente al servicio de la deuda externa (lo que Sturzenegger, 1990, llama "un saldo comercial sostenible"). No es seguro tampoco que el tipo de cambio PPP ponga en equilibrio el mercado de divisas en el corto plazo ni que asegure el equilibrio de la balanza de pagos en cuenta corriente. Diversos factores de corto plazo, externos o internos, pueden afectar estos equilibrios. El tipo de cambio PPP puede ser una norma de largo plazo, pero no está garantizado que sea el tipo de cambio de equilibrio en un momento determinado. La igualación del poder adquisitivo requiere que con una unidad monetaria extranjera o nacional (por ejemplo con un dólar norteamericano o con un peso argentino) se pueda lograr la misma utilidad en ambos países. No requiere necesariamente que cada uno de los bienes cueste igual en los dos países, ya que los bienes son sustituibles. Un norteamericano en la Argentina o un argentino en Estados Unidos pueden juzgar si el costo de vida (para un cierto nivel de bienestar) es más caro o más barato en uno de los países, aun cuando no reproduzcan exactamente en el otro país la canasta de consumo de su país natal. Esto remite nuevamente al problema de los números índices (entre países, no entre diferentes fechas) y a la elección de una estructura de gasto como base de esos índices. Como ya es conocido, la comparación, por ejemplo, entre Argentina y los Estados Unidos basada en la estructura de gasto de los Estados Unidos puede dar un resultado diferente a la comparación basada en la estructura de gasto de la Argentina (o en la de un tercer país). La solución del problema suele encontrarse en la construcción de un índice ideal, como el de Fisher, con una canasta (o estructura de gasto) que sea el promedio de las de ambos países. Por ejemplo, se calcula el costo de vida de la Argentina respecto al de Estados Unidos (que sería la base igual a 100), usando la estructura de gasto norteamericana, y luego 152 se repite el ejercicio con la estructura de gasto argentina. Esto equivale a construir respectivamente un índice Laspeyres y un índice Paasche. La media (geométrica) de ambos índices es un índice ideal de Fisher, que mide la diferencia de niveles de precios con menores distorsiones. De este modo se puede establecer un tipo de cambio de paridad de poder adquisitivo, que hace el costo igual en ambos países para un consumidor que utilice la "canasta promedio", o para un "consumidor promedio" que tenga algo de norteamericano y algo de argentino en sus preferencias. Este ejercicio ha sido realizado para los países latinoamericanos para el año 1960, por la CEPAL (1963, 1967), que calculó tipos de cambio de paridad, con la estructura de gasto norteamericana y con una estructura de gasto promedio latinoamericana, para diversos países de América Latina incluida la Argentina. 77 El cálculo se basó en una canasta de 261 bienes de consumo y 113 bienes de inversión, cuyos precios se midieron en las capitales y en otras ciudades de 19 países latinoamericanos y en dos ciudades de los Estados Unidos (Los Angeles y Houston); con esos datos la CEPAL calculó tipos de cambio de paridad de poder adquisitivo para gastos de consumo privado, inversión, gasto público y otras categorías, llegando finalmente a un cálculo del PBI (y sus principales componentes) en dólares PPP para ese año base (1960) y luego también para 1962. 78 Entre los varios agregados económicos considerados por la CEPAL el más adecuado aquí es el consumo privado.El tipo de cambio de paridad de la Argentina para gastos de consumo privado, calculado por la CEPAL para aquel año, fue de m$n 42,90 usando la estructura de gasto latinoamericana, y de m$n 64,40 usando la estructura de gasto norteamericana. La media geométrica de ambas cifras (m$n 52,60), que es un índice ideal de Fisher, es una medida adecuada del tipo de cambio PPP entre Argentina y Estados Unidos en junio de 1960. 79 77 La CEPAL no usó una estructura de gasto "argentina", sino una estructura latinoamericana promedio, de hecho dominada por las economías más grandes (Argentina, Brasil, México), pero la estructura general no era muy diferente a la estructura argentina (bienes transables caros, bienes no transables y servicios baratos), ya que la mayor parte de la economía latinoamericana en 1960 estaba orientada por las políticas de sustitución de importaciones que conducían a esa situación de precios relativos. No se trataba tampoco de una "canasta" en cuanto cantidades físicas, sino de una serie de proporciones de gasto por grupos de artículos, lo cual contribuye a borrar las diferencias de detalle entre los países latinoamericanos (la proporción de "alimentos" no varía tanto entre países latinoamericanos como lo hace la proporción de "carnes" o la de "arroz"). Según la CEPAL el uso de una estructura promedio latinoamericana en lugar de una estructura de gasto de cada país no tuvo efectos significativos. "En la práctica [el uso de] las ponderaciones nacionales [en lugar de las latinoamericanas] alteraba muy poco los resultados" (CEPAL, 1967, p.226). Según indica esa fuente, los tipos de cambio PPP en ese caso variarían entre 2 y 5 por ciento, lo cual para nuestros propósitos no es significativo. 78 La CEPAL no tuvo como propósito principal comparar los niveles de precios latinoamericanos con los norteamericanos sino de los países latinoamericanos entre sí. En su informe de 1963 incluye algunas palabras de precaución: sugiere que harían falta datos de mayor número de ciudades norteamericanas para que representen mejor los precios medios de los Estados Unidos, y que la comparación de los precios de ese país con los de países muy pobres como Haití o Bolivia puede no ser estadísticamente aceptable (CEPAL, 1963, p.195) por la extrema disimilitud en las estructuras de gasto. De hecho, sin embargo, la CEPAL usa los resultados para comparar el PBI, el consumo privado y público y la inversión fija de cada país latinoamericano con los valores de los Estados Unidos (CEPAL, 1967, p.230-231), al tipo de cambio "de paridad de poder adquisitivo" calculado para cada uno de esos agregados. Si bien en el caso de países extremadamente pobres la comparación puede arrojar resultados volátiles, no es ése probablemente el caso de la Argentina, cuyo nivel de gasto privado per capita en 1960 (valuado al tipo de cambio PPP) es casi un tercio del de los Estados Unidos, es decir de una magnitud comparable (el consumo per capita de Bolivia fue un 5.9% y el de Haití 3.4% del nivel de Estados Unidos). El valor de la Argentina, de hecho, fue el más alto de América Latina, sólo cercano a los de Uruguay y Venezuela (CEPAL, 1967, p.230). 79 Véase CEPAL (1967), p.224. Basar el cálculo en el consumo privado o en otros agregados económicos razonables conduce a cifras muy similares. Por ejemplo, el tipo de cambio de paridad de poder adquisitivo para 153 Si ese tipo de cambio PPP para 1960 se actualiza hasta 1995 con índices económicos de precios (es decir con índices estimados del costo de vida) de ambos países, se obtiene una serie que representa el tipo de cambio teórico de paridad de poder adquisitivo a nivel de consumidor final, entre la Argentina y los Estados Unidos. Esa actualización no puede hacerse mediante el IPC argentino y el CPI de los Estados Unidos pues ambos están afectados por sesgos de sustitución de diferente magnitud. El ajuste se debe realizar con índices económicos de precios de ambos países, captados a nivel de consumidor (Samuelson y Swamy, 1974). Estos índices son representativos de la evolución efectiva del nivel de precios en ambos países, ajustados por los cambios en la demanda que corresponden a los cambios en los precios relativos. Para el caso argentino se cuenta con dos estimaciones del ICV: una de ellas (ICVR) contempla sólo las sustituciones entre rubros. La otra (ICVB) incluye las sustituciones dentro de los rubros. Si se contase para Estados Unidos con índices análogos, se podrían suministrar dos actualizaciones del tipo PPP de 1960, una de ellas corrigiendo (en ambos países) la sustitución entre rubros, y la otra corrigiendo también la sustitución dentro de los rubros de consumo. Las posibilidades de contar con esta información sobre los Estados Unidos se examinan a continuación. Costo de vida y sesgo de sustitución en los Estados Unidos Para los Estados Unidos se dispone para el período 1960-95 de las estimaciones de Manser y McDonald (1988), que cubren el período 1959-85, complementadas con las de Aizcorbe y Jackman (1993) que se refieren al período 1982-1991, para estimar la commodity substitution, y las de Reinsdorf (1993), referidas a 1980-89, para la outlet-brand substitution. Se ha usado también el trabajo de Boskin y otros (1996). Se supone que las tendencias pueden ser extrapoiadas a todo el período1960-95 sin mayores riesgos. Para la Argentina se utilizan los índices estimados de costo de vida resultantes de este trabajo, basados en índices geométricos. Para ambos países se calcula tanto el ICVB como el ICVR. El primero recoge todas las posibilidades de sustitución (commodity substitution y outlet-brand substitution). El segundo sólo considera la sustitución entre rubros de consumo, es decir la commodity subtodo el producto bruto, por el mismo criterio, fue de m$n 53,51 (como se deduce de la comparación entre el PBI valuado al tipo de cambio oficial y al tipo de paridad, en la misma publicación, p.227). En un cálculo anterior de la misma CEPAL (1963, p.202) el tipo de cambio de paridad en junio de 1960 resultaba ser m$n 55.80, expresado en términos del balboa panameño, que vale un dólar, pero cuyo tipo de cambio PPP (CEPAL 1967) es un poco inferior a ese valor oficial. La estimación publicada en 1967, de todos modos, es superior metodológicamente a la de 1963 (véase también Salazar-Carrillo, 1982, que estima un tipo de cambio de paridad para 1973 entre países latinoamericanos). Otras estimaciones también coinciden. Sturzenegger (1988, pp.152-153) calcula para 1960 un tipo de cambio que denomina "de paridad" muy cercano al de la CEPAL (m$n 54.75), tomando como base el tipo nominal de 1969 (año que considera "normal" por diversos criterios) deflactado con un índice de precios de no transables (servicios y construcción) de la Argentina, y ajustado con un índice del precio doméstico de los productos comercializables (derivado del índice de precios mayoristas de la Argentina). Esta coincidencia cercana del tipo PPP de la CEPAL (1967), tanto para consumo privado como para el PBI, con el de la CEPAL (1963) y con el de Sturzenegger (1990), obtenidos con métodos muy diferentes, tiende a robustecer la validez de las estimaciones. Tanto los resultados de CEPAL como los de Sturzenegger sugieren que el tipo de cambio "correcto" de 1960 estaría entre m$n 50 y m$n 55, bien por debajo del tipo oficial de m$n 82.80. Ello es congruente con la noción de que la devaluación de 1959 otorgó a las autoridades un "colchón" cambiario que se extendió hasta 1960 (véase Ferrer, Brodersohn, Eshag y Thorp, Los planes de estabilización en la Argentina, Buenos Aires, Paidós, 1969). Esa devaluación no sólo colocó el dólar por encima del nivel PPP, sino también por encima de su cotización real en años anteriores. Dado que el análisis se refiere a precios al consumidor se considera que el tipo de cambio PPP para el consumo privado es la noción más apropiada, de donde el tipo PPP de 1960 se estima para los fines de este estudio en m$n 52.60. 154 stitution. De este modo se llega a tener dos índices estimados del costo de vida en los Estados Unidos, homólogos de los índices obtenidos para la Argentina. Manser y McDonald (1988) calcularon un índice de costo de vida bajo la forma de un índice Törnqvist encadenado, basado en 101 artículos que corresponden aproximadamente al nivel de agregación de los subgrupos del IPC. Para ello usaron series de índices de precios de los 101 rubros de consumo, combinadas con series de índices de cantidades consumidas de los mismos rubros, disponibles en los Estados Unidos aunque (lamentablemente) no en la Argentina. En 1959-85 ese índice estimado del costo de vida, controlando commodity substitution bias, creció a una tasa anual que fue 0.19 puntos porcentuales más baja que la del CPI. Esa discrepancia puede considerarse como una estimación del sesgo de sustitución entre los 101 agregados elementales utilizados por esos autores. El índice de Manser y McDonald es análogo a nuestro ICVR, aunque su nivel primario de agregación es más grueso. Aizcorbe y Jackman (1993) utilizaron datos algo más desagregados, con rubros elementales de consumo que corresponden al de las "variedades" del IPC argentino. Con ello encontraron un sesgo total de 2.6 puntos porcentuales acumulado entre 1982 y 1991, lo que equivale a una diferencia de 0.21 puntos entre las tasas de aumento del CPI y del índice del costo de vida. Este sesgo es coincidente con el hallado por Manser y McDonald (0.19 puntos por año en 1959-85). Boskin et al (1996) estima que a la luz de los diferentes estudios disponibles el commodity substitution bias podría oscilar actualmente entre 0.2 y 0.4 puntos por año para los años noventa, pero esas estimaciones de la comisión técnica encabezada por Boskin por encargo del Senado norteamericano han sido consideradas algo exageradas por algunos comentaristas, y en todo caso no pretenden reflejar la situación de los treinta años anteriores. Conservadoramente se adopta aquí un sesgo de sustitución entre rubros equivalente a 0.2 puntos porcentuales por año en el período 1960-95, en coincidencia con ManserMcDonald y con Aizcorbe-Jackson, y que está dentro del rango estimado por Boskin. La outlet-brand substitution, es decir la sustitución entre marcas, modelos y negocios, en los Estados Unidos ha sido estudiada por Reinsdorf (1993) mediante un método similar al aplicado en el presente estudio, con valores de 0.25 a 0.30 para los sectores de alimentación y combustibles. 80 Este enfoque de Reinsdorf esencialmente se reduce a eliminar la "ceguera" del CPI ante cambios de precios asociados a cambios de marca, modelo o negocio, que ocurre cuando se introduce un cambio de marca o modelo en un negocio (camisas caras y camisas baratas) o hay un reemplazo en la muestra de negocios (negocios que cierran o cambian de ramo, y que son reemplazados por otros del mismo tipo en la misma zona). Definiendo en conjunto ambos tipos de cambios (de marcas y modelos, y de negocios) como cambios en las "combinaciones de productos y negocios" (o "variantes producto-mercado" como se las llama en la Argentina), Reinsdorf procedió simplemente a eliminar el encadena80 Reinsdorf usó en realidad dos métodos, de los cuales sólo el primero es relevante en este caso. En su segundo método Reinsdorf comparó las series de precios de artículos básicos elaboradas por el CPI (y que involucran un efecto de "encadenamiento") con la serie paralela de Precios Promedio (Average Prices) que no usa ningún encadenamiento. En este caso encontró una elevada discrepancia de dos puntos porcentuales por año entre las tasas de crecimiento de los precios de los alimentos medidos por el CPI y medidos por la serie de precios promedio. Otros autores, como Popkin (1993) y Fixler (1993) han señalado que una parte de esas diferencias se deben atribuir, de todos modos, a diferencias de calidad, y a otros factores relacionados con la metodología de obtención de ambas series, de modo que la cifra del segundo enfoque de Reinsdorf (2%) se considera muy exagerada como estimación del sesgo de sustitución entre variantes de mercado. El primer método de Reinsdorf, que arroja de 0.25 a 0.30 puntos anuales, es más atendible, aunque probablemente peca por defecto pues incluye sólo bienes muy homogéneos y poco sustituibles (alimentos y combustibles). 155 miento de relativos. Al salir de la muestra una combinación ("camisa tipo A en el negocio B") e ingresar otra ("camisa tipo C en el negocio D"), donde puede haber cambiado el tipo de mercadería, el negocio encuestado, o ambos, el CPI rutinariamente los considera como un cambio de calidad y procede a encadenar los relativos, sin registrar la diferencia de precios e implícitamente suponiendo que toda diferencia que haya en los precios corresponde a diferencias de calidad. Este procedimiento es enteramente similar al que se usa en la Argentina, y forma parte de las prácticas habituales en la construcción de índices estadísticos de precios, que buscan capturar "variaciones puras de precios", eliminando toda influencia de los cambios en las calidades y cantidades de bienes. Reinsdorf comparó los precios de las muestras producto-negocio "salientes" y "entrantes", promedió ponderadamente las diferencias, y estimó que el sesgo equivalía entre 1980 y 1989 a 0.25 puntos porcentuales por año en alimentos, y 0.30 puntos en combustibles para automóvil. En otros rubros como electrodomésticos o indumentaria las diferencias de marcas, modelos y negocios pueden ser todavía mayores, como lo indican algunos estudios. Boskin y otros dan un rango de 0.1 a 0.3 puntos para el outlet substitution bias, considerando solamente las diferencias de precios entre negocios (no entre marcas, modelos y calidades). Si se incluye la brand substitution el sesgo debería ser estimado en un rango de valores más altos, probablemente entre 0.2 y 0.4 puntos por año. En este estudio se ha adoptado la hipótesis de un sesgo de 0.30 puntos anuales por ambos conceptos (outlet-brand substitution). Este es el sesgo específicamente atribuible a la sustitución de una marca, modelo o negocio por otro similar, y por lo tanto puede sumarse al anterior, que capturaba la sustitución entre rubros sin preocuparse de la sustitución entre marcas, modelos y negocios. En definitiva, los procedimientos seguidos por Manser-McDonald (commodity substitution) y por el primer método de Reinsdorf (outlet-brand substitution) coinciden cercanamente con los aplicados para la Argentina en el presente trabajo. Un índice que rebaje la tasa de variación del CPI en 0.20 puntos por sustitución entre rubros, y en 0.30 puntos adicionales por sustitución dentro de cada rubro, es un símil norteamericano de nuestro ICVB. El sesgo de sustitución por ambos conceptos ascendería a 0.50 puntos por año como diferencia entre la tasa acumulativa de aumento del CPI y la tasa de incremento del costo de vida (ICVB), en el período 1960-95. El ICVB habría aumentado a razón de 4.10% por año, situándose el índice estimado del costo de vida norteamericano (base 1960=100) en un valor de 436.6 para julio de 1995, en lugar de los 516 puntos a los que había llegado el Consumer Price Index. 81 Si se toma solamente la sustitución entre rubros, el índice de 1995 alcanza un valor de 482, intermedio entre los otros dos, con una tasa de crecimiento anual de 4.60% entre 1960 y 1995. Lamentablemente no se cuenta con cálculos anuales específicos, sino sólo con una estimación promedio sobre amplios períodos. Ninguno de los estudios disponibles publica una serie continuada. Por ello se optó aquí por el supuesto simplificador de un sesgo fijo de 0.50 puntos por año en 1960-95. Diversos estudios en Estados Unidos sugieren que la magnitud del sesgo podría haber sido creciente, de modo que un promedio de 0.50 puntos podría provenir de un sesgo de 0.20-0.30 puntos en 1960 evolucionando hacia un sesgo de unos 0.80 puntos en 1995, o cifras similares. El resultado final para 1995 sería el mismo, pero podrían variar las estimaciones de años anteriores (dado que hasta los años noventa hubo más inflación en la Argentina, ese ajuste no incidiría mucho en los resultados). 81 Se utiliza el agregado más global ("all items") del CPI, referido al total de la población urbana ("all urban consumers"). Existe también un índice para asalariados, que incluye obreros y empleados ( "wage earners and clerical workers"), el cual arroja resultados muy similares a los del total de población urbana. 156 La estimación de un sesgo norteamericano de alrededor de 0.50 puntos anuales coincide cercanamente con las conclusiones alcanzadas por Bryan y Cecchetti (1993b) por un método totalmente diferente. Esos autores comprobaron, mediante un análisis factorial dinámico, que la tendencia inflacionaria general subyacente era 0.60 puntos menor que el CPI, atribuyendo la diferencia al impacto de las variaciones de precios relativos. Entre 1967 y 1992, el CPI creció a razón de 5.71% anual, pero el componente común o inflación general de Bryan y Cecchetti aumentó en sólo 5.11% por año. La diferencia estos autores la consideran como un sesgo atribuible a los cambios en la estructura de precios relativos, y por lo tanto cercano al concepto de "sesgo de sustitución", aunque lo denominan algo impropiamente "sesgo de ponderación" (weighting bias). La cifra encontrada por Bryan y Cecchetti entre 1967 y 1992 (0.60 puntos por año) es compatible con los 0.50 puntos estimados aquí para el período 1960-95: según Manser y McDonald, en 1960-67 el sesgo habría sido un poco menor, en coincidencia con estudios de la época como el de Noe & von Furstenberg y el de Braithwait, de modo que en 1967-92 podría haber sido un poco mayor que 0.50. Debe destacarse que estos sesgos por sustitución entre rubros de consumo (commodity substitution bias) y entre variantes de marca, modelo, calidad y puntos de compra (outletbrand substitution bias) no incluyen el sesgo de calidad ni el sesgo por introducción de nuevos productos, que según diversos autores (entre ellos véase la reseña de Boskin y otros, 1996) pueden duplicar con creces el sesgo total. Dado que para la Argentina en el presente estudio se controlan solamente los dos sesgos mencionados en primer término, dejando de lado los eventuales sesgos de calidad y nuevos productos, es pertinente usar un ajuste comparable para la inflación de los Estados Unidos. El tipo de cambio de paridad de poder adquisitivo, 1960-1995 El Cuadro 15 sintetiza las cifras de los índices estimados del costo de vida de los Estados Unidos y de la Argentina, calculados como ICVR e ICVB, para julio de 1995 con base=100 en 1960. Sobre la base de esos índices se actualizan a 1995 los tipos de cambio de 1960 (el oficial y el PPP). 157 Cuadro 15 Estimación del tipo de cambio de paridad de poder adquisitivo en julio 1995 (Base 1960) COSTO DE VIDA EN LOS ESTADOS UNIDOS CPI Julio 1995 (Base 1960=100) Diferencia por sustitución entre rubros (datos de Manser-McDonald y de Aizcorbe-Jackman) CPI Julio 1995 ajustado por sustitución entre rubros Estimación de la diferencia por sustitución de marcas, modelos y negocios dentro de los rubros (Reinsdorf) CPI ajustado por sustitución de rubros, marcas, modelos y negocios Valor 1995 516,02 33,37 482,65 46,16 % 100,00% 6,47% Tasa anual 4,80% 0,20% 93,53% 8,95% 4,60% 0,30% 436,49 84,59% 4,30% COSTO DE VIDA EN LA ARGENTINA IPC Julio 1995 (Base 1960=100) (*) ICVR= IPC ajustado por sust. entre rubros (variedades) (*) ICVB= IPC ajustado por sust. entre rubros, marcas, modelos y negocios (*) 14,40 9,54 8,11 100,00% 66,22% 56,33% 122,53% 119,92% 118,91% TIPO DE CAMBIO DE 1960 (pesos m/n por dólar) Tipo oficial Tipo de paridad de poder adquisitivo para consumo privado (CEPAL) $82,80 $52,60 157,41% 100,00% ACTUALIZACIÓN DEL TIPO OFICIAL DE 1960 HASTA JULIO 1995 Actualizado con IPC/CPI sin ajuste por sustitución Con ajuste por sustitución entre rubros (variedades) Con ajuste por sustitución entre rubros, marcas, modelos y negocios $2,31 $1,64 $1,54 100,00% 70,80% 66,59% ACTUALIZACIÓN DEL TIPO DE PARIDAD CEPAL Actualizado con IPC/CPI sin ajuste por sustitución Con ajuste por sustitución entre rubros (variedades) Con ajuste por sustitución entre rubros, marcas, modelos y negocios $1,47 $1,04 $0,98 100,00% 70,70% 66,50% (*) En decenas de billones (para obtener el valor efectivo del índice se debe multiplicar la cifra por 10 millones de millones). Puesto en esta forma, aparte de ser más legible, el valor del IPC indica cuántos $ de 1995 equivalen a 100 m$n de 1960, según el índice de precios de que se trate. Los índices tienen base 1960=100. Las series con base en 1960, 1974 y 1988 han sido empalmadas en la media de los años 1974 y 1988. El cálculo se efectúa con el ICVR y con el ICVB, generando dos estimaciones del tipo de cambio de paridad. La primera (ICVR) corrige solamente el sesgo por sustitución entre rubros. La otra (ICVB) corrige todos los sesgos de sustitución, entre rubros y dentro de cada rubro. Se ofrecen también estimaciones intermedias, que corrigen sólo el tipo de cambio de referencia, o sólo el tipo de índice de precios utilizado. Una vez corregidos los sesgos de sustitución en Argentina y Estados Unidos, el tipo de cambio PPP de 1995 resulta muy cercano al tipo oficial de un peso por dólar. Pero si se corrige parcialmente o si no se corrige para nada el cálculo convencional, los resultados son muy diferentes. El gráfico siguiente muestra los resultados obtenidos con las varias alternativas de cálculo disponibles. 158 De esta manera se obtiene una gama de tipos de cambio teóricos que van desde $0.98 hasta $2.31 para el año 1995. Es obvio que sólo los dos primeros tipos de cambio teóricos en ese conjunto, basados en índices estimados del costo de vida (ICVB e ICVR), y en el tipo PPP calculado por la CEPAL para 1960, pueden llamarse con alguna legitimidad tipos de cambio de paridad de poder adquisitivo. En esos casos se ha partido del nivel PPP de 1960, y se lo ha actualizado teniendo en cuenta la variación del nivel de precios al consumidor en ambos países y corrigiendo la sustitución en el consumo también en ambos países. Es un tipo de cambio PPP actualizado con índices económicos de precios, y refleja por lo tanto el nivel cambiario PPP del año 1995 entre el peso argentino y el dólar de los Estados Unidos. En el ajuste "crudo" (la barra inferior del gráfico), que arroja $2.31 por dólar en 1995, hay dos factores de distorsión: el tipo de cambio de referencia, y el índice de precios utilizado. Si esos factores se corrigen parcialmente, se obtiene un resultado diferente, que muestra el impacto separado de cada uno de esos factores. Si se parte del cambio oficial de 1960, el valor teórico para 1995 bajaría a $1.54-$1.64 si se utilizan índices estimados del costo de vida en lugar del IPC y el CPI. En cambio, si se parte del tipo PPP de 1960 pero se lo actualiza con índices convencionales de precios sin tomar en cuenta los sesgos de sustitución se llega a un tipo teórico de $1.47 en 1996. Cada uno de esos factores por separado reduce considerablemente la apariencia de atraso cambiario que es creada por el ajuste "crudo". Lo correcto, por supuesto, es corregir ambos factores de distorsión a la vez. Cuando se parte del tipo de cambio PPP de 1960 y se toman en cuenta niveles comparables de sustitución en el consumo en ambos países, el tipo de cambio de paridad de poder adquisitivo para julio de 1995 resulta estar entre $0.98 y $1,04 por dólar. El valor más bajo es el que surge cuando se toma en cuenta la sustitución a todos los niveles, incluso entre negocios y marcas dentro del mismo rubro, es decir ajustando el tipo de cambio con el ICVB de ambos países. Resulta un valor un poco más alto cuando se considera sólo la sustitución entre variedades o rubros, con el ICVR de Argentina y Estados Unidos. El gráfico que sigue ilustra la cercanía de estas estimaciones con el tipo de cambio vigente. 159 Como resulta del análisis que antecede, el tipo de cambio de un peso por dólar establecido por la Ley de Convertibilidad en 1991, y que seguía rigiendo en 1995, coincide cercanamente con los tipos de cambio teórico obtenidos mediante la actualización del tipo PPP de 1960 mediante índices estimados del costo de vida. En otros términos, el tipo de cambio de la convertibilidad resulta ser en 1995 (aproximadamente) igual al tipo de paridad de poder adquisitivo entre la Argentina y Estados Unidos. Con el ICVB y el ICVR se obtienen dos estimaciones del tipo de cambio PPP para 1995. Si bien son muy próximas entre sí, y su diferencia no puede considerarse estadísticamente significativa, es evidente que el más adecuado es el ajuste que usa el ICVB, el cual considera todo el rango de posibilidades de sustitución, ya que corresponde más cercanamente al concepto de un índice de costo de vida, donde las sustituciones entre marcas, modelos y negocios son un componente esencial de las posibilidades de sustitución de que dispone el consumidor. Pero el ICVR argentino, como hemos dicho, es el fruto de un cálculo más directo basado exclusivamente en los índices elementales del INDEC, mientras el ICVB en el caso argentino involucra algunos supuestos y estimaciones adicionales, de modo que el cálculo con ICVR es más "robusto", aunque el cálculo con el ICVB es más correcto. El tipo de cambio oficial durante casi todo el período 1960-95 estuvo por encima del nivel PPP como se ve en el gráfico siguiente (basado en promedios anuales). 160 En la década del sesenta y hasta comienzos de los setenta el "sobreprecio" del dólar era moderado (entre 0 y 50% por encima del nivel PPP). A finales de los años setenta, como fruto de la entrada de capitales originada por el rápido endeudamiento del país, y por una política deliberada de retraso cambiario, el tipo de cambio cayó por debajo del nivel PPP (véase Rodríguez y Sjaastad, 1979, acerca del debate sobre el tema cambiario al inicio de ese período). Durante la década del ochenta, luego de estallar la crisis de la deuda y producirse una masiva fuga de capitales, la cotización de las divisas se elevó desmesuradamente, en un proceso que culminó en la hiperinflación de 1989-90, durante la cual el tipo de cambio oficial fue más del triple que el nivel teórico PPP. En los años noventa, finalmente, como ya se vio, el tipo de cambio oficial y el PPP convergieron, y sus valores permanecen coincidentes bajo el régimen de convertibilidad. El gráfico muestra el tipo oficial sólo en términos relativos (como porcentaje del tipo PPP). 82 Salvo en 1979-82, el tipo de cambio oficial desde 1960 nunca estuvo por debajo del nivel PPP. Se mantuvo moderadamente por encima del PPP en las décadas del sesenta y setenta, y se elevó fuertemente en la del ochenta, en un proceso de desvalorización de la moneda argentina que culminó en la hiperinflación de 1989-90. En la década del noventa el tipo de cambio oficial se estabilizó, situándose al nivel de la paridad de poder adquisitivo. El tipo de cambio efectivo para la exportación agropecuaria, que constituye el grueso de las exportaciones argentinas, se comportó en forma similar, aunque -dadas las fuertes retenciones a la exportación agropecuaria hasta 1988- fue en general inferior al oficial. En el gráfico siguiente (también basado en medias anuales) se ilustra eswte fenómeno usando las retenciones que regían para el trigo (los demás granos y la carne tenían retenciones similares). 83 La presión arancelaria sobre las exportaciones varió a lo largo del tiempo. Por ejemplo en 1973-75 las fuertes retenciones vigentes, combinadas con un tipo oficial apenas por encima del PPP, hicieron que el tipo efectivo para la exportación primaria (como porcentaje del PPP) estuviera tan bajo como en 1979-81, en que no había retenciones pero había retraso cambiario respecto al PPP. Desde el punto de vista del exportador, con un dólar obtenido de la exportación de trigo se obtenía el mismo poder adquisitivo en 1974 que en 1980 (en términos de utilidad del consumo), aunque el balance entre las políticas comercial y cambiaria eran diferentes. 82 Dada la enorme inflación ocurrida desde 1960, graficar la serie histórica de los valores absolutos del tipo de cambio, tanto oficial como teórico, no tiene sentido. Los datos numéricos (promedios anuales desde 1960 hasta 1995) aparecen en el Apéndice Estadístico, Cuadro A.5. 83 Sobre el efecto de las políticas cambiarias y las retenciones a la exportación sobre el comportamiento del sector agropecuario puede verse Sturzenegger (1990) y Maletta (1993). 161 Según este análisis, el tipo de cambio efectivo para exportadores primarios en las décadas del sesenta y setenta estuvo en general por encima del PPP, con un exceso generalmente inferior al 50%, excepto períodos atípicos con tipo de cambio efectivo muy bajo (1973-75 y 1979-81). En la década del ochenta, en cambio, el tipo efectivo (como el tipo oficial, aunque en medida un poco menor) se elevó considerablemente por encima del nivel de paridad de poder adquisitivo. La fuga de capitales y la depreciación de la moneda argentina, afectada por una elevadísima inflación, hicieron que el poder de compra del dólar de exportación (y mucho más el del dólar oficial) resultaran muy altos. Para que en 1995 el dólar tuviese el mismo poder de compra que tenía en 1989, la cotización debería subir a $3.40 por dólar ($2.10 para el tipo efectivo). En cambio, para reproducir el poder de compra de los ingresos de exportación de 1974 o de 1980, el tipo de cambio efectivo de 1995 debería ser de alrededor de $0.60 por dólar. En los años noventa ya no hubo retenciones para la exportación agropecuaria (al contrario, hubo un pequeño reintegro tributario, por lo cual el tipo de cambio efectivo fue levemente superior a $1.00). 84 En este período el tipo de cambio efectivo para el trigo prácticamente coincidió con el oficial, y estuvo cerca del tipo de cambio de paridad de poder adquisitivo. Tomando como patrón de comparación el PPP, es evidente que la moneda argentina en general no ha estado sobrevaluada sino subvaluada, y que (salvo breves períodos) el tipo de cambio no ha estado atrasado sino adelantado. Sin embargo, estos conceptos de sobre84 Las retenciones del trigo son representativas de las que se aplicaban a las exportaciones agropecuarias tradicionales, dominadas por los cereales y por los productos derivados de oleaginosas. En ese período se mantuvieron retenciones de 3.5% para semillas oleaginosas, y de 15% para cueros crudos, y hubo reintegros superiores (hasta de 20%) para las exportaciones con valor agregado industrial y para exportaciones no tradicionales. Esas diferencias en las retenciones de diferentes exportaciones existieron también en las décadas anteriores. El tipo efectivo para estos rubros fue obviamente diferente al del trigo, que aquí se ha tomado como ejemplo. El análisis tampoco toma en cuenta consideraciones de protección efectiva (por ejemplo, variaciones en el precio de los insumos y maquinaria agrícola importados). Estos aspectos, si se incluyeran en el análisis, no alterarían el sentido general de las conclusiones. 162 valuación o de atraso no deben interpretarse en el sentido de que el nivel PPP sería el nivel "correcto" de paridad en el cual "debería" haber estado el tipo de cambio oficial. En realidad, dadas las políticas económicas argentinas de esos años, el tipo de cambio de mercado, o el que buscaban imponer las autoridades mediante sus políticas cambiarias, no era el tipo PPP sino aquel que permitiese obtener los objetivos de política económica vigentes o el que permitiese funcionar a la estructura económica existente. En muchas ocasiones, las intervenciones gubernamentales (principalmente devaluaciones en momentos de ajuste) tenían como objetivo simplemente el de equilibrar la balanza de pagos en el corto plazo. Tampoco el libre juego del mercado cambiario tendía al dólar PPP como valor de equilibrio. En esa época la moneda nacional tenía un valor muy bajo frente a las divisas extranjeras, lo que permitía vivir en la Argentina con menos dólares que en los Estados Unidos. La moneda tenía poco valor porque era la expresión de una estructura económica que tenía cada vez menos valor en términos de competitividad internacional. Sin embargo una estructura económica ineficiente, volcada al mercado interno, que desalentaba las exportaciones y las inversiones extranjeras, y que generaba periódicas crisis de balanza de pagos y un crónico déficit fiscal, podía conducir todavía a una presión devaluatoria. El tipo de cambio, superior al nivel PPP, podía estar "atrasado" respecto al nivel exigido por las circunstancias. El período 1979-81 tuvo un nivel cambiario atípico, determinado no por un cambio de esas condiciones sino por la gran corriente de endeudamiento externo, que el gobierno militar permitió que creciera inmoderadamente al otorgar avales del Estado para los deudores privados (por lo cual en definitiva el sector público debió luego hacerse cargo de la deuda del sector privado desde los años ochenta). Otra excepción es el período del "pacto social" de 1973-75, donde con controles cambiarios, estatización del crédito, control de flujos financieros, congelación de precios y otras medidas análogas se llevó fugazmente el tipo de cambio real al nivel PPP (y el tipo efectivo de exportación a un nivel significativamente más bajo), pero se trataba de políticas no sostenibles que llevaron al severo (y en definitiva infructuoso) programa de ajuste de junio de 1975. Una economía cerrada, con fuerte protección y con retenciones a la exportación agropecuaria (que abaratan los bienes salario en el mercado interno), y que además padece una escasez crónica de divisas por la crisis del modelo de sustitución de importaciones, es lógico que resulte en tipos de cambio superiores al de paridad. En esos años, el costo de vida en dólares en la Argentina era más barato que en los Estados Unidos, como suele ser en las economías de ese tipo. Las retenciones a la exportación, por ejemplo, generaban un nivel artificialmente bajo de precios para los alimentos, un efecto similar al que muchos países subdesarrollados obtienen a partir de una economía campesina que produce alimentos con mano de obra familiar subremunerada. El precio de los bienes industriales (superior a los valores internacionales debido a la protección aduanera) no compensaba ese efecto, que se reflejaba además en el bajo costo en dólares de los servicios privados en virtud del bajo costo de la mano de obra, y de los públicos (además) por la vigencia de tarifas subsidiadas en las empresas estatales que los suministraban. En una economía abierta y sin retenciones a la exportación, con empresas de servicios públicos privatizados, es esperable que el tipo de cambio pueda acercarse al de paridad de poder adquisitivo, lo cual será sostenible si la estructura económica se ajusta a los nuevos parámetros, y si la política económica remueve, mediante desregulaciones y reformas, los obstáculos que se oponían a ello. 163 ¿Atraso o adelanto cambiario en la década del noventa? Desde que se estableció el régimen de convertibilidad monetaria en 1991 hubo diversos análisis (incluso del gobierno) que estimaron un fuerte atraso cambiario, que supuestamente debía ser corregido en algún momento por una deflación. El gobierno esperaba que una parte de la inflación de 1991 se corrigiera en poco tiempo mediante rebajas de precios, una vez que se consolidara el sistema. Sin embargo, ello no ocurrió. Hubo una tendencia deflacionaria solo años después, durante la prolongada recesión que se inició en la segunda mitad de 1998 y que se prolongó hasta la crisis que estalló a fines de 2001. En definitiva, el nivel de precios que se estableció durante la convertibilidad, desde 1991 hasta 1998, fue superior al que regía con anterioridad, y diversos estudios sugirieron que ello reflejaba un atraso cambiario. Hubo por cierto un atraso respecto a los niveles cambiarios de años anteriores, pero esos niveles no tienen en sí mismo la marca de fábrica de ser niveles "adecuados" del tipo de cambio real. Un tipo de cambio puede ser "adecuado" o "inadecuado" desde muchos puntos de vista, y en relación a diferentes patrones de comparación. Aquí se efectúa un análisis únicamente en relación a la paridad de poder adquisitivo, y tomando en cuenta en dicho análisis el sesgo de sustitución de los índices de precios nacional y de EEUU. Se comprueba así que no existió tal atraso cambiario, como lo muestra el gráfico. El dólar habría estado adelantado respecto al PPP en 1990-92, convergiendo con el tipo téorico PPP a fines de 1992. Así lo muestra el siguiente gráfico que va desde enero de 1990 hasta enero de 1993, y donde el dólar teórico se calcula tanto con el ICVB como con el ICVR. 164 El tipo de cambio, tanto en el mercado oficial como en el paralelo, estuvo adelantado casi todo el año 1990, respecto a los tipos PPP calculados con el ICVR y con el ICVB. En los últimos meses de ese año descendió levemente, desde unos 6000 australes ($0.60) hasta coincidir con el tipo teórico en alrededor de 5000 australes ($0.50) hacia fin de año. Luego la cotización se fue a 9000 australes ($0.90) y finalmente a 10000 australes ($1.00), mientras el tipo PPP estaba a un nivel más bajo, en torno a 8000 australes ($0.80) al iniciarse la convertibilidad (marzo de 1991). El tipo PPP comenzó entonces a acercarse lentamente al tipo oficial, al que alcanzó a mediados de 1992. Como se ve en el gráfico siguiente, que extiende la serie hasta fines de 1995, desde fines de 1992 se ha mantenido una relación estable entre el dólar vigente y los tipos de cambio teóricos basados en la paridad de poder adquisitivo, porque el costo de vida ha variado en forma parecida en la Argentina y en Estados Unidos (no así los índices convencionales de precios). En los últimos tres años de la serie, el tipo PPP/ICVR está levemente por encima de la cotización oficial, alrededor de $1.02-$1.04, y el tipo PPP/ICVB levemente por debajo de la misma, con valores entre $0.97 y $0.99. Dado el carácter aproximado de los cálculos, incluso del tipo de cambio estimado por la CEPAL para 1960, estas diferencias de 2-4% no son significativas. Puede decirse por lo tanto que entre fines de 1992 y fines de 1995 el tipo de cambio oficial ha coincidido con el tipo de cambio de paridad de poder adquisitivo. La conclusión es muy parecida con cualquiera de los dos índices estimados del costo de vida que se utilice. El indicador basado en el ICVR (curva B del gráfico) en realidad es menos adecuado, porque es obvio que ha habido outlet-brand substitution, tanto en la Argentina como en los Estados Unidos, y su efecto debe ser corregido. Sin embargo, esa estimación podría ser considerada menos riesgosa, porque el ICVR es simplemente la agregación geométrica de los mismos índices elementales que componen el IPC, mientras el ICVB (curva A) se basa en un reprocesamiento de los datos primarios que descansa en supuestos más discutibles (por ejemplo, la sustituibilidad de las diferentes calidades, marcas, modelos y negocios que componen el mercado de cada rubro). Dado que ambos procedimientos dan resultados similares se desprende que la conclusión es bastante robusta. 165 Implicaciones macroeconómicas Este análisis ha puesto en evidencia que los cambios en la estructura de precios relativos ocurridos en la Argentina a lo largo de las últimas décadas han influido notablemente en la medición de la inflación y en la evaluación del salario real y del tipo de cambio. El uso de índices aproximados del costo de vida modifica, por ejemplo, la visión convencional sobre la evolución de los salarios reales en los años ochenta y noventa. La recuperación del poder adquisitivo del salario en la década del noventa, respecto a los niveles de los años ochenta, que se comprueba de ese modo, no debería sorprender. Aun con un fuerte desempleo y en medio de una caída coyuntural de la demanda agregada debido a la crisis mexicana, los niveles de consumo per capita de diversos bienes de uso masivo fueron claramente superiores en 1995 a los niveles de diez años antes. Las corrientes de emigración de argentinos, sobre todo hacia países desarrollados, que fueron importantes en los años ochenta y alcanzaron un pico visible en torno a 1989-90, han decrecido notablemente; por el contrario, se ha incrementado el ingreso de trabajadores de países vecinos. Estos datos no serían compatibles con un nivel de salario real en los años noventa que fuese inferior a los registros de la década anterior. Esto no significa que los niveles salariales alcanzados en los años noventa hayan sido satisfactorios para los trabajadores. Tampoco significa que todos los salarios hayan crecido paralelamente, ni a la par de la productividad. Si bien los niveles absolutos de precios de la Argentina eran comparables a los de países desarrollados, los niveles salariales eran ciertamente inferiores a los del Primer Mundo para amplias capas de trabajadores, sobre todo empleados públicos, obreros no calificados, los docentes, y muchos trabajadores por cuenta propia. Una de las peores situaciones era la de los jubilados, que tienen ingresos francamente irrisorios debido a la virtual quiebra del sistema previsional del Estado y la falta de recursos fiscales suficientes para cubrir la brecha del sistema (los gastos de seguridad social, aun con jubilaciones tan bajas, representaban en los años noventa casi la mitad del gasto público del Gobierno Nacional). Los incrementos de productividad de los años noventa se concentraron en relativamente pocas industrias, las cuales demandan relativamente poca mano de obra. Algunos sectores alcanzaron remuneraciones comparables a las del primer mundo (por ejemplo algunos servicios, ejecutivos de empresa, ciertos honorarios profesionales, etc.) pero para muchos otros el salario, aunque haya aumentado a partir de los abismales niveles alcanzados a finales de los ochenta, no fue en modo alguno suficiente para comprar los bienes a los cuales aspiran los trabajadores. La aseveración de que en 1990-95 el tipo de cambio no fue inferior al nivel teórico PPP, y de hecho coincidió cercanamente con él desde fines de 1992, no significa que el nivel cambiario vigente desde la Ley de Convertibilidad sea necesariamente el tipo de cambio "deseable" en cuanto a mantener una balanza de pagos equilibrada, o unas reservas internacionales estables, o a generar un superávit comercial que permita pagar la deuda externa, o a generar pleno empleo, o que permita funcionar cómodamente a la planta productiva preexistente. Cada una de estas condiciones podría exigir un diferente nivel del tipo de cambio. Algunas pueden ser compatibles con el tipo de cambio vigente, otras no. Determinar el tipo de cambio "deseable", y asimismo analizar en qué sentidos puede definirse lo deseable, es una cuestión difícil, que excede los alcances de este estudio. Un tipo de cambio cercano al PPP, impuesto sobre una estructura económica preexistente (que se 166 desarrolló con otros niveles cambiarios y arancelarios) puede producir desequilibrios en el corto plazo. No debe pensarse, sin embargo, que el factor causal de esos problemas haya sido el nivel cambiario, ni que esos efectos hubieran podido evitarse modificando el tipo de cambio oficial. Ello supondría que el tipo de cambio (real) es una variable de ajuste que puede ser fijada por el gobierno en forma discrecional, a fin de cumplir otros objetivos (balanza de pagos, crecimiento, empleo, etc.). En las condiciones de la globalización y en una economía fuertemente endeudada, es la estructura económica real (la tecnología de la industria, la eficiencia del sector público, etc.) la que debe ser juzgada inadecuada y no sostenible para una inserción exitosa en el mercado mundial, y la que debe operar como variable de ajuste, en tanto el tipo de cambio (o al menos un cierto rango admisible para éste) es endógenamente determinado por la inserción del país en la economía global. Puede ser, entonces, que el tipo de cambio argentino en 1991-95 haya estado al nivel PPP, o incluso por encima, pero que al mismo tiempo haya sido incompatible con la estructura económica preexistente, forzando su rápida reconversión. Es evidente que el propósito de mantener la estructura económica existente sin alteraciones podría exigir que el tipo de cambio sea muy superior al PPP, pero en ese caso habría que determinar para qué y por cuánto tiempo se podría haber mantenido esa estructura después de la hiperinflación de 1989-90, qué beneficios se obtendrían de ello, cómo se pagarían los costos correspondientes, y sobre todo si era factible y sostenible establecer un tipo de cambio real a la medida de la economía existente en las condiciones de la Argentina de los años noventa (con necesidad de reinserción en la economía global, alto endeudamiento externo, rápida respuesta en los precios internos ante cambios en la cotización de las divisas, falta total de confianza en la moneda local). Hay evidencias de que en 1991-94 el tipo de cambio de equilibrio de corto plazo fue (como el PPP) un poco inferior al oficial de un peso por dólar. No hubo en ese período presión alcista en el mercado libre de divisas. Por el contrario, el Banco Central recibió una sostenida demanda de pesos, lo cual triplicó las reservas internacionales y posibilitó una fuerte expansión de la circulación y los depósitos en moneda nacional, que a su vez (junto con el aumento de los depósitos en dólares en la banca comercial) financió el veloz crecimiento de la actividad económica. El dólar hubiera caído a menos de un peso si el Banco Central no hubiese intervenido. La intervención no consistió en comprar dólares (la ley prevé que los puede comprar en cualquier momento, a precios de mercado) sino en fijar un umbral para la compra de divisas muy cercano al tope establecido por la ley. 85 El Banco Central salió a comprar divisas cada vez que el tipo de cambio del mercado caía hasta ese umbral, que el Banco mantuvo en $0.99 o más, durante todo el período de la convertibilidad. 85 Los tres primeros artículos de la Ley 23928 del 27 de marzo de 1991 establecen: "Art. 1.- Declárase la convertibilidad del Austral con el Dólar de los Estados Unidos de América a partir del 1 de abril de 1991, a una relación de A 10.000 por cada dólar para la venta, en las condiciones establecidas en la presente ley. "Art. 2. El Banco Central de la República Argentina venderá las divisas que le sean requeridas para operaciones de conversión a la relación establecida en el artículo anterior, debiendo retirar de circulación los Australes recibidos en cambio. "Art. 3. El Banco Central de la República Argentina podrá comprar divisas a precios de mercado, con sus propios recursos, por cuenta y orden del Gobierno Nacional, o emitiendo los Australes necesarios para tal fin." Posteriormente la unidad monetaria (el Austral, creado en 1985) fue reemplazada por el Peso (equivalente a 10.000 australes) con vigencia a partir del 1 de enero de 1992. La misma ley 23928 establecía que en todo momento el Banco Central mantendrá reservas internacionales equivalentes por lo menos al 100% de la base monetaria, para garantizar la convertibilidad de la moneda nacional. 167 Esa política evitó la revaluación del peso. El Banco pudo haber esperado que bajara el tipo de cambio del mercado antes de salir a comprar. Las consecuencias probables hubieran sido: un tipo de cambio de mercado algo más bajo, probablemente en torno a $0.90 por dólar; menor certidumbre cambiaria; menor expansión de la moneda local y del crédito; mayor dolarización de la economía; menor crecimiento del PBI y del consumo; más desempleo en 1991-93 (pero quizá menos en 1995); menor aumento de precio de los no transables, y por lo tanto menor inflación (o cierta deflación); menor aumento de la recaudación fiscal; menor superávit primario; y mayor presión para reducir el gasto público. Las empresas se hubiesen visto obligadas a una modernización más rápida, y así el crecimiento de las exportaciones (que se aceleró en 1994-95) tal vez hubiera sido más precoz; la menor demanda interna hubiese frenado el crecimiento de las importaciones, y el déficit comercial no hubiese llegado a ser tan grande (en 1995 ese déficit se convirtió en superávit, sin que haya variado el tipo de cambio). Además, si el tipo de cambio hubiese sido un poco inferior a $1 en 1994, el peso podría haber sido devaluado en 1995, probablemente hasta el tope fijado por la ley. Si todo esto hubiera sido conveniente o no, es una cuestión que no discutiremos aquí. Pero es relevante observar que en ese escenario, con reconversión más rápida y menor inflación, es probable que el tipo de cambio PPP también hubiera caído por debajo de $1.00. Este razonamiento sugiere que la forma en que procede el Banco Central a través de la posibilidad legal de fijar umbrales de compra más altos o más bajos podría determinar no sólo la evolución del tipo de cambio nominal sino también (indirectamente) del tipo de cambio PPP. Una política más restrictiva (umbral de compra más bajo) habría causado un tipo de cambio nominal más bajo, menos inflación interna y un menor nivel PPP, que posiblemente habría convergido hacia el tipo de cambio de mercado, como lo hizo hacia el nivel de un peso por dólar. La economía de la convertibilidad, sugiere este análisis, tiende a funcionar con un tipo de cambio PPP. Este, que en marzo de 1991 estaba alrededor de $0.80, llegó a cerca de $1.00 en 1992-93 (según esta hipótesis) porque la política del Banco Central alimentó una expansión de la demanda agregada que condujo los precios internos hacia un nivel que corresponde a un tipo PPP cercano a $1.00. Con una política más restrictiva, el tipo de cambio nominal hubiera bajado hasta cerca del tipo PPP, que quizá hubiese subido un poco por encima de $0.80 pero hubiese seguido siendo inferior a un peso. En otras palabras, pareciera que cualquiera fuese la política del Banco Central y el nivel de oferta de divisas en el mercado local, en un régimen como el de la convertibilidad los precios absolutos y relativos hubiesen evolucionado en forma tal que el tipo PPP habría llegado a coincidir con el tipo de cambio vigente. En otras palabras, pareciera que en un régimen como éste el tipo de cambio de equilibrio es el tipo PPP (permitiendo maniobrar sólo con el umbral de compra del Banco Central, a su vez condicionado por la necesidad de mantener un alto nivel de actividad y obtener la recaudación fiscal necesaria para el servicio de la deuda). 86 El tipo PPP y el oficial se determinan así por exigencias de la inserción internacional del país. De la evolución del tipo PPP se desprende que los aumentos del costo de vida, una vez eliminados los sesgos de sustitución, han sido similares en la Argentina y en los Estados Uni- 86 Esto pudo haberse visto favorecido por el hecho que en 1991 el tipo PPP, si bien era inferior al de $1.00, no era demasiado inferior al mismo, de modo que el ajuste de precios relativos necesario para llevar el tipo PPP hasta el nivel del cambio oficial no fue desmesurado. La hipótesis de que la convertibilidad hace de cualquier tipo de cambio un tipo PPP podría sólo funcionar bajo ciertas condiciones iniciales, y no bajo otras. 168 dos desde fines de 1992 hasta fines de 1995. 87 Esto puede interpretarse en el sentido de que la inflación fundamental fue similar en ambos países, aunque los índices convencionales resultan diferentes porque en la Argentina hubo cambios de precios relativos más intensos, y por lo tanto un sesgo de sustitución argentino más fuerte que el norteamericano. También permite interpretar que el exceso de la inflación argentina (medida en el IPC) sobre la internacional, en el período posterior a la convertibilidad, incluye una porción genuina, representada por los aumentos de precios necesarios para llevar el tipo PPP argentino hasta el nivel del tipo de cambio de mercado de $1.00 por dólar, mientras que el resto de la inflación registrada corresponde al sesgo de sustitución del IPC. Una pregunta adicional es si esa economía, con un nivel de precios estabilizado en torno al nivel de paridad de poder adquisitivo, con un tipo de cambio estable, y con las rígidas reglas monetarias determinadas por la Ley de Convertibilidad, podría haber sido sostenible. Históricamente no lo fue: la convertibilidad sucumbió a fines de 2001. Las razones para ello son un tema que excede este estudio, por cierto. Intervino seguramente el enorme aumento del déficit público y del servicio de la deuda (ambos como porcentaje del PBI y en valor absoluto) entre 1996 y 2001, así como los impactos de las crisis externas en Asia y Rusia en la segunda parte de los años noventa, y la fragilidad de las instituciones políticas argentinas. También es probable que el mismo sistema de convertibilidad haya debido ser flexibilizado hacia 1996-97, otorgándole mayor capacidad de respuesta frente a una posible crisis como la que se presentó en 2001. Pero todo esto pertenece a otra discusión ajena al presente trabajo. Faltaría analizar cómo se comportó el sesgo de sustitución de los índices de precios al consumidor en ese último período de la convertibilidad (en el cual hubo deflación) y durante la gran crisis de 2002 y la ulterior recuperación económica desde 2003. Ese análisis se realiza por separado en otro trabajo. V. CONCLUSIONES Para fines de análisis económico, el nivel de precios que enfrentan los consumidores debe medirse mediante índices fidedignos del costo de vida, que reflejen las variaciones en el costo de obtener un nivel dado de bienestar. Esos índices miden las variaciones en el costo de obtener una cierta utilidad de referencia, para consumidores que escogen en el mercado los bienes que satisfacen sus necesidades, sustituyendo unos bienes con otros de acuerdo a sus preferencias y según los cambios que ocurran en la estructura de precios relativos. Los índices convencionales de precios al consumidor no son índices fidedignos del costo de vida, porque se basan en el costo de una canasta fija de bienes y servicios, sin incorporar sustituciones. Esos índices, si se los utiliza como índices del costo de vida, incurren en un sesgo de sustitución que tiende a sobreestimar el aumento del costo de vida. En el caso de la Argentina, los índices de precios al consumidor son índices Laspeyres que buscan medir 87 Que la relación cambiaria real con los Estados Unidos (ajustada con índices de costo de vida) haya permanecido estable desde fines de 1992 hasta 1995 no implica que haya sido estable la relación cambiaria real con otros países. El dólar ha fluctuado frente a las monedas de otros países desarrollados, y también Brasil ha sufrido alteraciones de su paridad real con la Argentina y con el dólar. La apreciación de la moneda brasileña desde el Plan Real, así como la devaluación del dólar frente al yen y el marco, indicarían que la paridad real de la Argentina (en términos de costo de vida) posiblemente mejoró en 1993-95 respecto a una razonable canasta de monedas. 169 puras variaciones de precios, y no pretenden ser índices del costo de vida. Aun cuando en general la calidad de esos índices es muy buena, si se los usa como índices de costo de vida ellos tienden a exagerar su aumento ya que no toman en cuenta las sustituciones que permanentemente efectúa el consumidor en función de la variación de los precios relativos. Se estima en el presente estudio que el IPC a lo largo de 35 años sobreestimó significativamente la variación del costo de vida (un sesgo acumulado de 77% entre 1960 y 1995). El aumento efectivo del costo de vida en ese lapso fue sólo un 56% del aumento registrado en el Indice de Precios al Consumidor. Esa estimación se logró sustituyendo el índice convencional de precios (un índice aritmético de Laspeyres con ponderaciones de 1960 actualizadas en 1974 y 1988) por un índice geométrico basado en las mismas ponderaciones. El índice geométrico fue escogido porque coincide (en los períodos relevantes) con índices ideales que se consideran índices exactos o superlativos del costo de vida para diversas especificaciones posibles de la función de utilidad de los consumidores. El uso de índices geométricos en calidad de índices estimados de costo de vida se ve así justificado en este caso por el comportamiento de las estructuras de consumo entre 1960 y 1995. Los análisis basados en los períodos 1960-74 y 1974-88 (en los cuales se conocen las estructuras de gasto iniciales y finales) y estimaciones de la estructura de gasto de 1995 permiten concluir que un índice geométrico basado en las ponderaciones iniciales de cada período se comporta en forma muy similar a los índices ideales que usualmente se toman como representativos del verdadero índice del costo de vida. Este análisis sugiere que en este aspecto la conducta de los consumidores es racionalizable mediante una función de utilidad de tipo CES, con elasticidad de sustitución unitaria. El sesgo de sustitución es grande en la Argentina, en comparación con otros países como los Estados Unidos, porque en el período 1960-95, y sobre todo desde 1975, la economía conoció fuertes cambios en la estructura de precios relativos en el marco de un proceso crónico de alta inflación con ocasionales explosiones hiperinflacionarias seguidos por severos procesos de ajuste y estabilización. No es la alta inflación ni la hiperinflación como tales las que producen la distorsión, sino la modificación de los precios relativos; así, por ejemplo, hubo relativamente más sesgo de sustitución en 1991-95 (estabilidad con grandes cambios de precios relativos) que en los años ochenta (inflación con estructura de precios relativos fuertemente indexada). El uso de índices convencionales de precios no distorsiona gravemente la medición de la inflación en comparaciones de corto plazo, pero sobre períodos más largos puede haber diferencias muy importantes. Por ejemplo, los índices de salario real de 1995 con base en 1980 o en 1985, arrojan resultados muy diferentes según se ajusten con el IPC o con un índice estimado del costo de vida. El salario real de 1995 resulta estar por debajo del nivel de 1985 cuando se usa el IPC, y por encima cuando se usa un índice del costo de vida. Lo mismo ocurre con el tipo de cambio. Casi todas las evaluaciones convencionales del tipo de cambio vigente en la Argentina en 1991-95 (un peso por dólar) lo comparan con tipos de cambio vigentes en determinados períodos del pasado, actualizados con índices convencionales de precios de la Argentina y (generalmente) de los Estados Unidos. La conclusión usual es que el tipo de cambio está severamente atrasado. En cambio, la estimación del tipo de cambio de paridad de poder adquisitivo para 1995, basado en el cálculo del tipo PPP efectuado por la CEPAL en 1960, actualizado con índices estimados del costo de vida de la Argentina y los Estados Unidos, indica que el tipo de cambio oficial coincide desde 170 fines de 1992 con el tipo de cambio PPP. Aun cuando se tome como referencia algún tipo de cambio efectivamente vigente en el pasado, en general superior al tipo PPP, la actualización mediante índices estimados del costo de vida indica que el atraso en 1995 es muy inferior al que resulta cuando se lo actualiza con el IPC. Con respecto a los índices de precios al consumidor, las principales recomendaciones que se desprenden de este trabajo son las siguientes: • Apuntar a la producción de índices económicos de precios que complementen o mejoren los índices de precios convencionales. En particular, complementar el índice aritmético de Laspeyres (es decir el IPC) con un índice geométrico basado en los mismos rubros, precios y ponderaciones, para reflejar así un grado de sustitución en el consumo compatible con la conducta habitual de los consumidores argentinos. El índice geométrico basado en las ponderaciones del año base puede considerarse una buena estimación del verdadero índice del costo de vida. La diferencia acumulada entre el índice geométrico y el de Laspeyres puede verse como una medida aproximada del sesgo de sustitución. • Actualizar con mayor frecuencia las ponderaciones. Si bien las encuestas de gastos e ingresos de los hogares, de carácter integral y extendidas a lo largo de un año, pueden seguir realizándose cada diez años, existen métodos aproximados para ajustar las ponderaciones a intervalos más breves (cada tres o cinco años) mediante encuestas rápidas, datos estadísticos de consumo agregado y otras fuentes. • Calcular los índices elementales de precios de los distintos artículos en lo posible mediante relativos de promedios geométricos, y minimizar el uso de promedios de relativos en los cuales se dejan de lado las comparaciones de productos no exactamente iguales o no comprados en el mismo negocio. Las ventajas de esa clase de promedios de relativos son muy discutibles en períodos de baja inflación, y tienden a dejar fuera del registro aquellos cambios de precio asociados a cualquier cambio en las características o punto de venta del producto. Estos cambios, salvo casos especiales, deben considerarse como un proceso normal de sustitución de calidades. Atribuir totalmente el cambio de precios (asociado a un cambio de marca o modelo) a los cambios de calidad sólo cuando las diferencias cualitativas en las prestaciones del producto sean muy grandes. En casos dudosos, atribuir la mitad de la diferencia de precios a una pura variación del precio, y el resto a la diferencia de calidad, como una aproximación a la distribución de esa diferencia entre los dos factores. • Minimizar especialmente el uso de imputaciones de relativos en el caso de artículos estacionales (en particular los de indumentaria) pues ese procedimiento implica un persistente sesgo hacia abajo en los índices de precios resultantes. Utilizar relativos anuales (respecto a igual mes del año anterior) cuando un producto estacional reaparece en el mercado después de haber estado ausente durante algunos meses. • Actualizar con frecuencia la muestra de negocios donde se registran precios, para registrar mejor los cambios en la estructura de la oferta. En lo posible tender a ponderar la muestra de negocios por el volumen de sus ventas (de cada producto) para que el promedio muestral de precios se aproxime mejor al precio promedio efectivamente pagado por los consumidores. • En cada encuesta de gastos de los hogares es conveniente recoger y tabular información sobre la misma población de referencia en que se basaba la serie anterior del índice (con el mismo o muy similar nivel real de ingresos, actualizado por un índice estimado de costo de vida). • Sería conveniente que se publicaran regularmente los índices, ponderaciones y métodos 171 detallados de cálculo del IPC a todos los niveles de agregación, incluyendo variedades y subvariedades (componentes de minicanastas), y que se pongan a disposición de los investigadores en forma regular los datos primarios en que se basa el Indice de Precios al Consumidor, respetando por supuesto la confidencialidad de las fuentes de información como lo exige la legislación referida a secreto estadístico, y tal como lo hace ya el INDEC con otras bases de datos. Estas recomendaciones se orientan a pasar de un sistema de índices atomísticos o estadísticos a un sistema que incluya también índices económicos de precios, que reflejen la conducta efectiva de los agentes económicos, como lo aconseja la teoría económica en esta materia. Ello permitiría evitar en el futuro distorsiones y sesgos en la evaluación del costo de vida, el salario real, el tipo de cambio, el producto bruto interno y otras variables importantes, que no son medidas correctamente cuando un índice estadístico de precios al consumidor (perfectamente válido en sí mismo) es usado para cálculos, análisis e interpretaciones que conceptualmente requieren el uso de un índice del costo de vida. 172 APENDICE ESTADISTICO Cuadro A.1 Composición del Indice de Precios al Consumidor, base 1960=100 Unidad de medida NIVEL GENERAL ALIMENTACION Y BEBIDAS PAN Y CEREALES Arroz envasado kg Arroz suelto kg Avena arrollada kg Capellettis kg Fideos envasados kg Fideos frescos kg Fideos sueltos kg Galleta kg Harina de maíz kg Harina envasada kg Harina con levadura kg Harina suelta kg Pan francés kg Pan negro Unidad Pan pebete Docena Pan rallado kg Pizza Unidad Ravioles Caja 48 Sémola kg CARNE, PESCADO Y EMBUTIDOS CARNE DE VACA Y NOVILLO Aguja kg Asado kg Carnaza kg Costilla kg Cuadril kg Entraña kg Falda kg Hueso con carne kg Hueso sin carne kg Lomo kg Matambre kg Palomita kg Peceto kg Vacío kg Cantidad 1.2000 0.7000 0.4000 0.1250 1.2000 1.1000 3.0000 0.2500 0.2750 1.7000 0.5000 0.8000 31.0000 0.9000 1.0000 0.3500 0.2000 0.6000 0.5000 Gasto promedio mensual Ponderaciones Variedades Capit.,grupos y subgrupos 7293.49 100.0000% 23.45 10.58 10.48 4.51 19.16 19.77 39.45 4.90 2.06 13.97 6.47 5.91 327.77 2.46 9.67 5.15 8.35 8.00 6.47 0.3215% 0.1451% 0.1437% 0.0618% 0.2627% 0.2711% 0.5409% 0.0672% 0.0282% 0.1915% 0.0887% 0.0810% 4.4940% 0.0337% 0.1326% 0.0706% 0.1145% 0.1097% 0.0887% 100.0000% 59.2158% 7.2473% 19.0815% 14.9983% 0.4000 4.5000 9.4000 2.0000 1.9000 0.2000 2.1000 0.8000 2.5000 0.2000 0.2500 0.2500 0.8000 0.5000 173 16.18 177.19 443.27 101.00 106.06 8.64 57.06 20.38 16.10 13.79 12.61 13.41 46.29 21.43 0.2218% 2.4294% 6.0776% 1.3848% 1.4542% 0.1185% 0.7823% 0.2794% 0.2207% 0.1891% 0.1729% 0.1839% 0.6347% 0.2938% Cuadro A.1 Composición del Indice de Precios al Consumidor, base 1960=100 Chinchulines Hígado Mondongo Rabo Riñón Sesos CARNE DE CORDERO Costilla Paleta Pierna Vacío CARNE DE CERDO Costilla Panceta AVES Gallina Pollo PESCADO Anchoas frescas Caballa en lata Corvina Filet de merluza Merluza EMBUTIDO Chorizos blancos Jamón cocido Jamón crudo Longaniza Matambre Mortadela Salame Salchicha ACEITES Y GRASAS Aceite envasado Aceite suelto Grasa de cerdo LACTEOS Y HUEVOS Dulce de leche Huevos Leche Manteca Gasto promedio mensual Unidad de medida Cantidad kg kg kg kg kg Unidad 0.1000 0.4500 0.5500 0.1500 0.1500 0.2000 2.09 13.45 12.57 4.04 5.45 2.89 kg kg kg kg 0.5000 0.3500 0.2000 0.1500 18.50 12.05 7.05 5.44 kg kg 0.4000 0.1000 19.53 4.14 kg kg 0.2000 0.4500 12.54 34.76 kg Unidad kg kg kg 0.1500 0.2000 0.3500 1.1000 0.5000 3.64 4.30 6.99 31.27 6.33 kg kg kg kg kg kg kg kg 0.5000 0.1500 0.2500 0.1000 0.1000 0.1500 0.2000 0.2000 19.47 20.22 36.91 7.16 10.98 9.21 18.94 8.38 kg 4.1000 0.3000 0.1000 124.88 8.55 2.81 0.5000 4.2000 41.0000 1.1000 16.28 113.65 280.03 90.05 litro litro kg docena litro kg 174 Ponderaciones Variedades Capit.,grupos y subgrupos 0.0287% 0.1844% 0.1723% 0.0554% 0.0747% 0.0396% 0.5901% 0.2537% 0.1652% 0.0967% 0.0746% 0.3245% 0.2678% 0.0568% 0.6485% 0.1719% 0.4766% 0.7202% 0.0499% 0.0590% 0.0958% 0.4287% 0.0868% 1.7998% 0.2670% 0.2772% 0.5061% 0.0982% 0.1505% 0.1263% 0.2597% 0.1149% 1.8680% 1.7122% 0.1172% 0.0385% 8.7481% 0.2232% 1.5582% 3.8395% 1.2347% Cuadro A.1 Composición del Indice de Precios al Consumidor, base 1960=100 Unidad de medida Queso de rallar kg Queso fresco kg FRUTAS, VERDURAS Y TUBERCULOS FRUTAS FRESCAS (*) Ananá kg Banana docena Ciruela kg Damasco kg Durazno kg Limón kg Mandarina kg Manzana kg Naranja kg Pera kg Pomelo kg Uva kg FRUTAS SECAS Y EN CONSERVA Aceitunas kg Nueces (*) kg VERDURAS (*) Acelga kg Ají kg Ajo Cabeza Alcauciles kg Apio kg Arvejas frescas kg Berenjena kg Cebolla kg Coliflor kg Chaucha kg Choclo kg Espinaca kg Hinojo kg Lechuga kg Puerro kg Radicha kg Remolacha kg Repollo kg Tomate kg Verdurita kg Zanahoria kg Cantidad Gasto promedio mensual 0.9000 1.6000 59.21 78.82 0.225 4.533 0.475 0.1 0.8 0.45 2.417 5.833 4.158 1.158 0.417 2.083 5.34 63.23 8.31 2.21 18.32 7.56 24.38 78.58 50.03 14.52 5.31 29.53 0.2000 0.1000 7.47 8.69 3.4 0.867 2.2 0.3 0.2417 0.5667 0.45 2.9 0.3417 0.9333 0.625 0.55 0.2 2.9 0.25 0.2833 0.4 0.533 4.8667 0.9 1.2 17.39 17.14 5.14 3.49 1.79 9.03 5.48 32.45 2.53 16.36 6.16 5.61 1.32 27.87 3.06 1.90 3.03 2.61 82.67 11.99 12.37 175 Ponderaciones Variedades Capit.,grupos y subgrupos 0.8118% 1.0807% 9.8466% 4.2136% 0.0732% 0.8669% 0.1139% 0.0303% 0.2512% 0.1037% 0.3343% 1.0774% 0.6860% 0.1991% 0.0728% 0.4049% 0.2216% 0.1024% 0.1191% 3.9681% 0.2384% 0.2350% 0.0705% 0.0479% 0.0245% 0.1238% 0.0751% 0.4449% 0.0347% 0.2243% 0.0845% 0.0769% 0.0181% 0.3821% 0.0420% 0.0261% 0.0415% 0.0358% 1.1335% 0.1644% 0.1696% Cuadro A.1 Composición del Indice de Precios al Consumidor, base 1960=100 Unidad de medida Cantidad Zapallito kg 1 Zapallo kg 1,7 TUBERCULOS Papas kg 24.5 Batatas (*) kg 2.9667 BEBIDAS SIN ALCOHOL, DULCES Y CONDIMENTOS BEBIDAS SIN ALCOHOL Botella de 185 cc Unidad 6 Botellla de 260 cc Unidad 1 Refresco Bot.950 cc 0.4000 Soda Sifón 1 litro 30 DULCES Cacao kg 0.1500 Chocolate (pieza 380 gr) Unidad 0.3000 Dulce de batata kg 0.7500 Dulce de membrillo kg 0.3500 Duraznos al natural Lata 850gr 0.3000 Facturas docena 4.0000 Galletitas kg 1.5000 Helados (*) kg 0.1000 Masas kg 0.2000 Mermelada kg 0.2500 Pan dulce (*) kg 0.1583 Turrón de 250 gramos (*) Unidad 0.1250 AZUCAR Azúcar kg 7.4000 CONDIMENTOS Ají molido Paq. 5 gr. 1.2000 Azafrán Cápsula 0.5000 Extracto de tomate Lata 150gr 2.0000 Orégano Paq. 10 gr 0.9000 Pimienta Paq. 5 gr 0.5000 Pimentón Paq. 10 gr 0.6000 Sal común kg 0.7500 Sal refinada kg 0.3500 Vinagre envasado Litro 0.3000 Vinagre suelto Litro 0.2000 BEBIDAS ALCOHOLICAS Cerveza Litro 2.5 Sidra (*) Bot.950 cc Vermouth Bot.950 cc 0.5 176 Gasto promedio mensual 7.92 12.10 84.96 20.31 16.60 2.97 10.49 72.63 9.90 12.59 19.60 8.65 6.78 38.36 50.38 5.98 14.32 9.09 10.10 2.25 102.72 1.92 3.11 16.86 1.16 1.24 1.20 2.68 2.72 4.91 1.37 32.47 14.67 15.37 Ponderaciones Variedades Capit.,grupos y subgrupos 0.1086% 0.1659% 1.4433% 1.1649% 0.2785% 5.8936% 1.4080% 0.2276% 0.0407% 0.1438% 0.9958% 2.5776% 0.1357% 0.1726% 0.2687% 0.1186% 0.0930% 0.5259% 0.6908% 0.0820% 0.1963% 0.1246% 0.1385% 0.0308% 1.4084% 1.4084% 0.5096% 0.0263% 0.0426% 0.2312% 0.0159% 0.0170% 0.0165% 0.0367% 0.0373% 0.0673% 0.0188% 4.2571% 0.4452% 0.2011% 0.2107% Cuadro A.1 Composición del Indice de Precios al Consumidor, base 1960=100 Unidad de medida Vino común Bot.950 cc Vino moscato Bot.950cc OTROS ARTICULOS ALIMENTICIOS LEGUMBRES Arvejas en lata Unidad Arvejas partidas kg Garbanzos kg Lentejas kg Porotos kg OTROS Polvo de hornear Lata 113gr Café kg Té kg Tomates al natural Lata 380gr Yerba mate kg Cantidad Gasto promedio mensual 24 0.2 244.46 3.52 0.30 0.15 0.15 0.10 0.30 2.87 2.74 3.84 5.94 6.41 0.2500 0.4000 0.0600 2.3000 2.2500 2.66 44.01 7.67 29.07 59.89 INDUMENTARIA HOMBRE Calzoncillo Camisa Camiseta Cinturón Corbata Medias Pantalón Pañuelo Piloto Pullover Saco Sobretodo Traje Zapatillas Zapatos NIÑO Calzoncillo Camisa Camiseta sin mangas Camiseta de frisa Cinturón Corbata Guardapolvo Medias Ponderaciones Variedades Capit.,grupos y subgrupos 3.3518% 0.0483% 2.2637% 0.2989% 0.0394% 0.0376% 0.0526% 0.0814% 0.0879% 1.9648% 0.0365% 0.6034% 0.1052% 0.3986% 0.8211% 18.7384% 5.9779% Unidad Unidad Unidad Unidad Unidad Par Unidad Unidad Unidad Unidad Unidad Unidad Unidad Par Par 1/6 1/6 1/6 1/24 1/6 1/3 1/12 1/4 1/72 1/24 1/24 1/60 1/12 1/12 1/12 12.02 45.59 9.30 3.36 11.88 17.72 36.39 5.52 20.22 11.09 15.87 26.73 155.21 7.83 57.27 0.1648% 0.6251% 0.1275% 0.0461% 0.1629% 0.2430% 0.4989% 0.0757% 0.2772% 0.1521% 0.2176% 0.3665% 2.1281% 0.1074% 0.7852% 3.8353% Unidad Unidad Unidad Unidad Unidad Unidad Unidad Par 1/6 1/8 1/6 1/8 1/24 1/12 1/12 1/4 177 9.49 18.78 6.52 13.56 1.51 3.04 22.48 9.58 0.1301% 0.2575% 0.0894% 0.1859% 0.0207% 0.0417% 0.3082% 0.1314% Cuadro A.1 Composición del Indice de Precios al Consumidor, base 1960=100 Unidad de medida Pantalón Unidad Pullover Unidad Remera Unidad Sobretodo Unidad Traje Unidad Zapatillas Par Zapatos Par Zoquetes Par MUJER Blusa Unidad Bombacha Unidad Camisón de invierno Unidad Camisón de verano Unidad Cartera Unidad Combinación Unidad Corpiño Unidad Medias de nylon Par Pañuelo Unidad Pollera Unidad Pullover Unidad Tapado Unidad Corte de tela lana Unidad Corte de rayon Unidad Zapatillas Par Zapatos Par NIÑA Bombacha Unidad Camisón de invierno Unidad Camisón de verano Unidad Combinación Unidad Guardapolvo Unidad Medias Par Pullover Unidad Tapado Unidad Corte de tela de lana Unidad Corte de rayon Unidad Zapatillas Par Zapatos Par Zoquetes Par ARTICULOS DE USO INDISTINTO Botones Unidad Cantidad 1/8 1/24 1/24 1/36 1/24 5/24 1/6 1/12 Gasto promedio mensual 26.40 9.93 4.52 26.84 41.64 15.48 67.37 2.59 Ponderaciones Variedades Capit.,grupos y subgrupos 0.3620% 0.1361% 0.0620% 0.3680% 0.5709% 0.2122% 0.9237% 0.0355% 4.7802% 1/24 1/4 1/24 1/24 1/60 1/12 1/4 1/4 1/4 1/24 1/12 1/36 1/12 1/12 1/12 1/8 8.79 13.27 10.02 8.43 11.71 16.33 14.72 21.71 3.23 12.73 27.95 34.49 51.51 46.56 6.82 60.37 0.1205% 0.1819% 0.1374% 0.1156% 0.1606% 0.2239% 0.2018% 0.2977% 0.0443% 0.1745% 0.3832% 0.4729% 0.7062% 0.6384% 0.0935% 0.8277% 3.7827% 5/24 1/12 1/24 1/12 1/12 1/4 1/12 1/36 1/12 1/8 1/12 1/6 1/12 8.14 17.06 9.70 14.03 22.09 9.92 19.70 26.85 36.12 52.22 5.15 52.41 2.50 0.1116% 0.2339% 0.1330% 0.1924% 0.3029% 0.1360% 0.2701% 0.3681% 0.4952% 0.7160% 0.0706% 0.7186% 0.0343% 9/12 2.42 0.0332% 0.3622% 178 Cuadro A.1 Composición del Indice de Precios al Consumidor, base 1960=100 Unidad de medida Cierre automático Cinta Elástico Hilo de coser Lana de tejer Puntilla Cantidad Unidad metro metro Unidad Unidad metro 1/6 1/4 1/4 1/2 1/2 1/6 Gasto promedio mensual 2.42 0.99 1.64 3.34 14.12 1.49 Ponderaciones Variedades Capit.,grupos y subgrupos 0.0332% 0.0136% 0.0225% 0.0458% 0.1936% 0.0204% 13.0652% GASTOS GENERALES MEDICO Y FARMACIA Alcohol fino Litro Algodón Kg Analgésicos Unidad Antibióticos Frasco Expectorantes Frasco Gotas nasales Frasco Hepáticos Frasco Aplicación de inyecciones Unidad Laxantes Frasco Tónicos y reconstituyentes Frasco Visita al médico Visita TABACO Cigarrillos Paquete ENSEÑANZA, CULTURA Y DIVERSIONES UTILES ESCOLARES Block de dibujo Unidad Caja de útiles Unidad Carpeta Unidad Compás Unidad Cuaderno de 50 hojas Unidad Escuadra Unidad Etiquetas Unidad Goma de borrar Unidad Lapicera Unidad Lápiz Unidad Lápices de colores Caja de 12 Libro de estudio Unidad Libro de lectura Unidad Papel para forrar Pliego Pluma Unidad Regla Unidad Repuesto para carpeta Unidad 1.4920% 0.08 0.02 1 0.2 0.1 0.1 0.1 0.3 0.1 0.2 0.4 3.91 3.10 2.37 5.99 5.07 3.93 7.60 2.02 6.68 17.12 51.03 0.0536% 0.0425% 0.0325% 0.0821% 0.0695% 0.0539% 0.1042% 0.0277% 0.0916% 0.2347% 0.6997% 1.4827% 10 108.14 1.4827% 3.4643% 1.4603% 1/8 1/24 1/12 1/24 4/3 1/24 4/3 1/6 1/6 1/3 1/12 1/12 1/12 5/12 1/3 1/24 8/12 179 0.62 0.76 0.82 1.69 23.49 0.32 0.15 0.22 0.44 1.03 3.59 8.79 6.05 1.25 0.50 0.17 2.78 0.0085% 0.0104% 0.0112% 0.0232% 0.3221% 0.0044% 0.0021% 0.0030% 0.0060% 0.0141% 0.0492% 0.1205% 0.0830% 0.0171% 0.0069% 0.0023% 0.0381% Cuadro A.1 Composición del Indice de Precios al Consumidor, base 1960=100 MENAJE Ponderaciones Variedades Capit.,grupos y subgrupos 0.0125% 0.2057% 0.5201% 0.9060% 0.7041% 0.1253% 0.0766% 1.0980% 1.0980% 2.5061% 1.6341% 0.8172% 0.0548% 0.9621% 0.0591% 0.0819% 0.0894% 0.0489% 0.1900% 0.2929% 0.0780% 0.1219% 1.3527% 0.1222% 0.0315% 0.0580% 0.1172% 0.1789% 0.0828% 0.0972% 0.0690% 0.5959% 1.8053% 0.0723% 1.2595% 0.0690% 0.0306% 0.0141% 0.3599% 3.8448% LIMPIEZA 1.6507% Unidad de medida Tinta Cooperadora Maestra particular DIARIOS Y REVISTAS Diarios Revistas para mayores Revistas para menores DIVERSIONES Entrada de cine TRANSPORTE Colectivo o tranvía Omnibus y trolebús Subterráneo ROPA BLANCA Funda de 1 plaza Funda de 2 plazas Mantel Repasador Sábana de 1 plaza Sábana de 2 plazas Servilleta Toalla HIGIENE Y TOCADOR Dentífrico Desodorante Fijador de cabello Hojas de afeitar Jabón de tocador Lápiz labial Papel higiénico Corte de pelo de mujer Corte de pelo de varón OTROS GASTOS Alpiste Compostura de calzado Fósforos Lámpara eléctrica Pomada para calzado Tintorería Cantidad Gasto promedio mensual Frasco Cuota Cuota 1/6 3/2 1/4 0.91 15.00 37.93 Unidad Unidad Unidad 20 1 1 51.35 9.14 5.59 Unidad 4 80.08 Viaje Viaje Viaje 48 22 2 119.18 59.60 4.00 Unidad Unidad Unidad Unidad Unidad Unidad Unidad Unidad 1/12 1/12 1/24 1/6 1/12 1/12 1/4 1/6 4.31 5.97 6.52 3.57 13.86 21.36 5.69 8.89 Tubo 90cc Pote Frasco Paq. de 10 Unidad Unidad Rollo Unidad Unidad 0.4 0.1 0.3 0.5 1.25 0.25 0.70 0.20 2 8.91 2.30 4.23 8.55 13.05 6.04 7.09 5.03 43.46 Kg Unidad Caja de 90 Unidad Unidad Servicio 0.5 0.8 3.5 0.1 0.1 0.25 5.27 91.86 5.03 2.23 1.03 26.25 180 Cuadro A.1 Composición del Indice de Precios al Consumidor, base 1960=100 Unidad de medida Almidón (caja de 250 gr) Azul para ropa Cepillo para piso Cera líquida Escoba Insecticida Jabón en polvo Jabón común de lavar Lana de acero Lavandina Polvo limpiador (500 gr) Trapo de piso COMBUSTIBLES Alcohol de quemar Carbón Kerosene Gas OTROS Hielo (*) Platos Vasos Cantidad Gasto promedio mensual Ponderaciones Variedades Capit.,grupos y subgrupos Unidad Paq.20 gr Unidad Litro Unidad Litro Kg Kg metro Litro Unidad Unidad 0.4 0.5 0.1 0.25 0.4 0.15 1.1 3 1 3.6 1 0.7 4.08 0.58 1.80 8.13 10.98 4.18 22.14 37.44 3.66 10.75 6.06 10.59 0.0559% 0.0080% 0.0247% 0.1115% 0.1505% 0.0573% 0.3036% 0.5133% 0.0502% 0.1474% 0.0831% 0.1452% Litro Kg Litro Metro cub. 2 2/5 22.3 9.5 16.94 9.94 81.69 28.88 0.2323% 0.1363% 1.1200% 0.3960% 1.8846% 0.3096% Barra Unidad Unidad 5/12 0.5 0.5 11.60 7.66 3.32 0.1590% 0.1050% 0.0455% 5.1358% ALOJAMIENTO ALQUILER ELECTRICIDAD kWh 58 223.49 151.09 3.0642% 2.0716% 3.0642% 2.0716% (*) Las cantidades mensuales de los artículos señalados con asterisco varían según los meses del año. Se indica el promedio mensual. El presupuesto de base corresponde a una familia tipo residente en la Capital Federal, formada por una pareja con dos hijos de 6 a 14 años, donde el jefe del hogar es el único sustento de la familia y trabaja como obrero industrial, con ingresos mensuales entre 4500 y 8500 pesos moneda nacional de 1960. El gasto mensual promedio está expresado también en pesos moneda nacional de 1960. Las ponderaciones porcentuales no figuran en la publicación y han sido calculadas especialmente para este estudio a partir de las cifras monetarias de gasto mensual promedio. Esas ponderaciones son las que corresponden al gasto anual (o al gasto mensual promedio). Las ponderaciones varían para los distintos meses del año debido a la presencia de artículos estacionales cuyas cantidades son variables. Fuente: Dirección General de Estadística y Censos, Costo del nivel de vida en la Capital Federal Encuesta sobre condiciones de vida de familias obreras realizada en el año 1960. Tercera edición, Marzo de 1968. 181 Cuadro A.2 Composición del Indice de Precios al Consumidor, base 1974=100 Porcentajes respecto al total Variedades NIVEL GENERAL 100.00 Subgrupos 100.00 Grupos 100.00 ALIMENTACION Y BEBIDAS Capítulos 100.00 46.29881 CEREALES Y SUS DERIVADOS 4.95058 PRODUCTOS DE PANADERIA 3.59977 Facturas 0.44225 Galletitas de agua 0.27477 Galletitas dulces 0.32280 Pan francés 2.35533 Pan casero 0.10819 Pan lactal 0.05896 Pan de Viena 0.03747 HARINA Y ARROZ 0.45277 Arroz 0.24989 Harina de trigo 0.16421 Harina de maíz 0.03867 FIDEOS Y DEMAS PASTAS ALIMENTICIAS 0.89804 Fideos frescos 0.17204 Fideos secos 0.42853 Ravioles 0.24075 Tapas de empanadas 0.05852 CARNES, EMBUTIDOS Y FIAMBRES 15.15339 CARNES FRESCAS 13.40746 Corazón 0.06987 Chinchulines 0.02954 Hígado 0.22734 Mondongo 0.11236 Aguja 0.25457 Asado 1.50150 Carnaza común 0.88122 Carne picada 0.63720 Cuadril 1.07326 Falda 0.43672 Hueso con carne 0.28973 Lomo 0.14014 Matambre 0.09732 Nalga 0.78787 Peceto 0.37289 Vacío 0.36045 Bola de lomo 0.81390 Paleta 0.99720 Bife de costilla, angosto 1.06085 Cuadrada 0.25218 Costilla de cordero 0.25097 182 Cuadro A.2 Composición del Indice de Precios al Consumidor, base 1974=100 Porcentajes respecto al total Paleta de cordero Variedades 0.25751 Costilla de cerdo 0.39422 Hamburguesa 0.10169 Pollo 2.00696 EMBUTIDOS Y FIAMBRES, CARNES SECAS Subgrupos Grupos 1.74593 Chorizo fresco 0.28351 Jamón cocido 0.46347 Jamón crudo 0.38569 Mortadela 0.06947 Salame 0.23960 Salchicha de Viena 0.19450 Salchichón 0.07055 Picadillo de carne 0.03914 PESCADO Y MARISCOS Besugo 0.01085 Caballa en aceite 0.09734 Calamar fresco 0.04283 Filet de merluza 0.37303 Sardinas en aceite 0.04651 Corvina 0.00784 ACEITE Y GRASAS Aceite mezcla 0.91278 Aceite de uva 0.04062 Margarina 0.06520 PRODUCTOS LACTEOS Y HUEVOS Dulce de leche 0.11734 Huevos 1.26486 Leche común 1.76358 Leche especial 0.17029 Leche en polvo 0.07154 Manteca 0.52134 Queso fresco 0.65005 Queso de postre 0.32867 Queso de rallar 0.63969 Queso untable 0.10037 Yogurt 0.09462 0.57840 0.57840 1.01860 1.01860 5.72235 5.72235 FRUTAS, VERDURAS Y LEGUMBRES 5.70811 FRUTAS 2.48610 Aceitunas verdes 0.06667 Banana 0.32842 Durazno 0.18905 Durazno en lata 0.13661 Limón 0.08027 Mandarina 0.18990 Manzana 0.65718 183 Capítulos Cuadro A.2 Composición del Indice de Precios al Consumidor, base 1974=100 Porcentajes respecto al total Naranja Variedades 0.39966 Nueces enteras 0.06612 Pera 0.08196 Pomelo 0.09439 Uva 0.15312 Pasas de uva 0.04275 VERDURAS Subgrupos Grupos 2.98298 Acelga 0.16297 Ají 0.13529 Ajo 0.04629 Apio 0.01690 Batata 0.10839 Cebolla común 0.27049 Choclo 0.04542 Choclo en lata 0.00766 Lechuga 0.24860 Papa 0.67063 Remolacha 0.02037 Repollo 0.01720 Tomate 0.56524 Tomate en lata 0.33684 Extracto de tomate 0.05173 Zanahoria 0.09582 Zapallito 0.08008 Zapallo 0.10306 LEGUMBRES 0.23903 Arvejas en lata 0.05982 Chaucha 0.10941 Garbanzo seco 0.01138 Lenteja seca 0.03250 Poroto seco 0.02592 AZUCAR, DULCES, GOLOSINAS, CACAO Y DERIVADOS Azúcar 0.81900 Bombones 0.04609 Alimentos a base de cacao 0.05792 Caramelos 0.07240 Chocolate 0.06628 Dulce de batata 0.12375 Dulce de membrillo 0.04470 Mermelada 0.07845 Miel 0.02680 INFUSIONES Café común 0.33248 Café soluble 0.16299 Té común 0.08317 184 1.33539 1.33539 0.85132 0.85132 Capítulos Cuadro A.2 Composición del Indice de Precios al Consumidor, base 1974=100 Porcentajes respecto al total Variedades 0.27268 Yerba mate VINAGRES, ESPECIAS, SALSAS, CONDIMENTOS Y AFINES Ají molido 0.00739 Azafrán 0.01857 Mayonesa 0.07943 Pimentón 0.02074 Pimienta 0.01224 Sal 0.05752 Papas fritas 0.04370 Vinagre 0.03644 Orégano 0.01221 ALIMENTOS PREPARADOS Y SEMIPREPARADOS Pollo asado 0.13222 Caldo concentrado 0.10861 Empanadas 0.02421 Helado 0.12792 Pizza 0.09694 Polvo semipreparado 0.07204 Sopa concentrada 0.01481 Tarta dulce 0.10887 Subgrupos Grupos 0.28824 0.28824 0.68562 0.68562 COMIDAS FUERA DEL HOGAR Capítulos 5.08761 COMIDA 4.14148 Desayuno 0.31130 Almuerzo 3.83018 REFRIGERIO 0.94613 Refrigerio tomado en bar 0.94613 BEBIDAS 4.91920 BEBIDAS NO ALCOHOLICAS 1.72196 Bebidas gaseosas 1.17903 Jugo de frutas cítricas 0.04180 Soda en sifón 0.50113 BEBIDAS ALCOHOLICAS 3.19724 Cerveza común 0.21514 Vermouth 0.12839 Vino común 2.77932 Whisky nacional 0.07439 INDUMENTARIA 10.92961 INDUMENTARIA Y CALZADO PARA HOMBRE 3.94680 ROPA INTERIOR 0.23737 Calzoncillo 0.11764 Camiseta 0.11973 ROPA EXTERIOR Y ACCESORIOS 2.82600 Camisa 0.71387 Corbata 0.07222 185 Cuadro A.2 Composición del Indice de Precios al Consumidor, base 1974=100 Porcentajes respecto al total Medias Variedades 0.10484 Pantalón 1.06269 Pullover de lana 0.22725 Chomba de algodón 0.13068 Ambo 0.51445 CALZADO Subgrupos Grupos 0.88343 Zapatillas 0.12487 Zapatos 0.75856 INDUMENTARIA Y CALZADO PARA MUJER 3.82165 ROPA INTERIOR 0.58742 Camisón 0.07608 Combinación 0.09351 Corpiño 0.08787 Bombacha 0.07274 Medias 0.25722 ROPA EXTERIOR Y ACCESORIOS 1.98370 Camisa 0.15826 Campera o chaleco de lana 0.34351 Polera y remera 0.10723 Malla de baño 0.05082 Pañuelo de mano 0.00894 Pantalón 0.32706 Tapado 0.39738 Vestido 0.59050 CALZADO 1.25053 Zapatillas 0.07147 Zapatos 1.17906 INDUMENTARIA Y CALZADO PARA NIÑO 1.88257 ROPA INTERIOR 0.09146 Calzoncillo 0.01473 Camiseta para varón 0.04229 Bombacha para niña 0.03444 ROPA EXTERIOR Y ACCESORIOS 1.15247 Camisa 0.08503 Pullover de lana 0.19298 Guardapolvo 0.09640 Medias 0.05629 Pantalón para varón 0.34486 Vestido 0.17631 Babero 0.01727 Camisita para bebé 0.05489 Pañales 0.09358 Bombacha impermeable 0.03486 CALZADO 0.63864 Zapatillas 0.12707 186 Capítulos Cuadro A.2 Composición del Indice de Precios al Consumidor, base 1974=100 Porcentajes respecto al total Variedades 0.51157 Zapatos TELAS,ACCESORIOS Y SERV.VARIOS Botones 0.02251 Hilo para coser 0.03285 Lana 0.15362 Modista 0.21794 Tela de algodón 0.39523 Tela de lana 0.31493 Cierre a cremallera 0.01819 Reparación de calzado 0.12332 Subgrupos Grupos 1.27859 1.27859 7.15596 7.15596 VIVIENDA, COMBUSTIBLE Y ELECTRICIDAD Capítulos 11.26616 GASTOS POR LA VIVIENDA Alquiler 3.43329 Arena 0.28148 Artefactos sanitarios 0.25112 Azulejos 0.94712 Cemento 0.88630 Ladrillos 0.78183 Madera 0.19731 Pintura 0.37751 COMBUSTIBLE Y ELECTRICIDAD 4.11020 ELECTRICIDAD 2.49925 Electricidad 2.49925 COMBUSTIBLE 1.61095 Gas natural de red 0.55930 Carga para garrafa de gas 0.73019 Kerosene 0.25687 Carbón de leña 0.06459 EQUIPAMIENTO Y FUNCIONAMIENTO DEL HOGAR 5.24792 MUEBLES Y ACCESORIOS Cortinas 0.07328 Cama 0.17877 Chango para bebé 0.03528 Colchón 0.07754 Muebles de comedor 0.37661 Mesa para cocina 0.14121 Placard 0.15732 ARTEFACTOS Aspiradora 0.12874 Licuadora 0.03315 Cocina 0.22765 Estufa 0.09047 Heladera 0.23168 Lavaroopas 0.10293 Plancha 0.05680 187 1.04001 1.04001 0.89134 0.89134 Cuadro A.2 Composición del Indice de Precios al Consumidor, base 1974=100 Porcentajes respecto al total Sifón recargable Variedades 0.01992 ARTICULOS TEXTILES PARA EL HOGAR Frazada 0.14157 Repasador 0.03268 Sábana 0.26340 Toalla 0.08144 VAJILLA Cacerola 0.03442 Cubiertos 0.08288 Pava 0.01397 Platos 0.07256 Vasos 0.10646 Subgrupos Grupos 0.51909 0.51909 0.31029 0.31029 UTENSILIOS Y ACCESORIOS P/EL HOGAR Capítulos 0.25828 UTENSILIOS 0.20291 Balde 0.08098 Lámparas y tubos eléctricos 0.12193 HERRAMIENTAS Y OTROS 0.05537 Martillo 0.02017 Clavos 0.03520 BIENES Y SERVICIOS VARIOS 1.84679 BIENES VARIOS 1.59024 Cera 0.11903 Polvo limpiador 0.09385 Detergente 0.15083 Escoba 0.10744 Esponja de acero 0.04362 Fósforos 0.05152 Insecticida 0.11654 Jabón de lavar 0.51638 Lavandina 0.11976 Papel higiénico 0.16570 Pilas eléctricas 0.03547 Pomada para calzado 0.01796 Trapo de piso 0.05214 SERVICIOS VARIOS 0.25655 Tintorería 0.25655 SERV. DOMESTICOS PARA EL HOGAR 0.38212 Doméstica por hora 0.38212 0.38212 ATENCION MEDICA Y GASTOS DE SALUD 4.49129 MEDICAMENTOS Y ACCESORIOS 2.14181 MEDICAMENTOS 1.82846 Psicofármacos 0.24070 Antibióticos 0.63292 Anovulatorios 0.11671 Analgésicos 0.31913 188 Cuadro A.2 Composición del Indice de Precios al Consumidor, base 1974=100 Porcentajes respecto al total Variedades 0.08749 Colagogos y coleréticos Antiinflamatorios 0.05684 Hipotensores e hipertensores 0.08660 Laxantes y antidiarreicos 0.03372 Vitamínicos y fortificantes 0.35435 ELEMENTOS P/PRIMEROS AUXILIOS Subgrupos Grupos Capítulos 0.09013 Algodón hidrófilo 0.07014 Alcohol 0.01999 ACCESORIOS TERAPEUTICOS 0.22322 Anteojos recetados 0.22322 SERVICIOS MEDICOS Y AUXILIARES 2.34948 Aplicación de inyecciones 0.15666 Médico y dentista 1.96603 Análisis clínicos 0.22679 2.34948 TRANSPORTE Y COMUNICACIONES 8.65935 VEHICULOS PARA EL TRANSPORTE PERSONAL 1.07515 Automóvil 0.96011 Bicicleta 0.11504 FUNCIONAMIENTO DE LOS VEHICULOS PARA TRANSPORTE PERSONAL 1.07515 2.67317 PARTES, ACCESORIOS Y REPARACIONES 0.95152 Cubiertas para automóvil 0.29658 Reparación de automóvil 0.65494 NAFTA, ACEITE Y GRASA 1.33463 Aceite para automotor 0.03241 Nafta 1.30222 OTROS GASTOS 0.38702 Lavado y engrase 0.17106 Estacionamiento mensual 0.21596 GASTOS DE TRANSPORTE Omnibus corta distancia 3.44247 Taxímetro 0.25836 Subterráneo 0.09385 Tren corta distancia 0.69373 COMUNICACIONES Estampillas postales 0.04646 Teléfono 0.37616 4.48841 4.48841 0.42262 0.42262 1.36838 1.36838 ESPARCIMIENTO Y EDUCACION 6.44053 EQUIPOS, ACCESORIOS Y SUS REPARACIONES Flores 0.20928 Autitos de juguete 0.01975 Muñeca 0.21658 Bloquecitos para armar 0.07675 Pelota de fútbol 0.07741 Discos 0.16578 189 Cuadro A.2 Composición del Indice de Precios al Consumidor, base 1974=100 Porcentajes respecto al total Variedades 0.12536 Rollo fotográfico Radio portátil 0.03108 Televisor 0.15581 Tocadiscos 0.29058 SERVICIOS CULTURALES Y DE ESPARCIMIENTO Entrada de fútbol 0.14034 Entrada de cine 0.78892 Fotos 0.11362 VACACIONES Y TURISMO Viaje de turismo organizado 0.55857 Hotel en zona de turismo 0.81665 LIBROS, PERIODICOS, REVISTAS Y ART. DE LIBRERIA Adhesivo vinílico 0.01096 Cuaderno escolar 0.14514 Bolígrafo 0.04207 Libro de lectura 0.33367 Lápiz negro 0.02800 Diario 0.72655 Revista 0.29235 SERVICIOS EDUCATIVOS Escuela primaria privada 0.78564 Maestra particular 0.28967 Subgrupos Grupos 1.04288 1.04288 1.37522 1.37522 1.57874 1.57874 1.07531 1.07531 BIENES Y SERVICIOS VARIOS Capítulos 6.66633 TABACO 2.49359 Cigarrillos 2.49359 2.49359 CUIDADO PERSONAL 1.77289 BIENES PARA CUIDADO PERSONAL 1.20065 Crema de afeitar 0.06059 Crema de belleza 0.08049 Dentífrico 0.14693 Desodorante 0.15025 Esmalte para uñas 0.04455 Fijador para el cabello 0.10627 Hojas de afeitar 0.14458 Jabón de tocador 0.26889 Lápiz de labios 0.04711 Talco 0.05046 Champú 0.10053 SERVICIOS PARA CUIDADO PERSONAL 0.57224 Peluquería para mujer 0.39177 Peluquería para hombre 0.18047 BIENES VARIOS 0.59885 Billetera para hombre 0.03655 Cartera de mujer 0.24197 Artículos de joyería y relojería 0.27317 190 0.59885 Cuadro A.2 Composición del Indice de Precios al Consumidor, base 1974=100 Porcentajes respecto al total Portafolios Variedades 0.04716 OTROS SERVICIOS Subgrupos 1.80100 Seguro de automóvil 0.37204 Cuota mensual de club 0.71340 Copias electrostáticas 0.02282 Planes privados de salud 0.69274 Grupos Capítulos 1.80100 Los porcentajes de gasto proviene de la encuesta de gastos de los hogares realizada entre octubre de 1970 y septiembre de 1971, y corresponden a familias cuyo jefe es obrero o empleado en la industria o el comercio, domiciliadas en la Capital Federal o en el conurbano bonaerense, con 2 a 7 miembros, y con ingresos mensuales entre 250 y 1500 pesos de 1970-71 para los hogares con jefe obrero, y entre 300 y 2500 pesos para los hogares con jefe empleado. Fuente: Instituto Nacional de Estadística y Censos, Indice de Precios al Consumidor, Base 1974=100 Informe metodológico. Buenos Aires, sin fecha (publicado en 1977). 191 Cuadro A.3 Indice de Precios al Consumidor, Base 1988=100 Ponderaciones y valor del índice en julio de 1995 Ponderaciones CAPITULO, GRUPO, SUBGRUPO Y VARIEDAD NIVEL GENERAL Variedades Subgrupos Grupos 100.00000% 100.000% 100.000% 1. ALIMENTOS Y BEBIDAS 5.326% 1.1. Cereales y derivados 1.539% 1.1.1. Pan fresco PAN FRANCES HASTA 12 PIEZAS 1.32920% PAN FRANCES MAS DE 12 PIEZAS 0.20972% 100.000% 321958,23 40.102% 275257,56 273369,30 275085,88 277680,83 258639,17 0.260% 1.1.2. Pan envasado Capítulos IPC: Número índice de Julio 1995 255057,42 PAN LACTAL 0.13765% 244849,90 PAN RALLADO 0.05190% 283909,72 PAN DE SALVADO 0.07067% 253749,13 0.417% 1.1.3. Facturas FACTURA DE MANTECA 0.20837% FACTURA DE GRASA 0.20837% 335268,78 336579,13 0.393% 1.1.4. Galletiras dulces 335923,96 200035,17 GALLETITAS DULCES SUELTAS 0.30076% 198816,50 GALLETITAS DULCES ENVASADAS C/RELLENO 0.04628% 220066,78 GALLETITAS DULCES ENVASADAS S/RELLENO 0.04628% 187923,37 0.522% 1.1.5. Galletitas saladas 241696,75 GALLETITAS DE AGUA ENVASADAS 0.08308% 192553,12 GALLETITAS DE HARINA INTEGRAL 0.03428% 166256,61 GALLETA TIPO MARINERA 0.08904% 338514,66 GALLETITAS DE AGUA SUELTAS 0.31555% 235511,43 0.441% 1.1.6. Productos de pastelería 329043,40 MERENGUE 0.15622% 360195,49 TARTA DULCE 0.20582% 305076,95 MASAS SECAS 0.07900% 329883,62 0.338% 1.1.7. Arroz ARROZ GRANO SIMPLE 0.16284% ARROZ GRANO DOBLE 0.17562% 283683,40 261914,62 0.197% 1.1.8. Harinas de trigo 272388,09 233344,40 HARINA DE TRIGO COMUN 0.13148% 215309,24 HARINA DE TRIGO LEUDANTE 0.04586% 192975,55 SEMOLA 0.01980% 446619,67 0.062% 1.1.9. Otras harinas 211503,52 HARINA DE MAIZ COCIMIENTO RAPIDO 0.04017% 218790,78 FECULA DE MAIZ 0.01446% 209017,40 AVENA ARROLLADA 0.00695% 174567,85 0.415% 1.1.10. Fideos secos FIDEOS SECOS SOPEROS 0.20734% FIDEOS SECOS TIPO TALLARIN 0.20734% 250441,94 216511,18 0.501% 1.1.11. Pastas frescas 233476,56 316293,86 RAVIOLES 0.31037% 313581,60 CANELONES 0.02338% 402764,28 TORTELETIS 0.03812% 364527,00 FIDEOS FRESCOS 0.12884% 292862,67 192 Cuadro A.3 Indice de Precios al Consumidor, Base 1988=100 Ponderaciones y valor del índice en julio de 1995 Ponderaciones CAPITULO, GRUPO, SUBGRUPO Y VARIEDAD Variedades Subgrupos Grupos 0.241% 1.1.12. Masas precocidas y tapas Capítulos IPC: Número índice de Julio 1995 289793,37 TAPAS PARA EMPANADAS 0.10414% 301470,45 PREPIZZA 0.08418% 259173,17 TAPAS PARA TARTAS 0.05263% 315667,25 10.013% 1.2. Carnes 0.169% 1.2.1. Achuras y menudencias 228900,82 212782,41 HIGADO 0.08410% 182229,31 MONDONGO 0.03730% 218581,00 RIÑON DE VACA 0.01669% 267543,24 LENGUA DE VACA 0.03063% 259775,01 3.257% 1.2.2. Carne vacuna (cortes delanteros) 227369,93 ASADO 0.79896% 262048,72 OSOBUCO 0.27592% 219697,82 VACIO 0.33515% 247868,37 PALETA 0.90906% 213311,42 CARNE PICADA 0.54875% 202416,39 CARNAZA COMUN 0.38908% 211983,57 2.975% 1.2.3. Carne vacuna (cortes traseros) 234902,70 NALGA 0.88243% 235685,90 CUADRIL 0.67257% 238141,38 BIFE ANGOSTO 0.73480% 226557,01 BOLA DE LOMO 0.26340% 226682,77 PECETO 0.21114% 268084,98 CUADRADA 0.21042% POLLO ENTERO 227403,64 1.464% 1.2.4. Carne de ave 1.46361% 165907,08 0.398% 1.2.5. Pescado y mariscos frescos 165907,08 258950,71 FILET DE MERLUZA 0.32102% 248084,78 CALAMAR ENTERO 0.02729% 252606,74 GATUSO 0.03555% 338497,22 CORVINA 0.01417% 317793,00 0.170% 1.2.6. Carne porcina y ovina COSTELETA DE CERDO 0.12038% PIERNA DE CORDERO 0.04984% 276210,87 270114,85 0.803% 1.2.7. Fiambres 274425,90 289699,11 JAMON COCIDO 0.31524% 282349,99 JAMON CRUDO 0.13002% 357124,49 MORTADELA 0.03005% 302065,35 PALETA COCIDA 0.10788% 259937,70 SALCHICHON 0.06987% 269478,90 SALAMIN 0.06748% 278096,76 SALAME DE MILAN 0.08264% 272578,66 0.670% 1.2.8. Embutidos, conservas y prep. de carne 256567,10 CHORIZO FRESCO 0.19412% 276825,36 SALCHICHA TIPO VIENA 0.19742% 227659,15 MORCILLA COMUN 0.04014% 296510,12 193 Cuadro A.3 Indice de Precios al Consumidor, Base 1988=100 Ponderaciones y valor del índice en julio de 1995 Ponderaciones CAPITULO, GRUPO, SUBGRUPO Y VARIEDAD Variedades Subgrupos Grupos Capítulos IPC: Número índice de Julio 1995 SALCHICHA CRIOLLA 0.03126% 287480,33 HAMBURGUESAS ENVASADAS 0.16901% 269920,51 PICADILLO DE CARNE 0.03772% 175658,88 0.108% 1.2.9. Conservas de pescado 182534,74 CABALLA EN ACEITE O NATURAL 0.03343% 166569,08 SARDINAS EN ACEITE COMUN 0.03166% 238814,71 ATUN EN ACEITE COMUN 0.04316% 153612,19 0.952% 1.3. Aceites y grasas 0.674% 1.3.1. Aceite mezcla ACEITE MEZCLA 201628,42 0.67432% 201628,42 0.169% 1.3.2. Aceite puro 192079,70 149709,79 ACEITE DE MAIZ 0.11108% 139044,22 ACEITE DE UVA 0.05752% 170306,09 0.109% 1.3.3. Margarina y otras grasas 198512,96 MARGARINA UNTABLE 0.06655% 189705,91 MARGARINA PARA COCINAR 0.02310% 194438,35 GRASA VACUNA 0.01984% 232794,03 4.876% 1.4. Lácteos y huevos 1.347% 1.4.1. Leche fresca 233082,39 234379,22 LECHE FRESCA ENTERA 1.26261% 234439,33 LECHE FRESCA DESCREMADA 0.05383% 237985,98 LECHE LARGA DURACION 0.03060% 225554,08 0.095% 1.4.2. Leche en polvo 201447,05 LECHE EN POLVO ENTERA 0.08006% 196673,58 LECHE EN POLVO DESCREMADA 0.01530% 226426,79 0.924% 1.4.3. Quesos blandos y untables 238523,86 QUESO FRESCO TIPO QUARTIROLO 0.65348% 229933,38 QUESO FRESCO PORT SALUT 0.11917% 264060,85 QUESO PARA UNTAR 0.15127% 255517,47 0.365% 1.4.4. Quesos semiduros 268275,03 QUESO TIPO PATE GRAS 0.16868% 258196,52 QUESO DE MAQUINA 0.11750% 263024,82 QUESO TIPO FONTINA 0.05364% 296964,65 QUESO DE POSTRE 0.02492% 299503,39 0.345% 1.4.5. Quesos duros 276577,70 QUESO REGGIANITO 0.10197% 279328,63 QUESO SARDO 0.11395% 288683,34 QUESO RALLADO ENVASADO 0.06170% 249321,30 QUESO PROVOLONE 0.06741% 276901,35 0.357% 1.4.6. Manteca y crema MANTECA 0.31722% CREMA DE LECHE 0.03950% 203435,87 220369,69 0.622% 1.4.7. Yogurt y postres lácteos 205310,97 250515,87 DULCE DE LECHE 0.18612% 181804,72 YOGHOURT ENTERO 0.35044% 290663,01 YOGHOURT DESCREMADO 0.03342% 267126,70 194 Cuadro A.3 Indice de Precios al Consumidor, Base 1988=100 Ponderaciones y valor del índice en julio de 1995 Ponderaciones CAPITULO, GRUPO, SUBGRUPO Y VARIEDAD POSTRE LACTEO Variedades Grupos 0.05220% 193456,04 0.82120% 193456,04 2.677% 1.5. Frutas 2.415% 1.5.1. Frutas frescas Capítulos 215347,41 0.821% 1.4.8. Huevos HUEVOS DE GALLINA Subgrupos IPC: Número índice de Julio 1995 223286,29 216023,91 MANZANA DELICIOSA 0.68476% 241953,08 MANZANA VERDE 0.05727% 242070,45 NARANJA 0.41981% 243936,91 BANANA 0.28384% 203438,69 LIMON 0.05802% 228154,69 MANDARINA 0.27589% 233307,34 DURAZNO 0.16439% 31044,08 UVA 0.15943% 221900,97 PERA 0.14259% 241309,19 POMELO 0.06519% 246782,56 CIRUELA 0.04281% 206058,67 MELON 0.03366% 51928,21 ANANA 0.02713% 103447,64 0.262% 1.5.2. Frutas en conserva 290104,33 DURAZNOS EN ALMIBAR 0.11535% 225877,59 ACEITUNAS VERDES 0.06371% 419166,27 CIRUELAS SECAS 0.04751% 328960,48 NUECES 0.03589% 215991,96 3.367% 1.6. Verduras, tubérculos y legumbres 2.875% 1.6.1. Verduras y legumbres frescas 291273,83 309949,85 PAPA 0.66126% 403758,63 BATATA COLORADA 0.09205% 377736,84 TOMATE REDONDO 0.58649% 166869,24 TOMATE PERITA 0.06360% 156880,33 CEBOLLA COMUN 0.22523% 409809,44 LECHUGA CRIOLLA 0.31209% 371304,83 ZANAHORIA 0.15520% 334623,86 ZAPALLO TIPO ANKO 0.14019% 230916,04 AJI MORRON 0.13137% 210982,86 ZAPALLITO REDONDO 0.13093% 314097,91 ACELGA 0.11575% 288305,22 CHAUCHA 0.09147% 259326,77 REMOLACHA 0.03885% 350255,01 BERENJENA NEGRA 0.03648% 215242,14 AJO 0.05587% 547981,72 REPOLLO BLANCO 0.02164% 281176,26 PEPINO 0.01642% 297617,51 0.492% 1.6.2. Verduras y legumbres en conserva 182126,46 TOMATES AL NATURAL 0.24452% 159918,56 ARVEJAS AL NATURAL 0.08496% 152565,80 PURE O PULPA DE TOMATES 0.11449% 194679,90 195 Cuadro A.3 Indice de Precios al Consumidor, Base 1988=100 Ponderaciones y valor del índice en julio de 1995 Ponderaciones CAPITULO, GRUPO, SUBGRUPO Y VARIEDAD LENTEJAS SECAS Variedades Subgrupos 0.04795% 1.464% 1.7.1. Azúcar 140728,91 0.545% 92270,29 0.337% 199909,04 0.54490% 1.7.2. Dulces Capítulos 317777,45 1.7. Azúcar, dulces y cacao AZUCAR BLANCO Grupos IPC: Número índice de Julio 1995 92270,29 MERMELADA 0.13518% 195065,99 MIEL 0.05445% 234364,60 DULCE DE BATATA 0.09481% 193863,01 DULCE DE MEMBRILLO 0.05291% 187655,12 0.276% 1.7.3. Golosinas 179062,11 CARAMELOS ENVASADOS 0.06509% 180849,78 CARAMELOS SUELTOS 0.09716% 222065,59 PASTILLAS 0.05061% 170841,78 CHICLETS 0.06349% 117973,21 0.306% 1.7.4. Cacao y sus derivados 127153,22 CHOCOLATIN 0.10689% 93823,56 CACAO EN POLVO 0.12292% 110076,69 BOMBONES 0.04411% 250443,28 CHOCOLATE PARA TAZA 0.03196% 134156,98 1.428% 1.8. Infusiones 0.784% 1.8.1. Café 174198,24 210299,52 CAFE ENVASADO 0.52602% 222213,71 CAFE SUELTO 0.08085% 208216,89 CAFE SOLUBLE 0.17741% TE EN SAQUITOS 0.11431% TE EN HEBRAS 0.02970% 199521,13 192230,96 227584,18 0.500% 1.8.3. Yerba mate YERBA MATE 175923,64 0.144% 1.8.2. Té 110230,40 0.49963% 110230,40 0.382% 1.9. Condimentos 0.157% 1.9.1. Sal y especias 224005,20 241300,25 SAL FINA 0.04779% 267531,00 SAL GRUESA 0.01919% 294579,96 PIMENTON 0.02173% 261706,22 OREGANO 0.02339% 241568,62 AJI MOLIDO 0.02245% 238088,11 PIMIENTA BLANCA 0.02241% 122866,30 0.225% 1.9.2. Aderezos 211963,67 VINAGRE DE VINO 0.02488% 245128,06 VINAGRE DE MANZANA 0.02077% 247964,71 MAYONESA 0.16362% 200768,26 KETCHUP 0.00391% 203495,89 MOSTAZA 0.01226% 235796,07 0.251% 1.10. Alimentos semipreparados 0.142% 1.10.1. Caldos y sopas concentrados CALDO CONCENTRADO 0.12009% 196 174074,24 197254,61 198863,63 Cuadro A.3 Indice de Precios al Consumidor, Base 1988=100 Ponderaciones y valor del índice en julio de 1995 Ponderaciones CAPITULO, GRUPO, SUBGRUPO Y VARIEDAD SOPA CONCENTRADA Variedades Subgrupos Grupos 0.02226% 188575,04 0.109% 1.10.2. Polvos para postres Capítulos IPC: Número índice de Julio 1995 143809,60 POLVO PARA GELATINA 0.04760% 146571,33 POLVO PARA FLAN 0.03215% 133190,67 POLVO PARA BIZCOCHUELO 0.02927% 150982,04 1.032% 1.11. Alimentos preparados 0.448% 1.11.1. Comidas preparadas 337689,78 379961,09 SANDWICH DE MIGA 0.13953% 393761,42 ENSALADA RUSA 0.08415% 543969,06 POLLO ASADO 0.11448% 220904,72 MILANESA DE CARNE VACUNA 0.05597% 538665,58 PAPAS FRITAS ENVASADAS 0.05385% 261118,76 0.423% 1.11.2. Empanadas y pizzas PIZZA COMUN ENTERA 0.30745% EMPANADA DE CARNE 0.11577% 329373,91 321106,63 351330,34 0.161% 1.11.3. Helados HELADO COMUN SUELTO 0.10997% HELADO COMUN ENVASADO 0.05115% 242010,37 256842,71 210122,30 2.115% 1.12. Bebidas no alcohólicas 1.092% 1.12.1. Gaseosas 273735,46 263822,03 GASEOSA BASE COLA 0.65523% 256914,46 GASEOSA BASE CITRUS 0.32762% 270212,89 GASEOSA BASE TONICA 0.10921% 286094,95 0.436% 1.12.2. Jugos y refrescos 221990,17 JUGO DE FRUTA PURO 0.17504% 281808,57 JUGO DE FRUTA CONCENTRADO 0.17504% 222431,30 POLVO PARA JUGO 0.08602% 99368,02 0.587% 1.12.3. Soda y agua mineral 330633,48 SODA EN SIFON 0.24847% 388869,87 SODA EN BOTELLA 0.24847% 287843,38 AGUA MINERAL 0.08993% 287957,99 1.698% 1.13. Bebidas alcohólicas 1.353% 1.13.1. Vino VINO COMUN 1.21286% VINO RESERVA 0.14062% 396747,71 406167,04 315507,06 0.137% 1.13.2. Cerveza CERVEZA COMUN 0.11445% CERVEZA ESPECIAL 0.02220% 232841,73 230012,80 247428,37 0.208% 1.13.3. Otras bebidas alcohólicas 359046,07 196851,04 WHISKY 0.07146% 114827,08 VERMOUTH 0.07151% 277755,20 SIDRA 0.05061% 185529,30 GINEBRA 0.01471% 240966,08 4.519% 1.14. Alimentos fuera del hogar 0.921% 1.14.1. Refrigerio DESAYUNO 0.06171% 197 502555,21 505585,90 534803,04 Cuadro A.3 Indice de Precios al Consumidor, Base 1988=100 Ponderaciones y valor del índice en julio de 1995 Ponderaciones CAPITULO, GRUPO, SUBGRUPO Y VARIEDAD REFRIGERIO Variedades Subgrupos Grupos Capítulos 0.85950% 503488,04 3.598% 1.14.2. Almuerzo IPC: Número índice de Julio 1995 501779,19 ALMUERZO 1.97251% 520904,75 ALMUERZO EN LUGAR DE TRABAJO 1.62521% 478566,64 9.412% 2. INDUMENTARIA 0.587% 2.1. Ropa interior 0.190% 2.1.1. Ropa interior de hombre 188825,52 338994,65 344129,97 CALZONCILLO DE HOMBRE 0.06945% 356584,38 MEDIAS DE HOMBRE 0.06091% 402829,08 PIJAMA DE HOMBRE (VERANO) 0.01311% 150263,74 PIJAMA DE HOMBRE (INVIERNO) 0.01311% 153363,17 CAMISETA DE HOMBRE 0.03343% 362126,27 0.249% 2.1.2. Ropa interior de mujer 308652,36 MEDIAS DE MUJER 0.08897% 279601,45 BOMBACHA 0.06464% 353383,34 CORPIÑO 0.04734% 452732,95 CAMISON DE MUJER (VERANO) 0.02416% 107651,95 CAMISON DE MUJER (INVIERNO) 0.02416% 214595,29 0.148% 2.1.3. Ropa interior de niño o niña 383458,03 MEDIAS DE NIÑO 0.04237% 533367,51 PAÑAL 0.02487% 395455,39 PIJAMA DE NIÑO (VERANO) 0.00800% 139211,22 PIJAMA DE NIÑO (INVIERNO) 0.00800% 222766,59 BATITA 0.01570% 417806,73 BOMBACHA 0.02191% 321638,73 CALZONCILLO DE NIÑO 0.00967% 369853,00 CAMISETA DE NIÑO (VERANO) 0.00882% 219416,04 CAMISETA DE NIÑO (INVIERNO) 0.00882% 267935,70 5.541% 2.2. Ropa exterior 2.575% 2.2.1. Ropa exterior de hombre 133551,44 172056,49 PANTALON CLASICO DE HOMBRE (VERANO) 0.21672% 124547,31 PANTALON CLASICO DE HOMBRE (INVIERNO) 0.21672% 115630,14 PULOVER PARA HOMBRE 0.21097% 127543,82 PANTALON DE TELA DE JEAN DE HOMBRE 0.40553% 237585,07 EQUIPO PARA DEPORTE DE HOMBRE 0.14359% 213529,89 CAMISA DE VESTIR DE HOMBRE 0.44257% 253357,62 CHOMBA,REMERA,BUZO DE HOMBRE (VERANO) 0.09802% 130857,44 CHOMBA,REMERA,BUZO DE HOMBRE (INVIERNO) 0.09802% 113623,03 TRAJE,AMBO (VERANO) 0.07775% 157451,93 TRAJE,AMBO (INVIERNO) 0.07775% 110877,78 SACO SPORT DE HOMBRE (VERANO) 0.06746% 162117,69 SACO SPORT DE HOMBRE (INVIERNO) 0.06746% 167407,01 TRAJE DE BAÑO DE HOMBRE 0.03926% 145526,27 CAMPERA DE HOMBRE (VERANO) 0.17649% 129713,04 CAMPERA DE HOMBRE (INVIERNO) 0.17649% 85318,58 198 Cuadro A.3 Indice de Precios al Consumidor, Base 1988=100 Ponderaciones y valor del índice en julio de 1995 Ponderaciones CAPITULO, GRUPO, SUBGRUPO Y VARIEDAD Variedades Subgrupos Grupos Capítulos IPC: Número índice de Julio 1995 SOBRETODO CLASICO 0.03173% 103027,18 PAÑUELO DE MANO PARA HOMBRE 0.01174% 363693,27 CORBATA PARA HOMBRE 0.01657% 402130,05 2.189% 2.2.2. Ropa exterior de mujer 87748,76 PULOVER O CHALECO DE MUJER 0.27856% 87544,87 BLUSA,CAMISA DE MUJER 0.33129% 12838,50 PANTALON DE MUJER (VERANO) 0.14651% 46510,37 PANTALON DE MUJER (INVIERNO) 0.14651% 81944,62 PANTALON DE TELA DE JEAN DE MUJER 0.21567% 218675,88 POLLERA (VERANO) 0.09980% 65221,31 POLLERA (INVIERNO) 0.09980% 81075,54 REMERA,BUZO DE MUJER (VERANO) 0.09263% 44157,29 REMERA,BUZO DE MUJER (INVIERNO) 0.09263% 112706,66 VESTIDO O CONJUNTO PARA MUJER (VERANO) 0.07015% 13136,08 VESTIDO O CONJUNTO PARA MUJER (INVIERNO) 0.07015% 57405,91 EQUIPO PARA DEPORTE DE MUJER 0.15735% 213336,04 TRAJE DE BAÑO DE MUJER 0.04195% 94575,32 CAMPERA DE MUJER (VERANO) 0.12108% 126351,09 CAMPERA DE MUJER (INVIERNO) 0.12108% 55352,16 ABRIGO DE MUJER 0.10391% 37052,56 0.777% 2.2.3. Ropa exterior de niño o niña 134993,66 CONJ.PANTALON-REMERA/BUZO NIÑO, VERANO 0.09481% 116060,88 CONJ.PANTALON-REMERA/BUZO NIÑO, INVIERNO 0.09481% 160647,72 PULOVER PARA NIÑO 0.05177% 111792,95 PANTALON DE TELA DE JEAN DE NIÑO 0.07137% 186547,96 PANTALON PARA NIÑO (VERANO) 0.04296% 66645,13 PANTALON PARA NIÑO (INVIERNO) 0.04296% 124326,04 VESTIDO O CONJUNTO PARA NIÑA (VERANO) 0.03211% 30739,90 VESTIDO O CONJUNTO PARA NIÑA (INVIERNO) 0.03211% 98951,98 CHOMBA,REMERA,BUZO DE NIÑO (VERANO) 0.03325% 70510,16 CHOMBA,REMERA,BUZO DE NIÑO (INVIERNO) 0.03325% 129079,59 CAMISA PARA NIÑO 0.05071% 69581,61 GUARDAPOLVO ESCOLAR 0.04894% 299784,34 CAMPERA PARA NIÑO (VERANO) 0.02749% 91989,24 CAMPERA PARA NIÑO (INVIERNO) 0.02749% 73525,74 ENTERITO-OSITO (VERANO) 0.04374% 151579,17 ENTERITO-OSITO (INVIERNO) 0.04374% 194796,97 MANTILLA O PAÑOLETA 0.00342% 447984,60 BABERO 0.00180% 600549,07 2.188% 2.3. Calzado 0.260% 2.3.1. Calzado para hombre 247434,34 299037,43 ZAPATO MOCASIN CLASICO 0.16774% 310036,80 ZAPATO ACORDONADO 0.03382% 292067,72 ZAPATO TIPO SLACK O ESCARPIN 0.05857% ZAPATO SPORT 271562,50 0.751% 2.3.2. Calzado para mujer 0.19731% 199 155207,12 120251,71 Cuadro A.3 Indice de Precios al Consumidor, Base 1988=100 Ponderaciones y valor del índice en julio de 1995 Ponderaciones CAPITULO, GRUPO, SUBGRUPO Y VARIEDAD Variedades Subgrupos Grupos Capítulos IPC: Número índice de Julio 1995 BOTA 0.13708% 98685,95 ZAPATO DE VESTIR 0.33902% 211114,50 SANDALIA 0.07710% 99321,81 0.163% 2.3.3. Calzado de niño o niña 275432,41 ZAPATO PARA NIÑA TIPO GUILLERMINA 0.05623% 310081,05 ZAPATO PARA NIÑA TIPO GACELA 0.02444% 237552,13 SANDALIA PARA NIÑA 0.01990% 162046,65 ZAPATO TIPO MOCASIN DE NIÑO 0.03749% 308411,86 ZAPATO ACORDONADO PARA NIÑO 0.02444% 275313,93 0.680% 2.3.4. Calzado deportivo para adultos 292460,07 ZAPATILLAS DE CUERO PARA ADULTO 0.21147% 258719,10 ZAPATILLAS DE TELA PARA ADULTO 0.45571% 308720,83 OJOTAS PARA ADULTO 0.01238% 270237,24 0.335% 2.3.5. Calzado deportivo para niños 309071,72 ZAPATILLAS DE CUERO PARA NIÑO/A 0.13475% 301160,38 ZAPATILLAS DE TELA PARA NIÑO/A 0.17970% 311177,52 BOTITAS PARA LLUVIA (NIÑO) 0.02053% 342572,87 0.451% 2.4. Telas, hilados y mercería 0.285% 2.4.1. Telas 234910,86 228994,07 LANA TIPO SARGA O GABARDINA 0.03801% 194982,17 ALGODON TIPO GABARDINA 0.08474% 199915,73 ALGODON TIPO VOILE 0.08474% 240694,26 SINTETICO PURO,JERSEY 0.04048% 271062,09 SINTETICO PURO,TAFETA 0.03744% 257367,44 0.119% 2.4.2. Hilados para tejer LANA MERINO PURA 0.08289% LANA MEZCLA 0.03628% 248986,73 239381,97 270934,31 0.047% 2.4.3. Artículos de mercería 235155,06 CIERRE DE NYLON 0.00722% 161523,37 AGUJA 0.01433% 231762,56 HILO 0.02507% 258307,97 0.409% 2.5. Accesorios para vestir 0.252% 2.5.1. Artículos de marroquinería 272245,94 267197,44 CARTERA DE MUJER DE CUERO DE VACA 0.06054% 191593,53 CARTERA DE MUJER SINTETICA O GOMA 0.04915% 245998,17 CINTURON PARA HOMBRE 0.01980% 361245,68 PARAGUAS PARA HOMBRE 0.02460% 142782,02 PORTAFOLIOS 0.02183% 284778,42 PORTADOCUMENTOS 0.02657% 455344,54 BOLSO PARA DEPORTES 0.04915% 296372,54 0.158% 2.5.2. Artículos de joyería y relojería 280304,45 RELOJ DESPERTADOR 0.08143% 234346,14 JUEGO DE ALIANZAS 0.04793% 209101,57 CADENA 0.02829% 533264,06 0.235% 2.6. Servicios para la indumentaria 0.235% 2.6.1. Confección y reparación 200 337063,22 337063,22 Cuadro A.3 Indice de Precios al Consumidor, Base 1988=100 Ponderaciones y valor del índice en julio de 1995 Ponderaciones CAPITULO, GRUPO, SUBGRUPO Y VARIEDAD Variedades Subgrupos Grupos Capítulos IPC: Número índice de Julio 1995 HECHURA O REFORMA DE ROPA 0.10222% 337061,91 REPARACION DE CALZADO 0.13311% 337064,23 8.541% 3. VIVIENDA 2.329% 3.1. Alquiler ALQUILER 425543,13 2.329% 3.1.1. Alquiler de la vivienda 425543,13 2.32916% 425543,13 2.002% 3.2. Reparación y mantenimiento de la vivienda 435147,03 2.002% 3.2.1. Materiales y mano de obra 326725,34 435147,03 PINTURA 0.28603% 370121,27 MANO DE OBRA P/EMPAPELADO 0.25537% 1297226,49 MANO DE OBRA P/ALBAÑILERIA 0.49782% 290421,06 PUERTA INTERIOR PLACA 0.04440% 282609,00 ARTEFACTOS SANITARIOS 0.06532% 471314,94 JUEGO DE CANILLAS 0.07499% 385870,24 CAÑO PARA GAS 0.04492% 302923,98 CABLE ELECTRICO 0.04382% 677920,95 VENTANA METALICA 0.04440% 382420,74 ARENA 0.16131% 267595,86 CEMENTO 0.16131% 160567,94 LADRILLO 0.16131% 373602,34 CERAMICA 0.16131% 171648,63 4.210% 3.3. Electricidad y otros servicios ELECTRICIDAD 220486,50 1.927% 3.3.1. Electricidad 191760,06 1.92691% 191760,06 2.283% 3.3.2. Gas, serv. sanitarios y otros 244732,38 GAS NATURAL POR RED 0.94313% 293022,84 GAS EN GARRAFA 0.52934% 232707,29 QUEROSEN 0.07421% 169102,33 OBRAS SANITARIAS 0.73632% 199145,86 8.581% 4. EQUIPAMIENTO Y FUNCIONAMIENTO DEL HOGAR 1.097% 4.1. Muebles y accesorios 1.097% 4.1.1. Muebles y accesorios 375968,14 351527,60 351527,60 MESA PARA COCINA 0.06114% 371084,02 SILLA PARA COCINA 0.07123% 291397,37 SILLONES PARA LIVING 0.13362% 405698,79 AMOBLAMIENTO PARA COCINA 0.10527% 223052,25 COLCHON 0.12961% 368282,61 CAMA 0.08666% 319885,04 PLACARD 0.11704% 371940,36 JUEGO DE DORMITORIO 0.14193% 397984,37 SILLA DE PASEO 0.01869% 244012,33 MESA PARA COMEDOR 0.07727% 340656,75 SILLA PARA COMEDOR 0.07727% 440486,24 MODULAR 0.07727% 311875,19 201 Cuadro A.3 Indice de Precios al Consumidor, Base 1988=100 Ponderaciones y valor del índice en julio de 1995 Ponderaciones CAPITULO, GRUPO, SUBGRUPO Y VARIEDAD Variedades Subgrupos Grupos 1.191% 4.2. Artefactos domésticos 0.487% 4.2.1. Electrodomésticos Capítulos IPC: Número índice de Julio 1995 177117,26 229448,32 HELADERA 0.25617% 223210,50 ESTUFA ELECTRICA 0.02371% 346344,83 CAFETERA ELECTRICA 0.00449% 198946,00 PLANCHA 0.00980% 243465,10 LAVARROPAS 0.13326% 222370,39 TURBO O VENTILADOR 0.02736% 220236,53 ASPIRADORA 0.02494% 246202,81 PROCESADORA DE ALIMENTOS 0.00731% 175186,55 0.153% 4.2.2. Artefactos a gas 253112,41 TERMOTANQUE A GAS 0.04336% 264882,42 CALEFACTOR A GAS 0.03921% 240412,58 COCINA 0.07058% 252936,84 0.550% 4.2.3. Radio y TV TV COLOR 0.45313% RADIOGRABADOR 0.09731% 109671,75 107431,07 120105,76 0.883% 4.3. Textiles y accesorios para decoración 0.710% 4.3.1. Blanco y mantelería 320965,47 321249,14 COLCHA 0.14380% 290547,63 JUEGO DE SABANAS 0.32523% 302214,88 FRAZADA DE LANA 2 PLAZAS 0.04411% 360911,11 TOALLA 0.07523% 387506,02 REPASADOR 0.02698% 413349,76 JUEGO DE MANTEL 0.05011% 305964,68 FRAZADA DE FIBRA SINTETICA 1 1/2 PLAZAS 0.04411% 370035,23 0.174% 4.3.2. Cortinas, alfombras y accesorios 319806,36 CORTINA PARA BAÑO 0.00633% 177458,33 ADORNO 0.02380% 312978,50 ARTEFACTO PARA ILUMINACION 0.05170% 355028,47 ALFOMBRA 0.01867% 260930,88 TELA PARA CORTINA 0.07316% 324479,71 0.397% 4.4. Menaje 0.191% 4.4.1. Bateria de cocina y cubiertos 389017,63 402514,37 SARTEN 0.00998% 478140,54 CACEROLA 0.03314% 588840,55 PAVA 0.02184% 409525,43 PIZZERA 0.02291% 437890,35 JARRO 0.03314% 428957,23 JUEGO DE CUBIERTOS 0.04885% 249078,99 ESCURRIDOR DE PLASTICO 0.00668% 291941,14 CUCHILLO PARA COCINA 0.01419% 364840,19 0.206% 4.4.2. Cristalería y loza 376539,29 TAZA Y PLATO PARA TE 0.06688% 334217,21 PLATO PLAYO 0.06688% 358280,67 JUEGO DE VASOS 0.04895% 420305,50 202 Cuadro A.3 Indice de Precios al Consumidor, Base 1988=100 Ponderaciones y valor del índice en julio de 1995 Ponderaciones CAPITULO, GRUPO, SUBGRUPO Y VARIEDAD BOLS Variedades Subgrupos Grupos 0.02358% 457525,50 1.807% 4.5. Artículos de limpieza y mantenimiento 0.473% 4.5.1. Jabones de limpieza Capítulos IPC: Número índice de Julio 1995 189540,30 213357,09 POLVO JABONOSO ESPECIAL 0.16216% 235949,09 DETERGENTE SINTETICO EN POLVO 0.16216% 213830,78 JABON EN PAN 0.14909% 188268,52 0.640% 4.5.2. Detergentes y desinfectantes 185568,69 DETERGENTE LIQUIDO 0.20872% 147393,06 LAVANDINA 0.14775% 195114,02 POLVO LIMPIADOR 0.04638% 240052,88 LIQUIDO LIMPIADOR DESENGRASANTE 0.05918% 237482,76 LIQUIDO DESODORANTE Y DESINFECTANTE 0.05918% 191677,60 INSECTICIDA 0.11840% 190609,71 167521,91 0.235% 4.5.3. Artículos para mantenimiento CERA 0.07168% 191813,46 BRILLO LIQUIDO 0.07168% 148684,72 APRESTO 0.03879% 149156,32 LUSTRAMUEBLES 0.03723% 163710,93 POMADA PARA CALZADO 0.01606% 196381,72 0.222% 4.5.4. Artículos descartables 155914,93 BOLSAS PARA RESIDUOS 0.14988% 148738,95 FOSFOROS 0.05038% 172068,70 SERVILLETAS DE PAPEL 0.02182% 167914,15 0.236% 4.5.5. Utensilios de limpieza 206114,86 TRAPO DE PISO 0.06956% 253921,99 BALDE 0.10747% 196745,52 FIBRA ESPONJA 0.05928% 167002,40 2.870% 4.6. Servicios para el hogar 0.199% 4.6.1. Reparación de aparatos eléctricos 615143,46 617915,33 REPARACIONES DE ELECTRODOMESTICOS 0.11807% 543763,70 REPARACIONES DE TV 0.08062% 726506,78 2.126% 4.6.2. Servicio doméstico y otros 671458,19 ENCARGADO DE EDIFICIO 0.65306% 680644,19 SERVICIOS DE MUDANZA Y FLETES 0.03465% 1090134,80 LIMPIADORA, MUCAMA 1.42931% 656275,35 CONFECCION DE CORTINAS 0.00875% 808223,42 0.545% 4.6.3. Limpieza de ropa LIMPIEZA A SECO Y PLANCHADO 0.43401% LAVADERO AUTOMATICO 0.11127% 394588,36 397171,73 384511,53 0.336% 4.7. Iluminación y ferretería 0.117% 4.7.1. Artículos de ferretería 249345,46 517282,74 DESTORNILLADOR 0.03021% 668990,45 PALITA DE JARDINERIA 0.01869% 554836,44 SOLDADURA PLASTICA 0.02764% 364570,07 CLAVOS 0.02275% 393830,51 PINCEL 0.01780% 615197,55 203 Cuadro A.3 Indice de Precios al Consumidor, Base 1988=100 Ponderaciones y valor del índice en julio de 1995 Ponderaciones CAPITULO, GRUPO, SUBGRUPO Y VARIEDAD Variedades Subgrupos Grupos Capítulos 0.219% 4.7.2. Elementos para iluminación IPC: Número índice de Julio 1995 106104,92 LAMPARA INCANDESCENTE 0.13287% 95804,96 PILAS 0.08615% 121990,78 7.149% 5. SALUD 4.398% 5.1. Productos farmacéuticos y accesorios 292761,15 3.980% 5.1.1. Medicamentos 495393,64 288037,91 ANTIBIOTICOS 0.41902% 215149,57 ANTIHISTAMINICOS 0.21943% 433041,70 ANALGESICOS 0.32516% 333938,25 ANTIRREUMATICOS 0.27492% 263089,03 CARDIOVASCULARES 0.67798% 180160,15 PSICOFARMACOS 0.38365% 338518,42 DIGESTIVOS 0.37559% 351828,92 RESPIRATORIOS 0.21640% 349037,66 DERMATOLOGICOS 0.21646% 306113,18 ANTIDIABETICOS 0.11668% 154954,88 OTORRINOLARINGOLOGICOS 0.08415% 482935,15 GINECOLOGICOS 0.07888% 583185,56 OFTALMOLOGICOS 0.08834% 280008,80 VITAMINICOS 0.25806% 247826,28 DIURETICOS 0.11037% 312565,31 ALIMENTO PARA LACTANTES 0.05996% 206430,18 EDULCORANTES 0.07483% 187501,17 0.176% 5.1.2. Elementos para primeros auxilios 203699,65 TERMOMETRO 0.00758% 95812,48 ALGODON PLEGADO HIDROFILO 0.12335% 214073,35 APOSITOS PROTECTORES 0.02115% 242034,31 ALCOHOL (96°) 0.02436% 151468,84 0.241% 5.1.3. Accesorios terapéuticos 435793,18 CRISTALES 0.10640% 434849,73 ARMAZON 0.10640% 393223,08 PLANTILLA ORTOPEDICA (PAR) 0.02849% 598292,01 2.751% 5.2. Servicios de salud 819261,19 1.227% 5.2.1. Médicos y odontólogos 1149150,29 EXTRACCION DENTARIA SIMPLE 0.10560% 1064955,80 OBTURACION SIMPLE 0.10560% 968410,70 CORONA MOLAR 0.22807% 1039348,00 CONSULTA CLINICA 0.78739% 1216484,27 1.525% 5.2.2. Servicios auxiliares y prepagos 553870,23 ANALISIS CLINICOS 0.33556% 771294,95 APLICACION DE INYECCIONES 0.02068% 332315,59 CUOTA MENSUAL DE AFILIACION 1.16852% 495354,18 11.356% 6. TRANSPORTE Y COMUNICACIONES 3.198% 6.1. Transporte público 204 240060,08 281114,53 Cuadro A.3 Indice de Precios al Consumidor, Base 1988=100 Ponderaciones y valor del índice en julio de 1995 Ponderaciones CAPITULO, GRUPO, SUBGRUPO Y VARIEDAD Variedades Grupos Capítulos 2.550% 6.1.1. Omnibus de corta distancia BOLETO OMNIBUS URBANO Y SUBURBANO Subgrupos 279978,14 2.54987% 279978,14 0.252% 6.1.2. Tren de corta distancia BOLETO TREN CORTA DISTANCIA 0.16136% ABONO TREN CORTA DISTANCIA 0.09056% 172933,22 167995,85 181730,15 0.396% 6.1.3. Otros medios de transporte IPC: Número índice de Julio 1995 357242,20 VIAJE EN TAXI 0.18587% 231819,55 FICHA DE SUBTERRANEO 0.06239% 258484,77 TRANSPORTE ESCOLAR 0.14779% 556673,38 1.475% 6.2. Vehículos AUTOMOVIL 228964,79 1.475% 6.2.1. Automóviles 228964,79 1.47452% 228964,79 5.914% 6.3. Funcionamiento y mantenimiento de vehículos 223068,26 3.581% 6.3.1. Combustibles y lubricantes 159410,72 NAFTA ESPECIAL 2.24284% 164024,13 NAFTA COMUN 1.09886% 143617,40 GAS OIL 0.11418% 102109,37 ACEITE LUBRICANTE 0.12541% 267453,07 1.284% 6.3.2. Cubiertas, repuestos y reparaciones 324814,00 CUBIERTAS 0.16247% 238435,48 REPUESTOS Y REPARACIONES 0.82590% 370451,13 ACCESORIOS PARA CARROCERIA 0.29587% 244851,28 1.048% 6.3.3. Seguro, estacionamiento y otros servicios 315923,97 ESTACIONAMIENTO POR HORA 0.07471% 835011,79 ESTACIONAMIENTO MENSUAL 0.13204% 633159,83 LAVADO Y ENGRASE 0.08905% 400502,78 PEAJE 0.02276% 204802,88 SEGURO DEL AUTOMOTOR 0.72943% 198473,66 0.771% 6.4. Comunicaciones 221315,61 0.019% 6.4.1. Correo ESTAMPILLA POSTAL 0.01635% TELEGRAMA 0.00277% 502504,58 524876,52 370278,78 0.751% 6.4.2. Teléfono 214163,53 TELEFONO 0.72240% 208240,88 FICHA DE TELEFONO CORTA DISTANCIA 0.02908% 361298,04 6.244% 7. ESPARCIMIENTO 1.111% 7.1. Entretenimientos 0.641% 7.1.1. Juegos, juguetes y rodados 459088,06 235374,43 221015,46 MUÑECA 0.08750% 225445,67 JUGUETE PARA BEBE 0.05584% 302548,60 AUTO-CAMION 0.04849% 218497,60 JUGUETE ELECTRONICO O ELECTRICO 0.07972% 191202,68 JUEGO DE SALON PARA MESA 0.04604% 314369,52 PILETA DE LONA O PLASTICO 0.08009% 105914,17 RODADO PARA NIÑO 0.06785% 206689,89 205 Cuadro A.3 Indice de Precios al Consumidor, Base 1988=100 Ponderaciones y valor del índice en julio de 1995 Ponderaciones CAPITULO, GRUPO, SUBGRUPO Y VARIEDAD Variedades Subgrupos Grupos Capítulos IPC: Número índice de Julio 1995 JUEGO PARA ARMAR 0.06625% 224314,95 JUGUETE PERSONAL 0.06625% 238124,73 BICICLETA 0.04287% 269977,66 0.311% 7.1.2. Plantas y animales domésticos 258504,18 ALIMENTO PARA PERROS 0.21389% 235998,78 FLORES (CLAVELES) 0.04844% 345782,63 TIERRA PARA PLANTAS 0.04844% 270603,67 0.160% 7.1.3. Artículos deportivos PELOTA DE FUTBOL 0.04704% PELOTA DE TENIS 0.11256% 304540,82 224365,10 1.132% 7.2. Libros, diarios y revistas 0.666% 7.2.1. Diarios DIARIO 247995,93 318983,93 0.66569% 318983,93 0.271% 7.2.2. Revistas 317328,16 277034,86 REVISTA DE ACTUALIDAD 0.11851% 269040,70 REVISTAS INFANTILES 0.05521% 278386,79 REVISTA DE HISTORIETA,HUMOR 0.02355% 313523,29 REVISTAS FEMENINAS 0.04637% 259669,33 REVISTAS DEPORTIVAS 0.02729% 307032,53 0.196% 7.2.3. Libros no escolares 367480,71 LIBRO DE FICCION 0.07982% 303670,99 LIBRO NO FICCION 0.07982% 342811,91 LIBRO INFANTIL 0.03605% 563402,00 1.773% 7.3. Turismo 0.809% 7.3.1. Transporte 713327,92 161484,33 COMBUSTIBLE PARA VEHICULO PROPIO 0.30750% 151914,76 PASAJE EN AVION 0.10102% 208702,61 PASAJE EN OMNIBUS LARGA DISTANCIA 0.29637% 152790,14 TREN LARGA DISTANCIA 0.10439% 168664,29 0.964% 7.3.2. Hotel y excursiones ESTADIA EN HOTEL 0.77434% TURISMO ORGANIZADO 0.18930% 1176775,69 1338027,77 517152,14 1.093% 7.4. Audio, video y fotografía 0.368% 7.4.1. Equipos 221196,21 108112,42 VIDEOGRABADOR 0.23803% 98101,05 CENTRO MUSICAL 0.10772% 115424,94 MINI STEREO (WALKMAN) 0.02274% 178258,31 0.452% 7.4.2. Elementos 301055,49 CASSETTE VIRGEN 0.04849% 92391,59 CASSETTE GRABADO 0.24510% 411500,92 PELICULA FOTOGRAFICA 0.11395% 94622,02 DISCOS 0.04456% 448476,36 0.273% 7.4.3. Servicios ALQUILER DE PELICULA PARA VIDEO 0.16080% REVELADO DE PELICULAS 0.11198% 241606,23 290845,76 170901,47 1.134% 7.5. Servicios de esparcimiento 206 651687,35 Cuadro A.3 Indice de Precios al Consumidor, Base 1988=100 Ponderaciones y valor del índice en julio de 1995 Ponderaciones CAPITULO, GRUPO, SUBGRUPO Y VARIEDAD Variedades Subgrupos Grupos Capítulos 0.652% 7.5.1. Cines y teatros ENTRADA A CINE 0.42423% ENTRADA A TEATRO 0.22798% 575710,13 559071,33 606672,24 0.482% 7.5.2. Clubes y espectáculos deportivos IPC: Número índice de Julio 1995 754467,69 ENTRADA A ESPECTACULO DEPORTIVO 0.05503% 459378,69 CUOTA CLUB DEPORTIVO 0.42710% 792489,68 2.706% 8. EDUCACION 1.771% 8.1. Servicios educativos 1.209% 8.1.1. Educación formal 815347,16 1094672,79 1275863,18 JARDIN DE INFANTES 0.17387% 938898,31 CUOTA DE ESCUELA PRIMARIA 0.65426% 1513123,07 CUOTA DE ESCUELA SECUNDARIA 0.38124% 1022365,02 0.562% 8.1.2. Otros servicios educativos 704703,20 CURSO DE COMPUTACION 0.32902% CURSO DE IDIOMA EXTRANJERO 0.18726% 597539,20 814010,13 CURSO DE SECRETARIADO 0.04562% 1028902,01 0.934% 8.2. Textos y útiles escolares 285796,37 0.637% 8.2.1. Utiles escolares 214601,08 BLOCK REPUESTO 0.18102% 205077,37 CUADERNO 0.12835% 194241,92 FOTOCOPIA 0.05847% 205657,44 TEMPERAS 0.05872% 142403,98 COMPAS 0.04069% 299619,20 LAPIZ NEGRO 0.05738% 178817,04 MARCADORES 0.03774% 238546,01 BOLIGRAFO 0.07470% 305496,32 0.297% 8.2.2. Libros de texto 438390,74 DICCIONARIO 0.07270% 350855,08 TEXTOS SUPERIOR UNIVERSITARIO 0.08720% 295776,77 TEXTO PRIMARIO 0.07001% 521024,20 TEXTO SECUNDARIO 0.06733% 631695,95 5.909% 9. BIENES Y SERVICIOS VARIOS 1.872% 9.1. Tabaco 1.872% 9.1.1. Cigarrillos y tabaco CIGARRILLOS 236280,10 236280,10 1.87201% 236280,10 2.351% 9.2. Artículos de cuidado personal 1.442% 9.2.1. Artículos de tocador 342378,77 236011,05 260522,81 CHAMPU 0.34833% 225842,24 JABON DE TOCADOR 0.24551% 251404,10 DESODORANTE 0.25519% 131043,46 DENTIFRICO 0.16406% 285634,16 COLONIA 0.18341% 464859,70 CREMA DE AFEITAR 0.04498% 256912,28 REPUESTO PARA MAQUINA DE AFEITAR 0.12220% 272131,56 207 Cuadro A.3 Indice de Precios al Consumidor, Base 1988=100 Ponderaciones y valor del índice en julio de 1995 Ponderaciones CAPITULO, GRUPO, SUBGRUPO Y VARIEDAD Variedades FIJADOR PARA EL CABELLO 0.04583% CEPILLO 0.03203% Subgrupos Grupos 183807,23 511011,53 0.603% 9.2.2. Artículos descartables PAÑALES DESCARTABLES 0.38436% PAPEL HIGIENICO 0.21898% 150158,71 139312,97 169195,47 0.306% 9.2.3. Artículos de belleza Capítulos IPC: Número índice de Julio 1995 289795,04 BASE COMPACTA 0.06794% 411755,99 CREMA DE BELLEZA 0.12167% 142636,36 TINTURA PARA EL CABELLO 0.03993% 157244,88 ESMALTE PARA UÑAS 0.03610% 474340,46 LAPIZ LABIAL 0.04045% 493752,51 0.789% 9.3. Servicios de cuidado personal 0.789% 9.3.1. Peluquería y cuidado personal 562632,73 562632,73 CORTE DE CABELLO PARA HOMBRE 0.26087% 522192,47 SERVICIO DE PELUQUERIA PARA MUJER 0.51790% 580522,79 SERVICIO DE MANICURA 0.01067% 683056,16 0.896% 9.4. Otros servicios 0.896% 9.4.1. Servicios varios 648929,26 648929,26 GASTOS FUNERARIOS 0.44509% 812797,98 CARGO POR TARJETA DE CREDITO 0.10666% 446862,95 SERVICIOS PROFESIONALES 0.34471% 499863,67 La estructura de gasto del índice de precios al consumidor (Base 1988=100) corresponde a los gastos de consumo de un hogar promedio del Gran Buenos Aires según la Encuesta de Gastos de los Hogares realizada de julio 1985 a junio 1986. Se excluyen los hogares unipersonales y los pertenecientes al 5% superior en ingresos per capita. Fuente: INDEC. 208 Cuadro A.4 Serie anual del IPC y los índices estimados del costo de vida, 1960-1995 Año ICVR/IPC ICVB/IPC IPC ICVR ICVB 1960 100.00% 100.00% 100.00 100.00 100.00 1961 99.53% 99.30% 113.70 113.17 112.90 1962 99.06% 98.63% 143.50 142.15 141.53 1963 98.60% 97.97% 180.80 178.26 177.12 1964 98.13% 97.30% 220.70 216.58 214.75 1965 97.67% 96.65% 283.80 277.19 274.29 1966 97.21% 96.05% 374.30 363.86 359.52 1967 96.98% 95.72% 483.70 469.07 463.00 1968 96.74% 95.42% 562.10 543.78 536.37 1969 96.51% 95.13% 604.70 583.58 575.23 1970 96.27% 94.83% 686.80 661.21 651.31 1971 96.04% 94.40% 925.30 888.66 873.51 1972 95.16% 93.28% 1466.30 1395.32 1367.83 1973 94.29% 92.09% 2350.40 2216.12 2164.38 1974 93.42% 90.81% 2919.60 2727.55 2651.17 1975 91.68% 89.06% 8255.42 7568.25 7352.07 1976 89.96% 87.28% 44913.64 40405.57 39198.94 1977 88.28% 85.66% 123927.41 109404.98 106152.08 1978 87.51% 84.50% 326874.91 286046.27 276211.49 1979 87.39% 84.06% 848273.46 741336.45 713017.32 1980 85.54% 81.94% 1703035.28 1456786.93 1395473.36 1981 83.25% 79.41% 3482299.87 2899068.45 2765307.95 1982 83.74% 79.51% 9220319.37 7721143.21 7331527.15 1983 85.11% 80.43% 40920603.42 34829513.06 32911000.22 1984 85.19% 80.08% 297378838.53 253343316.90 238138745.07 1985 82.55% 77.17% 2296299397.94 1895485262.46 1771957703.40 1986 82.01% 76.26% 4365117831.14 3579796947.30 3328974856.18 1987 79.51% 73.53% 10097869757.75 8028320349.42 7424799260.45 1988 79.33% 72.72% 44729021260.52 35482264888.91 32526922200.65 1989 74.74% 67.29% 1235654085954.54 923548866989.61 831415565041.79 1990 72.80% 64.95% 31008532108347.00 22573652551109.00 20139030505314.20 1991 70.61% 62.41% 92523357113659.10 65331028495151.00 57746837125620.50 1992 68.86% 60.28% 119123028397710.00 82022379075922.10 71804291658029.60 1993 67.65% 58.64% 132733849821060.00 89797563151066.20 77832341246690.60 1994 66.79% 57.30% 138653451449957.00 92602090542877.00 79446925459623.10 1995 66.37% 56.33% 144008762910249.00 95359861656106.00 81120137737443,30 IPC: Indice de Precios al Consumidor de la República Argentina. Series oficiales base 1960, base 1974 y base 1988, empalmadas en los promedios de los años 1974 y 1988. Este empalme difiere del empalme oficial que se efectuó en los meses de marzo de 1977 y mayo de 1989. 209 ICVR: Indice estimado de costo de vida incorporando la sustitución entre rubros. Definido operacionalmente como un índice geométrico computado a partir de los índices oficiales de variedades, con las ponderaciones de 1960 entre 1960 y 1977; las de 1974 entre 1977 y 1988; y las de 1988 entre 1989 y 1995. Las series se empalmaron en los promedios de los años 1974 y 1988. En el período 1977-88 el índice geométrico se calculó sólo a nivel de subgrupos, y se estimó con esa base el índice geométrico a nivel de variedades. Para la estimación se tomó en cuenta la diferencia en las tasas de crecimiento existente entre los índices geométricos basados en subgrupos y en variedades, en los períodos 1960-74 y 1988-95. ICVB: Indice estimado de costo de vida incorporando sustitución entre rubros, entre marcas y modelos, y entre negocios. Se define operacionalmente como un índice geométrico, con las mismas ponderaciones que el ICVR, pero computado a partir de índices revisados de precios de las variedades. Para esa revisión se recalcularon los índices elementales de variedades como relativos de promedios geométricos. La principal excepción fue el índice de alquileres, para el cual se usó el índice oficial, basado en un promedio de relativos de una muestra de viviendas alquiladas. Se hicieron ajustes en relación a cambios de unidades de medida y otras discrepancias cualitativas entre el año base y el año corriente. Ese recálculo se efectuó en meses seleccionados del período 1988-95. El resto fue interpolado a partir del ICVR, usando como base de la interpolación las relaciones proporcionales ICVB/IPC e ICVR/IPC, y las diferencias proporcionales entre las tasas de crecimiento del IPC, el ICVR y el ICVB. Las estimaciones originales se realizaron sobre los índices mensuales desde abril de 1977 hasta fines de 1995, y sobre los índices anuales de 1960, 1966, 1971 y 1974. Los datos anuales que se presentan en este cuadro, desde 1978 hasta 1994, son promedios de los doce meses. Para 1977 son el promedio de abril a octubre, donde se disponía de datos mensuales. Para 1995 se usa el dato del mes de julio, que se considera representativo del promedio anual. Para los años intermedios del período 1960-77 se practica una interpolación basada en las proporciones ICVR/IPC e ICVB/IPC calculadas o estimadas para los años 1966, 1971, 1974 y 1977. Fuente: Elaboración propia sobre datos del INDEC. Cuadro A.5 Tipo de cambio oficial y tipos de cambio de paridad de poder adquisitivo basados en índices estimados del costo de vida de Argentina y Estados Unidos, 1960-1995 (Pesos convertibles por dólar, promedios anuales) AÑO Tipo de cambio oficial Tipo teórico PPP basado en ICVR Tipo teórico PPP basado en ICVB ICVR USA ICVB USA 1960 1961 1962 1963 1964 1965 1966 1967 1968 1969 1970 1971 1972 0.00000000000828 0.00000000000828 0.00000000001120 0.00000000001380 0.00000000001390 0.00000000001640 0.00000000001980 0.00000000003160 0.00000000003500 0.00000000003500 0.00000000003680 0.00000000004580 0.00000000007950 0.00000000000525 0.00000000000586 0.00000000000729 0.00000000000905 0.00000000001088 0.00000000001372 0.00000000001753 0.00000000002201 0.00000000002453 0.00000000002502 0.00000000002682 0.00000000003464 0.00000000005274 0.00000000000525 0.00000000000586 0.00000000000731 0.00000000000908 0.00000000001092 0.00000000001378 0.00000000001764 0.00000000002219 0.00000000002479 0.00000000002534 0.00000000002722 0.00000000003519 0.00000000005360 100.00 101.41 102.33 103.36 104.51 106.08 108.95 111.90 116.39 122.45 129.44 134.70 138.90 100.00 101.10 101.71 102.42 103.24 104.48 106.98 109.55 113.61 119.17 125.61 130.33 133.98 210 Cuadro A.5 Tipo de cambio oficial y tipos de cambio de paridad de poder adquisitivo basados en índices estimados del costo de vida de Argentina y Estados Unidos, 1960-1995 (Pesos convertibles por dólar, promedios anuales) AÑO Tipo de cambio oficial Tipo teórico PPP basado en ICVR Tipo teórico PPP basado en ICVB ICVR USA ICVB USA 1973 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 0.00000000009070 0.00000000009090 0.00000000025900 0.00000000189500 0.00000000405000 0.00000000793000 0.00000001313000 0.00000001834000 0.00000004407000 0.00000021617000 0.00000105300000 0.00000677400000 0.00006015600000 0.00009415000000 0.00021460000000 0.00087210000000 0.03971575000000 0.48764548000000 0.95413227000000 0.99150000000000 0.99850000000000 0.99850000000000 1.00000000000000 0.00000000007900 0.00000000008772 0.00000000022343 0.00000000113021 0.00000000287901 0.00000000700509 0.00000001634482 0.00000002834421 0.00000005122079 0.00000012873375 0.00000056368260 0.00000393768428 0.00002850104835 0.00005294425362 0.00011466778737 0.00048815384458 0.01214308200285 0.28211793003398 0.78502159252076 0.95800474911640 1.02037422875590 1.02909549359972 1.03587758065962 0.00000000008022 0.00000000008890 0.00000000022694 0.00000000114975 0.00000000293771 0.00000000713411 0.00000001662615 0.00000002879378 0.00000005195849 0.00000013037507 0.00000056979414 0.00000397134584 0.00002867252522 0.00005314480438 0.00011481140444 0.00048591720769 0.01190532862597 0.27491276323521 0.76016135856497 0.92151694704562 0.97471119417249 0.97598487266976 0.97845166184314 147.27 163.24 177.83 187.69 199.50 214.38 238.12 269.83 297.15 314.88 324.39 337.78 349.16 354.98 367.57 381.60 399.29 420.08 436.92 449.49 462.02 472.42 482.37 141.65 156.57 170.08 178.99 189.71 203.26 225.15 254.44 279.41 295.23 303.24 314.81 324.45 328.86 339.52 351.43 366.64 384.59 398.82 409.08 419.22 427.36 435.05 ICVR USA: Indice estimado del costo de vida en los Estados Unidos incorporando sustitución entre rubros (commodity substitution). Basado en Manser y McDonald (1988). Definido operacionalmente como un índice geométrico de Törnqvist, encadenando ponderaciones de diferentes años. Dado que Manser y McDonald no reportan detalladamente las cifras anuales sino sólo la diferencia de tasas de inflación obtenidas, ha sido estimado restando 0.20 puntos porcentuales a la tasa anual del Consumer Price Index. 211 ICVB USA: Indice estimado del costo de vida en los Estados Unidos incorporando sustitución entre rubros (commodity substitution) y asimismo entre marcas, modelos y negocios (outlet-brand substitution). Basado en el ICVR-USA y en Reinsdorf (1993) y utilizando también referencias dadas en Boskin y otros (1996). El procedimiento de origen para estimar la outlet-brand substitution (Reinsdorf) consistió en recalcular los índices elementales de los rubros mediante relativos de promedios, en lugar de hacerlo por un encadenamiento de promedios de relativos. Se ha estimado que en promedio este ajuste rebaja en 0.30 puntos porcentuales la tasa anual de inflación de los Estados Unidos. Dado que esos autores no reportan series detalladas, sino sólo diferencias medias de tasas sobre períodos prolongados, se ha estimado el ICVB restando 0.30 puntos porcentuales a la tasa anual de incremento del ICVR, o lo que es igual, restando 0.50 puntos a la tasa anual de incremento del Consumer Price Index. Equivalencias monetarias: Los tipos de cambio están expresados en pesos o pesos convertibles (unidad monetaria argentina vigente desde el 1.1.92), e indican la cantidad de pesos por dólar. Para fechas anteriores a 1992 se puede hacer la conversión a las unidades monetarias vigentes en cada período según la siguiente tabla de equivalencias: PERIODOS DE VIGENCIA: Hasta el 31.12.69 Desde 1.1.70 hasta 31.5.83 Desde 1.6.83 hasta 14.6.85 Desde 15.6.85 hasta 31.12.91 Desde el 1.1.92 EQUIVALENCIAS: Pesos moneda nacional = Pesos Ley 18188 = Pesos argentinos = Australes = Pesos DENOMINACION: Peso moneda nacional (m$n) Peso Ley 18188 ($Ley) Peso argentino ($a) Austral (A _) Peso ($) m$n $Ley $a A _ $ 10.000.000.000.000 100.000.000.000 10.000.000 10.000 1 Tipo de cambio oficial: Se toma el tipo promedio de cada año. Se usa el tipo oficial nominal para exportación, sin deducir retenciones. Tipo de cambio PPP basado en el ICVR: El tipo de cambio PPP de 1960 se toma de CEPAL (1967), y corresponde al tipo de cambio de paridad de poder adquisitivo para gastos de consumo privado. La actualización se efectúa multiplicando por el ICVR argentino y dividiendo por el ICVR de los Estados Unidos, ambos con base en 1960=100. Tipo de cambio PPP basado en ICVB: Similar al anterior, actualizado con los ICVB de ambos países. Las cifras son promedios anuales, excepto las de 1995 en que se toman los valores del mes de julio. Elaboración propia de los tipos de cambio PPP, equivalentes al tipo oficial, multiplicado por el índice argentino y dividido por el respectivo índice de los Estados Unidos. El cálculo original se realizó mes a mes, y luego se obtuvieron promedios anuales de los índices de precios y de los tipos de cambio resultantes. Fuentes: CPI de Estados Unidos publicado regularmente por el Bureau of Labor Statistics de ese país. Elaboración propia del ICVR y el ICVB de los Estados Unidos sobre la base del CPI y trabajos de Manser y McDonald (1988), Reisndorf (1993) y Boskin y otros (1996). Tipo de cambio oficial argentino publicado por el Banco Central de la República Argentina. Tipo de cambio PPP de 1960 en CEPAL (1967). Se usó el ICVR y el ICVB argentinos estimados a partir de datos del INDEC sobre precios al consumidor (véase Cuadro A.4). 212 REFERENCIAS BIBLIOGRAFICAS ACZÉL, Janos, y Wolfgang EICHHORN, "A note on additive indices", en Eichhorn, Henn, Opitz y Shephard (compiladores), Theory and applications of economic indices, Würzburg, Physica Verlag, 1978. AFRIAT, Sydney N., The index number. Cambridge University Press, 1977. AFRIAT, Sydney N., "On Wald's ‘new formula’ for the cost of living", en Eichhorn, Henn, Opitz y Shephard (compiladores), Theory and applications of economic indices, Würzburg, Physica Verlag, 1978. AFRIAT, Sydney N., "On the constructability of consistent price indices between several periods simultaneously". 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Consumer Substitution, Cost of Living Measurement and Real Exchange Rate in Argentina - First Part: 1960-1995 (Long Version, in Spanish) (Sustitucion en el Consumo, Medición del Costo de Vida y Tipo de Cambio Real en la Argentina - Primera Parte: 1960-1995)

Consumer Substitution, Cost of Living Measurement and Real Exchange Rate in Argentina - First Part: 1960-1995 (Long Version, in Spanish) (Sustitucion en el Consumo, Medición del Costo de Vida y Tipo de Cambio Real en la Argentina - Primera Parte: 1960-1995)

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