proyección a largo plazo de la relación ipc-dolar

JUAN CARLOS PROTASI
PROYECCIÓN A LARGO PLAZO
DE LA RELACIÓN IPC-DOLAR
Juan Carlos Protasi Ψ
1. RESUMEN EJECUTIVO
E l propósito de este informe es formular una proyección a 25 años de plazo de la
relación IPC-Dólar en Uruguay para evaluar las perspectivas de mantener un activo
denominado en pesos, frente a los riesgos que involucra la devaluación. El trabajo cubrió los siguientes puntos.
Primero, se investigó la dinámica de la inflación en Uruguay para los últimos cuarenta
y siete años, en base a un modelo originalmente planteado por Harberger (1963) y
ampliado para el caso de una economía abierta. Las estimaciones muestran que el
"passing through" del dinero a los precios es de un 56% dentro del año y que el correspondiente a la tasa de devaluación es de 38%.
El hecho de que las variaciones del tipo de cambio no se hayan trasladado en el corto
plazo a los precios, y que la tasa de inflación dependa de otras variables además de la
devaluación, hace que la relación IPC-Dólar no se mantenga constante sino que varíe a
lo largo del tiempo. Por ende, en segundo lugar, se estimó las tendencia de largo plazo
para los precios medidos en dólares. Esta mostró una tasa de crecimiento del 6.2 %
anual. Por su parte, la tendencia estimada de largo plazo para los salarios medidos en
dólares, es de un aumento a una tasa del 4.1 % anual. El aumento de los precios en
dólares en Uruguay se puede asociar al aumento de los precios internacionales y al
aumento relativo de la productividad laboral en los sectores transables de la economía.
En línea con este argumento, se estimó un modelo econométrico para evaluar las determinantes de la relación IPC-Dólar. Los resultados de las estimaciones muestran que los
ψ Profesor, Facultad de Ciencias Empresariales y Economía, Universidad de Montevideo. Octubre 2002.
• 135 •
PROYECCIÓN A LARGO PLAZO DE LA RELACIÓN IPC-DÓLAR
• 136 •
precios al consumidor en dólares reaccionan con una elasticidad de 1.12 frente a los
precios de exportación y con una elasticidad de 2.35 frente a la productividad laboral,
contribuyendo ambos factores a explicar un 95,5 % de sus variaciones. Por último, se
formulan dos tipos de proyecciones para la relación IPC-Dólar para los próximos 25
años: (a) extrapolando la tendencia histórica y (b) proyectando con el modelo estimado
que explica la relación IPC-Dólar. La proyección en base a la tendencia histórica –que
supone una tasa de crecimiento del 6.2 % anual– arroja un valor del índice de precios en
dólares que es 5 veces su valor actual. Esta proyección puede ser un tanto optimista, si
se tiene en cuenta que durante el período de 1955-2002 el mayor aumento de la relación
IPC-Dólar fue durante la década del 90 a raíz de los aumentos de precios en dólares en
la región como consecuencia de los planes Real y de Convertibilidad. Una proyección
con el modelo, muestra que una inversión en un bono indexado con IPC, arrojaría un
incremento de su capital en dólares del 110 % al final del período, equivalente a un 3 %
anual. En cualquiera de ambas proyecciones, la inversión en títulos indexados aparece
como muy rentable, teniendo en cuenta que además pagará un cupón que podría ser del
orden del 8 % anual en Unidades Indexadas. Sin embargo, el riesgo de cambio no está
cubierto en todo momento de la vida del bono. Si para compensar por el riesgo de
cambio, se quisiera establecer un mecanismo de seguro, y si la proyección estimada de
la relación IPC-Dólar de un 3 % anual, se cumpliera en la realidad, el fondo del seguro
se alimentaría por la diferencia entre IPC y dólar en los años en que la brecha es positiva
y según estas proyecciones podría llegar a cubrir una devaluación del 110 % sin costo
adicional. Si bien el razonamiento se ejemplifica para el caso de un tenedor de un bono,
es importante resaltar que en el caso hipotético en que el Estado perciba o pague la
diferencia IPC-Dólar, en el caso de tener que hacer frente a una devaluación no necesariamente implicará una pérdida económica para el Estado si la tendencia histórica continúa vigente en los próximos veinticinco años.
2. INTRODUCCIÓN
Existen pruebas más que suficientes para afirmar que el proceso inflacionario de Uruguay estuvo inducido básicamente por la expansión de la cantidad de dinero quien a su
vez estuvo asociada a factores de origen interno –financiamiento de los déficit fiscales
y en algunos períodos al otorgamiento de crédito al sector privado– y de origen externo
asociado a los movimientos de capitales y ganancias de términos de intercambio. La
expansión monetaria sin contrapartida de aumentos similares de la demanda de dinero
del público derivaron en una aceleración de la inflación y sucesivas crisis de balanza de
pagos y devaluaciones de la moneda. La demanda de dinero del público se vio desalentada a lo largo de estos años, por expectativas de devaluación que desencadenaron un
fuerte proceso de desconfianza en el peso, a raíz del aumento de la inflación y las
repentinas y abruptas devaluaciones de la moneda.
La evolución de los precios de consumo y de la tasa de devaluación en Uruguay fue
muy errática desde 1955 hasta la fecha. La inflación se ubicó en un promedio de 30 %
JUAN CARLOS PROTASI
anual entre 1955 y 1965, y se elevó a niveles entre 60 % y 70 % entre 1965 y 1975.
Entre 1975 y 1985 se redujo a 57 % y 44 % respectivamente, para luego volver a retomar un ritmo más acelerado a partir de 1985. Fue recién a comienzos de los 90 que se
inició un programa de estabilización que duró hasta comienzos de 2002, y que logró
bajar la inflación a niveles de un dígito. En ese proceso de estabilización y al igual que
a comienzos de los 80, la economía ingresó en un fuerte ciclo recesivo. Recientemente
–luego de que se modificara la política cambiaria en respuesta a la crisis de Argentina–
volvieron a generarse presiones inflacionarias y la tasa de inflación comenzó a subir
ubicándose nuevamente en los dos dígitos.
En ese continuo proceso de aceleración y desaceleración de la tasa de inflación, se
sucedieron una serie de devaluaciones del peso que en algún caso alcanzó el 250 %
como en 1972 y en otros al 100%. Un tercio de las devaluaciones de la historia
inflacionaria de Uruguay, fueron superiores al 60%.
Es por esta circunstancia que el temor a una devaluación está fuertemente arraigado en
la sociedad uruguaya, lo que conllevó a una creciente dolarización de la economía, al
punto de que en la actualidad las tenencias en dólares dentro de la demanda de activos
financieros del público supera el 90%.
En este contexto, la creación y puesta en marcha de un instrumento de ahorro para
revitalizar la inversión que esté denominado en pesos, chocará con este inconveniente,
aunque como se discute más abajo los números no confirman una ventaja de mantener
dólares frente a los pesos en el largo plazo.
El plan del informe es el siguiente. En la Sección 2 se muestran las tendencias históricas de las variables monetarias y reales y se estima un modelo econométrico para explicar la inflación y evaluar el "pass through" del tipo de cambio a los precios. En la
Sección 3 se estima una tendencia histórica de largo plazo para la relación precios-dólar
y salario-dólar . En la Sección 4 se formulan proyecciones para las relaciones referidas
para los próximos veinticinco años.
3. EXPLICACIÓN DEL PROCESO INFLACIONARIO
Y EL "PASS THROUGH" DE LA DEVALUACIÓN
A LA INFLACIÓN
El propósito de este informe es evaluar las perspectivas de mantener un activo denominado en pesos, en virtud de los riesgos que involucra la devaluación del peso, por la
eventual pérdida de riqueza que ello supone. Si los precios terminan ajustándose a la
devaluación, la pérdida de riqueza no sería más que un problema transitorio, sin embargo si el porcentaje de la devaluación que se traslada a los precios es menor que 1, la
pérdida dentro del año en que tiene lugar la devaluación no será recuperable dentro del
• 137 •
PROYECCIÓN A LARGO PLAZO DE LA RELACIÓN IPC-DÓLAR
año y esto puede desalentar la tenencia de un activo en pesos aunque sea indexado a la
inflación. Es por esta circunstancia que es útil medir qué porcentaje de la devaluación
se traslada a los precios. Sin embargo y como veremos en la sección siguiente, en la
decisión de mantener un activo indexado a la inflación, lo que importa en definitiva es
la evolución de los precios relativos medidos en dólares.
Tendencias históricas
En el Cuadro 1 se indican las respectivas tasas de crecimiento promedio anual en períodos de cinco años, para las variables monetarias y reales relevantes, es decir, expansión
de la cantidad de dinero M1, Inflación, Devaluación, Salarios y PBI.
En las columnas de inflación y salarios, se indican entre paréntesis, aquellos periodos
en que sus respectivas tasas de variación fueron inferiores a la tasa de devaluación.
Como se puede ver esto ocurrió entre 1955 y 1965 y entre 1980 y 1985, que fueron los
períodos en que tuvieron lugar fuertes devaluaciones del peso. En la columna correspondiente a Dinero, se indican los períodos en que el dinero se expandió por debajo de
la tasa de inflación. Por último se indica la tasa de crecimiento promedio de la economía, en la que se puede ver que el PBI crece a tasas menores e incluso decrece, en
aquellos períodos en que el dinero crece menos que los precios.
Cuadro Nº 1: Tasas promedio de variación anual
• 138 •
Período
1955-1960
1960-1965
1965-1970
1970-1975
1975-1980
1980-1985
1985-1990
1990-1995
1995-2000
2001
2002
INF
22.7 (-)
29.7 (-)
59.8
69.1
56.5
44.8 (-)
78.1
60.9
14.2
9.1
10.1
DINERO
DEV
20.7
28.4
61.2
55.5
60.8
31.8
77.0
73.2
14.0
7.7
4.5
26.5
39.2
33.8
60.6
27.9
61.9
63.1
40.2
13.7
10.7
18.4
(-)
(-)
(-)
(-)
(-)
(-)
SAL
20.0
30.0
62.8
60.6
47.2
41.3
79.1
62.2
11.9
7.4
5.2
PBI
(-)
(-)
(-)
(-)
0.6
0.8
2.3
1.5
4.5
-2.5
3.7
3.7
2.0
0.4
-3.1
En el Gráfico 1 se puede apreciar la elevada correlación positiva entre tasa de inflación
(INF) y tasa de devaluación (DEV). Asimismo se observa que en muchos años, la tasa
de devaluación se ubicó por debajo de la tasa de inflación. Sin embargo, en los años en
que se devaluó el peso, esta siempre superó a la tasa de inflación.
JUAN CARLOS PROTASI
Gráfico Nº 1
TASA DE DEVALUACIÓN E INFLACIÓN
250
200
150
100
50
0
-50
55
60
65
70
75
80
85
DEV
90
95
00
INF
Por su parte, el aumento de los salarios –el que está indisolublemente ligado la UR–
también mostró una fuerte correlación positiva con la tasa de devaluación. También en
este caso, se observa (Ver Gráfico Nº 2) que en muchos años la tasa de devaluación se
ubicó por debajo de la tasa de expansión de los salarios medios(GAW). En los años de
fuerte devaluación del peso, los salarios también evolucionaron por debajo.
Gráfico Nº 2
TASA DE DEVALUACIÓN Y AUMENTO SALARIOS
250
200
150
100
50
0
-50
55
60
65
70
75
DEV
80
85
GAW
90
95
00
• 139 •
PROYECCIÓN A LARGO PLAZO DE LA RELACIÓN IPC-DÓLAR
A pesar de que los aumentos de precios y salarios fueron superiores a la devaluación en
la mayoría de los años, no por esto las preferencias del público se inclinan a mantener
pesos. Los aumentos abruptos en el tipo de cambio, generan desconfianza en el peso e
inducen a mantener dólares como resguardo. Cuando el tipo de cambio queda rezagado
con respecto a los precios, el publico anticipa que en algún momento puede venir una
corrección y preferirá conservar dólares.1
Pero la inflación que es esencialmente un fenómeno monetario, también estuvo fuertemente
correlacionada a la expansión de la cantidad de dinero (GM1) como se observa en el Gráfico Nº3:
Gráfico Nº 3
EXPANSIÓN MONETARIA E INFLACIÓN
140
120
100
80
60
40
20
0
• 140 •
-20
55
60
65
70
75
GM1
80
85
90
95
00
INF
Promedios de la inflación y devaluación en el largo plazo
Un hecho muy interesante, es que considerando el período de 47 años comprendidos
entre 1955 y 2002, las tasas promedios de variación de los precios, tipo de cambio,
salarios y dinero fueron muy similares. En el siguiente cuadro se puede observar que sin
embargo las medianas - es decir el valor para el cual se reparte el 50 % de la distribución a cada lado - difieren en el caso del tipo de cambio que es significativamente
inferior a la de la tasa de inflación, a la tasa de aumento de los salarios y del dinero. El
menor valor de la mediana, implica que la distribución de la tasa de devaluación es
asimétrica con mayor peso de los valores extremos. Esto se confirma en el hecho de que
el valor máximo en el caso de la tasa de devaluación fue aproximadamente el doble de
las restantes.
1
C. Graziani y Juan C. Protasi, Premio Banco Central de Economía, año 1981. En este trabajo se encontró
que el tipo real de cambio es una determinante muy significativa en la explicación de la demanda de dinero
en términos reales del público. Cuando el tipo de cambio se aprecia en términos reales, ceteris paribus, la
demanda de dinero cae.
JUAN CARLOS PROTASI
En síntesis, todas las variables monetarias tienden a ajustarse en el largo plazo como lo
sugiere la teoría económica con su postulado de homogeneidad, pero la forma de ajuste
es muy distinta en lo que respecta a la tasa de devaluación frente al resto. El tipo de
cambio se ajustó con saltos mientras que las otras variables lo hicieron de modo suave
y gradual. La volatilidad media del tipo de cambio - medida por la desviación standard
- se puede ver en el cuadro que es significativamente más alta que la de las otras variables monetarias. Esto es precisamente lo que infunde desconfianza y desalienta la tenencia de pesos por el riesgo que implican las devaluaciones en salto.
Cuadro 2: Tasas de variación promedio anual
1955-2002
Media
Mediana
Máximo
Mínimo
Desv. Std.
Observaciones
INF
DEV
GAW
GM1
48.4
44.7
125.3
3.6
30.7
45.5
29.7
244.0
-0.90
48.0
45.7
40.9
112.0
2.0
31.2
46.1
42.2
103.3
-5.1
30.0
47
47
47
47
• 141 •
Un modelo sencillo para explicar la inflación
Como el propósito de este informe es estimar una relación de largo plazo entre devaluación,
dinero e inflación, se estimó un modelo econométrico sencillo introducido por Harberger
para explicar la inflación chilena.2 Este modelo postula, en grandes líneas, que en tanto
exista una demanda de dinero estable en la economía, la inflación estará determinada por la
tasa de expansión monetaria, por la tasa de crecimiento del PBI y por la diferencia en los
costos de oportunidad de mantener dinero. Por tratarse de un período muy largo en que la
economía uruguaya estuvo semi-abierta, el modelo de Harberger - que originalmente fue
planteado para economías cerradas -- se amplía para incorporar los factores explicativos de
la inflación vinculados al comercio exterior como son los precios internacionales (precios
de las exportaciones (Pexp) y precios de las importaciones (Pimp)) y el tipo de cambio (tc),
con lo cual se obtiene la siguiente ecuación:
Inf = a + b GM1 + c GM1(-1) + d DEV + e(Pexp/tc) + f (Pimp/tc) + g GPBI
+ h DINT + u
donde u es un residuo aleatorio.
2
Harberger, A.C.: The dynamics of Inflation in Chile, Measurements in Economics, Stanford 1963
PROYECCIÓN A LARGO PLAZO DE LA RELACIÓN IPC-DÓLAR
La interpretación de los coeficientes y sus signos es la siguiente:
. a representa la tendencia autónoma de los precios
. b y c recogen el efecto de ajustes contemporáneo y retrasado en los precios por cambios en la cantidad de dinero. Su suma debe ser positiva y debe cumplirse la
relación b+c+d=1 en virtud del postulado de homogeneidad
. d, e y f representan los efectos del tipo de cambio y de los precios internacionales y se
esperan positivos ya que por un lado los aumentos en estas variables se trasladan
a los precios internos vía costos y por otro lado se produce un efecto de sustitución entre bienes importados y domésticos haciendo aumentar los precios de estos últimos.
. g recoge el efecto del ingreso y debiera ser de signo negativo ya que un aumento del
PBI (GPBI) dejando fija la cantidad de dinero producirá una reducción de la tasa
de inflación
. h recoge el aumento del costo de oportunidad de mantener dinero (DINT).3
Los resultados de las estimaciones se muestran en el Cuadro Nº 3. El ajuste del modelo
se puede considerar satisfactorio, a juzgar por los coeficientes R2 y Durbin-Watson. El
grado de precisión del modelo también se puede apreciar en el Gráfico Nº4. Allí se
observan el valor actual de la inflación (Actual), el valor ajustado por el modelo (Fitted)
y los residuos (Residual).
Cuadro Nº 3: Una explicación del proceso de inflación
LS // Variable Dependiente: INF
Muestra (ajustada): 1957 2001
Observaciones Incluidas: 45
• 142 •
Variable
Coeficiente
Error Std.
C
G(M1)
G(M1(-1))
DEV
GPBI
G(PEXP/TC)
G(PIMP/TC)
D(INT)
-0.003
0.567
0.121
0.378
-0.853
0.201
0.290
0.001
0.023240
0.106679
0.082946
0.064851
0.285714
0.076511
0.086738
0.001351
R2
R2 ajustado
E.S. regresión
Suma Cuadr. Resid
Log likelihood
Durbin-Watson
0.922387
0.907704
0.061600
0.140401
65.97091
2.325575
Media Var. Dep.
Desv. Std. Var. Dep
Akaike info criter.
Schwarz criter.
Estad. -F
Prob(Estad.-F)
3
Ver Harberger (1963).
t-Stad
-0.120920
5.315111
1.466536
5.833495
-2.987343
2.631567
3.349903
0.630002
Prob.
0.9044
0.0000
0.1510
0.0000
0.0050
0.0123
0.0019
0.5326
0.384176
0.202764
-5.414362
-5.093178
62.81783
0.000000
JUAN CARLOS PROTASI
Gráfico Nº 4
1.0
0.8
0.6
0.4
0.2
0.2
0.1
0.0
0.0
-0.1
-0.2
60
65
70
75
Residual
80
85
Actual
90
95
00
Fitted
Los aumentos corrientes de la oferta monetaria resultaron muy siginificativos, e
indican que se trasladan con un coeficiente de 0.57 a la inflación, en tanto que los
aumentos de la liquidez en los períodos previos no resultaron significativos. La
tasa de devaluación se traslada a los precios con un coeficiente de 0.38. Esto significa que el "pass through" del tipo de cambio es menor a la unidad y que por lo
tanto cuando tiene lugar una devaluación, esta no se traslada en su totalidad a los
precios dentro del año. La inflación recoge también los efectos de los precios internacionales, tanto de los precios de exportación como de importación, trasladándose la inflación internacional con un coeficiente de 0.2 en el caso de los precios de
exportables y de 0.29 en el caso de importables. El efecto de los precios internacionales resulta menor en el caso de los bienes de exportación - caso de la carne por
ejemplo - que de los importables como es el caso del petróleo. Por último, el crecimiento del PBI ejerce un efecto negativo sobre los precios. Cuando la economía se
expande, si las restantes variables se mantienen constantes, la tasa de inflación se
reduce por una mayor oferta de bienes. En síntesis, la inflación en Uruguay, se
puede explicar por factores internos de orden monetario como por factores externos, derivados de los precios internacionales y del tipo de cambio. En el largo plazo
todas las variables monetarias tienden a equilibrarse. En el corto plazo la situación
no es así. El hecho de que la devaluación, se traslade con un coeficiente inferior a
la unidad, implica que un activo financiero que se indexe con la inflación, sufrirá
en el año que tiene lugar el salto del tipo de cambio, una pérdida de riqueza que se
estima aproximadamente en 2/3 de la devaluación.
• 143 •
PROYECCIÓN A LARGO PLAZO DE LA RELACIÓN IPC-DÓLAR
3. IPC-DÓLAR Y SALARIO-DÓLAR:
TENDENCIAS DE LARGO PLAZO
El hecho de que las variaciones del tipo de cambio no se hayan trasladado en el corto
plazo a los precios, y que la tasa de inflación dependa de otras variables además de la
devaluación, hace que la relación IPC-Dólar no se mantenga constante sino que varíe a
lo largo del tiempo. En el siguiente gráfico se observa que los precios en dólares experimentaron fuertes oscilaciones dentro de una sostenida tendencia creciente.
Gráfico Nº 5
IPC MEDIDO EN DÓLARES
Base 1955=1
10
8
6
4
2
• 144 •
0
55
60
65
70
75
80
85
90
95
00
Las caídas de los precios en dólares reflejan las fuertes devaluaciones sufridas por el peso
uruguayo en 1982 y más recientemente en el 2002. A pesar de estas bruscas caídas, se puede
ver que partiendo de un nivel 1 en 1955, en el corriente año, el índice se multiplicó por 7.
Del igual modo que los precios al consumo en dólares, también los salarios en dólares se
multiplicaron en promedio aproximadamente por 2,8 hasta 2002. Ello se aprecia en el Gráfico Nº6, donde se observa la evolución de los salarios promedios en dólares (AWTC).
Gráfico Nº 6
SALARIOS EN DÓLARES
5
4
3
2
1
0
55
60
65
70
75
80
AWTC
85
90
95
00
JUAN CARLOS PROTASI
Tendencias de largo plazo y su justificación económica
Las tendencia estimada de largo plazo para los precios medidos en dólares, mostró una
tasa de crecimiento del 6.2 % anual. Por su parte, la tendencia estimada de largo plazo
para los salarios medidos en dólares, resultó aumentar a una tasa del 4.1 % anual. Las
tablas con los resultados de las estimaciones se anexan al final del artículo.
¿Cuál es el fundamento económico para estas tendencias ?
El aumento de los precios en dólares en Uruguay se puede asociar al aumento de los
precios internacionales y al aumento relativo de la productividad laboral en los sectores
transables de la economía.4
Uruguay recibió en todo el período un fuerte impacto de los precios internacionales.
Los precios internacionales evolucionaron de modo parejo hasta el shock petrolero de
1973 (Ver Gráfico Nº 7). A partir de entonces los precios de exportación e importación
se separaron en sus niveles, pero sus variaciones fueron muy similares. Los precios de
importaciones -básicamente petróleo - se multiplicaron por 5 y los de exportación por
3.5. Esto quiere decir que algo más de la mitad de la suba de los precios en dólares al
consumo se puede explicar por los precios internacionales.
• 145 •
4
En primer lugar debemos considerar como siempre que en la economía coexisten bienes transables y no
transables en una proporción b y 1-b respectivamente, es decir
P = b Pt + (1-b) Pnt
donde P es el nivel general de precios, Pt el de los transables, y Pnt el de los no transables. La producción
óptima de bienes transables y no transables se determinan en función de la igualación de las respectivas
productividades laborales “at” y “ant” con los respectivos salarios reales W/Pt y W/Pnt. Es decir:
at = W/Pt
ant= W/Pnt
Sustituyendo se obtiene que Pnt = Pt * at/ant, donde además Pt= E* P*t, siendo E el tipo de cambio y P*t los
precios internacionales. Sustituyendo esta última expresión se obtiene que la relación P/E es igual a:
P/E= b P*t + (1-b) P*t (at/ant) o lo que es lo mismo P/E= bP*t [1+(1-b)/b*(at/ant)]
De donde resulta que los precios en dólares dependen de los precios internacionales y de las productividades
relativas. El efecto de los flujos de capitales, que es un factor de presión sobre los precios en dólares, se
recoge indirectamente en la productividad laboral. Los ingresos de capitales financian inversión en los
sectores transables, que contribuyen a incrementar la productividad.
PROYECCIÓN A LARGO PLAZO DE LA RELACIÓN IPC-DÓLAR
Gráfico Nº 7
PRECIOS INTERNACIONALES
8
6
4
2
0
55
60
65
70
75
80
PIMPTC
85
90
95
00
PEXPTC
La segunda fuerza que hizo aumentar los precios en dólares fue la productividad laboral
por su impacto sobre los salarios. La evolución de esta variable (medida como PBI/
Empleo) se observa en el siguiente gráfico.
Gráfico Nº 8
• 146 •
PRODUCTIVIDAD LABORAL
50
45
40
35
30
25
55
60
65
70
75
80
85
90
95
00
Estos argumentos se incluyen en el siguiente modelo econométrico, estimado para el
período 1968-2002 debido a la carencia de datos sobre productividad entre 1955 y 1968.
Los resultados de las estimaciones (en el Cuadro Nº 4) muestran que los precios al
JUAN CARLOS PROTASI
consumidor en dólares reaccionan con una elasticidad de 1.12 frente a los precios de
exportación y con una elasticidad de 2.35 frente a la productividad laboral, y ambos
factores contribuyen a explicar un 95,5 % de sus variaciones.
Ambos factores serán tomados en cuenta para formular la proyección en la sección
siguiente.
Cuadro Nº 4: Estimación nivel de precios en dólares
LS // Variable Dependiente: LOG(IPCDOL)
Muestra: 1968-2002
Observaciones Incluídas: 35
Variable
Coeficiente
Error Std.
t-Stat.
Prob.
C
LOG(PEXP/TC)
LOG(PIMP/TC)
LOG(PRODUCTIV)
-12.65495
1.121385
-0.030748
2.350441
0.759910
0.265874
0.185001
0.285416
-16.65322
4.217736
-0.166206
8.235130
0.0000
0.0002
0.8691
0.0000
R2
R2 ajustado
E.S. regresión
Suma Cuadr. resid
Log likelihood
Durbin-Watson
0.955604
0.951308
0.154451
0.739511
17.83664
1.487388
Media Var. Depend.
Desv. Std. Var. Dep.
Akaike info criter.
Schwarz criter.
Estad-F
Prob(Estad-F)
1.357580
0.699943
3.628542
-3.450788
222.4218
0.000000
4. PROYECCIONES A LARGO PLAZO
Se pueden formular dos tipos de proyecciones para la relación IPC-Dólar para los próximos 25 años,
(a) extrapolando la tendencia histórica y
(b) proyectando con el modelo estimado en la sección 3.
(a) La proyección en base a la tendencia histórica -- que supone una tasa de crecimiento
del 6.2 % anual -- arroja un valor del índice de precios en dólares que es 5 veces su valor
actual. (Ver Tabla A.1. de valores proyectados en el Anexo y Gráfico Nº 9) . Esto significaría que si un inversor colocara su dinero en el corriente año en un bono indexado
con IPC, al final de los 25 años, su capital se habrá multiplicado por 5 en términos de
dólares. Esta proyección puede ser un tanto optimista, si se tiene en cuenta que durante
el período de 1955-2002 el mayor aumento de la relación IPC-Dólar fue durante la
• 147 •
PROYECCIÓN A LARGO PLAZO DE LA RELACIÓN IPC-DÓLAR
década del 90 a raíz de los aumentos de precios en dólares en la región como consecuencia de los planes Real y de Convertibilidad. En la medida de que estos planes
probablemente no se vuelvan a repetir, la tasa de crecimiento de 6.2 % anual, puede
sobreestimar la valoración del capital en los próximos veinticinco años.
(b) Para realizar una proyección con el modelo, es necesario primero proyectar las
variables explicativas de la relación, es decir PEXP/TC, PIMP/TC y Productividad.
Para los tres casos, se estimaron las tendencias históricas y se proyectaron sus valores
hasta el año 2027. La proyección resultante también se muestra en la Tabla A.1. de
valores proyectados en el Anexo, en el que resulta que una inversión en un bono indexado
con IPC, mostraría un incremento de su capital en dólares del 110 % al final del período, equivalente a un 3 % anual.
Gráfico Nº 9
BASE 1955=1
PROYECCIONES RELACIÓN PRECIOS-DOLAR
60
50
Tendencia
histórica
• 148 •
40
M odelo transables
no transables
30
20
10
04 06 08 10 12 14 16 18 20 22 24 26
JUAN CARLOS PROTASI
5. CONCLUSIONES
En cualquiera de ambas proyecciones, la inversión en títulos indexados aparece como
muy rentable, teniendo en cuenta que además pagará un cupón que podría ser del orden
del 8 % anual en UI.
Sin embargo, el riesgo de cambio no está cubierto en todo momento de la vida del bono.
Si llegara a ocurrir una devaluación en el año del vencimiento del bono, como mostramos arriba, los precios no recogerán la depreciación de la moneda dentro del año, por lo
que si la devaluación es importante, la pérdida de capital puede ser también muy importante. Claro que esta pérdida se compensaría con la ganancia de los años anteriores.
Al respecto y de acuerdo a los patrones históricos de la inflación y de la devaluación, se
puede esperar que en 25 años, el tipo de cambio se devalúe en un porcentaje mayor al
50 % en por lo menos 8 años de los 25, y más de un 100% en por lo menos una vez en
dicho período. Si en algún momento de los próximos 25 años, el tipo de cambio se
devaluara en un porcentaje de 110%, la ganancia acumulada de capital sería aproximadamente cero, y el tenedor de un bono indexado sólo ganaría el cupón. Una devaluación
superior al 110 % ocurrió tres veces en la historia que fue en 1965 (173%), 1972 (244
%) y 1982 (148%). En la hipótesis de la tendencia histórica del 6.2 % anual, estas
devaluaciones serían absorbidas con creces por el incremento del IPC.
Si para compensar por el riesgo de cambio, se quisiera establecer un mecanismo de
seguro, y si la proyección estimada de la relación IPC-Dólar de un 3 % anual, se cumpliera en la realidad, el fondo del seguro se alimentaría por la diferencia entre IPC y
dólar en los años en que la brecha es positiva y según estas proyecciones podría llegar a
cubrir una devaluación del 110 % sin costo adicional.5
6
El Cálculo exacto habría que hacerlo tomando el flujo descontado de caja.
• 149 •
PROYECCIÓN A LARGO PLAZO DE LA RELACIÓN IPC-DÓLAR
ANEXO
Tabla A.1.: VALORES PROYECTADOS
obs
• 150 •
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
2010
2011
2012
2013
2014
2015
2016
2017
2018
2019
2020
2021
2022
2023
2024
2025
2026
2027
HISTÓRICA
MODELO
10.6000
11.32512
12.04883
12.81880
13.63797
14.50949
15.43670
16.42316
17.47266
18.58923
19.77715
21.04098
22.38558
23.81610
25.33804
26.95723
28.67990
30.51265
32.46252
34.53700
36.74404
39.09212
41.59025
44.24803
47.07564
50.08395
10.6000
10.95920
11.28798
11.62662
11.97541
12.33468
12.70472
13.08586
13.47843
13.88279
14.29927
14.72825
15.17010
15.62520
16.09395
16.57677
17.07408
17.58630
18.11389
18.65730
19.21702
19.79353
20.38734
20.99896
21.62893
22.27780
JUAN CARLOS PROTASI
CUADRO A.1.: TENDENCIA DE LARGO PLAZO PARA LOS PRECIOS EN DÓLARES
LS // Variable Dependiente: LOG(IPCDOL)
Muestra (ajustada): 1956 2002
Observaciones Incluidas: 47
Convergencia alcanzada después de 3 iteraciones
Variable
Coeficiente
Error Std.
t-Stad.
Prob.
C
TIME
AR(1)
-0.608277
0.061945
0.646219
0.196608
0.006511
0.115634
-3.093855
9.513453
5.588484
0.0034
0.0000
0.0000
R2
R2 ajustada
E.S. regresión
Sum Cuadr. Resid
Log likelihood
Durbin-Watson
Raíces AR
Invertidas
0.945049
0.942551
0.214214
2.019050
7.276625
1.930740
Media Var. Dep.
Desv Std. Var. Dep.
Akaike info criter.
Schwarz criter.
Estad-F
Prob(Estad-F)
0.979692
0.893727
-3.019861
-2.901767
378.3533
0.000000
.65
CUADRO A.2.: Tendencia estimada para los salarios en dólares
LS // Variable Dependiente: LOG(AWTC)
Muestra (ajustada): 1956 2002
Observaciones Incluídas: 47
Convergencia alcanzada después de 3 iteraciones
• 151 •
Variable
Coeficiente
Error Std.
t-Stad.
Prob.
C
TIME
AR(1)
-0.464250
0.041574
0.527632
0.168812
0.005743
0.132926
-2.750099
7.238563
3.969370
0.0086
0.0000
0.0003
R2
R2 ajustado
E.S regresión
Sum Cuadr. Resid.
Log likelihood
Durbin-Watson
Raíces AR Invertidas
0.854375
0.847755
0.251904
2.792050
-0.340882
1.779329
.53
Media Var. Dep.
Desv. Std. Var. Dep.
Akaike info criter.
Schwarz criter.
Estad.-F
Prob(Estad-F)
0.598286
0.645601
-2.695712
-2.577617
129.0728
0.000000
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