La inflación argentina en los años 2000

Por Roberto Frenkel*

El objetivo de esta nota es promover la lectura de un trabajo de investigación que lleva el mismo título y que desarrollamos con la colaboración de Diego Friedheim.

El trabajo se presenta en dos partes. La primera es un análisis econométrico de las tasas mensuales de inflación que abarca todo el período post-convertibilidad, pero se enfoca especialmente en el periodo que se inicia en junio de 2003. Este enfoque se justifica porque el régimen inflacionario que enmarcó el resurgimiento y la aceleración de la inflación desde julio de 2003 es diferente del que estuvo vigente durante la convertibilidad y la fase de ajuste del tipo de cambio (esta hipótesis es testada en el trabajo). En la segunda parte se analiza la evolución de la inflación entre junio de 2003 y los primeros meses de 2016 mediante el modelo estimado, mostrando y comentando el comportamiento de las variables explicativas del modelo y sus efectos sobre las tasas de inflación.

Utilizamos las cifras del IPC del INDEC hasta diciembre de 2006, y desde enero de 2007 las cifras provistas por una réplica del IPC que la firma consultora ECOLATINA ha venido calculando desde entonces. Se muestra que las tasas anuales de distintos índices de fuentes privadas y también las tasas anuales de los índices calculados a partir de estimaciones provinciales tienen altísimas correlaciones. Una ventaja del trabajo estadístico de ECOLATINA es que no solamente proporciona mediciones mensuales del índice agregado sino también de los niveles de los distintos ítems que componen la canasta de consumo, hasta una desagregación de tres dígitos (por ejemplo: carnes, frutas, aceites y grasas, ropa exterior, electricidad, educación formal, etc.). La disponibilidad de esta información nos permite desagregar en componentes las tasas de inflación mensuales y formular y estimar el modelo neoestructuralista que presentamos.

El modelo teórico que utilizamos desagrega el IPC en distintas componentes según los mecanismos de formación de sus precios. La desagregación básica separa tres,  cuyos precios denominamos PFLEX, PFIX y PREGUL, que representan respectivamente los precios flexibles, los precios fijados por los oferentes y los precios regulados por el gobierno.

Los precios regulados incluidos en PREGUL representaron 20.10% de la canasta dl IPC y son naturalmente exógenos.

Los precios flexibles son aquellos que se determinan en mercados competitivos  en los que la oferta está fija en el corto plazo: típicamente alimentos frescos como frutas, verduras y carnes. La oferta de estos bienes está sujeta a la volatilidad de las condiciones climáticas y sus precios son sensibles a fluctuaciones de la oferta y demanda en el corto plazo. En realidad, los precios flexibles no se encuentran en su forma pura en las componentes del IPC porque los precios minoristas que capta el índice incorporan los costos de acopio, transporte y mercadeo y los márgenes de utilidad de la cadena de intermediación que va de los productores primarios a los comercios minoristas. Consecuentemente, los precios flexibles deberían, idealmente, entrar en el modelo como precios de bienes primarios, insumos principales de algunas de las componentes del IPC. Podemos hacer esto con el precio minorista de las carnes frescas (7.4% de la canasta del IPC), que incluimos entre los bienes de PFIX, mientras que el precio mayorista de la carne vacuna en el mercado de Liniers entra como precio del insumo principal (o determinante principal del precio de las carnes frescas) en la ecuación de PFIX. A diferencia de las carnes frescas, en el caso de frutas y verduras no es posible identificar cierto número de precios de bienes primarios determinantes principales del precio final. Consecuentemente, consideramos exógeno y denominamos PFLEX al precio del componente frutas y verduras del IPC (3.6% de la canasta).

Desagregados y tomados como exógenos los precios de frutas y verduras y los precios regulados, el resto de los precios de IPC queda incluido en PFIX, que  representa 76.3% de la canasta y es el foco del estudio econométrico. Hipotetizamos que estos precios se determinan por el costo variable medio de producción más un margen (mark-up) que cubre otros costos y utilidades. Hipotetizamos también que el coeficiente de mark-up sobre el costo variable medio es constante en condiciones normales. Los precios minoristas de estos bienes incorporan los costos y utilidades de las actividades de transporte y comercialización.

La ecuación del precio PFIX tiene la forma:

pfix = c pt-1 + b1 x1 + b2 x2 +…+ bn xn + bw (w – q) + k

donde pt-1  es la tasa de inflación (IPC) del mes precedente y el coeficiente c estima la inercia en la determinación de pfix que resulta de aumentos de salarios y ajustes de otros precios y contratos en función de la inflación pasada . Por otro lado, x1, x2… xn son las tasas mensuales de los precios de los insumos (en el agregado de la economía bienes primarios e insumos importados), w es la tasa mensual del salario nominal, q es la tasa de variación de la productividad del trabajo (de modo que w – q es la tasa del costo salario unitario), k es la tasa de variación del coeficiente de mark-up. Las hipótesis son:

c + ∑ bi = 1     y    k = 0 en condiciones normales.

Las variables Xi, explicativas de las tasas mensuales de PFIX son: el precio del ganado vacuno en el mercado de Liniers (pesos); el precio internacional de la soja (mercado de Chicago, dólares); el precio por tonelada de bienes intermedios importados (INDEC, dólares); el tipo de cambio nominal (pesos/USD); el salario medio de los trabajadores registrados en la Seguridad Social (Ministerio de Trabajo) y el producto por trabajador ocupado (Orlando J. Ferreres, producto, e INDEC, población ocupada).

La ecuación principal que se obtiene explica 66% de la varianza de las tasas mensuales de inflación, los coeficientes son altamente significativos, no se rechaza la hipótesis de que los coeficientes suman 1 y no se rechaza la hipótesis de que la constante es nula hasta la imposición del cepo cambiario. En síntesis, el proceso inflacionario del período estudiado puede ser bien descrito por un promedio ponderado de la tasa de inflación del mes pasado y las tasas de las variables explicativas mencionadas, con el coeficiente de mark-up constante hasta la emergencia del mercado paralelo de cambios.

Se muestra que la dinámica del tipo de cambio paralelo tuvo efectos sobre las tasas de inflación, aunque pequeños. La incidencia del tipo de cambio paralelo sobre la tasa de PFIX representó un promedio de 0.3 puntos porcentuales (pp) adicionales de inflación mensual (algo más de 4pp adicionales de inflación anual) mientras estuvo vigente.

Una manera de juzgar la capacidad explicativa del modelo es proyectar las tasas mensuales de inflación fuera del período de estimación y comparar los resultados con las tasas observadas. La falta de información fidedigna sobre algunas de las variables explicativas en los meses recientes dificulta ese procedimiento. Pero puede obtenerse una aproximación reemplazando los datos faltantes por conjeturas razonables sobre sus valores. Con este procedimiento presentamos en el trabajo las tasas de inflación proyectadas por el modelo y las tasas observadas en los meses noviembre y diciembre de 2015 y enero a marzo de 2016.

El modelo subestima las tasas de noviembre y diciembre de 2015. Puede explicarse porque hubo aumentos de precios que anticiparon la devaluación de diciembre y que, obviamente, no pueden ser captados por la proyección. Sin embargo, las expectativas de la tasa de aumento del tipo de cambio resultaron bastante precisas, porque se esperaba que el precio oficial del dólar tomara el valor del precio del dólar paralelo y esto fue lo que ocurrió aproximadamente. No hubo overshooting sino anticipación de las decisiones de precio. Las proyecciones de los meses siguientes corrigen la subestimación de noviembre y diciembre, resultando una proyección para el período bastante precisa. Entre octubre de 2015 y marzo de 2016 la inflación acumulada por PFIX fue de 18.8% y la estimada por el modelo es de 20.3%. En el mismo período la inflación acumulada por el IPC fue de 19,66% y la estimada por el modelo 20,94%.

*Investigador Titular del Centro de Estudios de Estado y Sociedad (CEDES)

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