IPPI2 - Banco Central de Costa Rica

BANCO CENTRAL DE COSTA RICA
DIVISION ECONÓMICA
DEPARTAMENTO DE CONTABILIDAD SOCIAL
07/02/2000
INDICE DE PRECIOS AL PRODUCTOR DE LA INDUSTRIA
MANUFACTURERA NACIONAL (IPPI/2)
Base diciembre 1999=100
METODOLOGÍA DE CÁLCULO Y RESULTADOS
INDICE
INTRODUCCION .............................................................................................................................. 3
A. METODOLOGIA DE CALCULO ................................................................................................ 4
1. MARCO TEORICO ...................................................................................................................... 4
2. SELECCIÓN DE UNA MUESTRA DE ESTABLECIMIENTOS MANUFACTUREROS PARA LA
CONSTRUCCIÓN DE UNA MUESTRA MAESTRA DE PRODUCTOS .................................... 5
2.1 MARCO MUESTRAL ....................................................................................................... 6
2.2 ESTRUCTURA DEL MARCO MUESTRAL ..................................................................... 7
2.3 DISEÑO MUESTRAL PARA LA SELECCIÓN DE ESTABLECIMIENTOS .................... 8
3. MUESTRA MAESTRA ............................................................................................................... 12
4. SELECCIÓN DE PRODUCTOS “UNICOS” Y CÁLCULO DE PONDERACIONES ............... 13
B. RESULTADOS ............................................................................................................................ 17
1. PONDERACIONES POR CIIU.................................................................................................. 17
2. COMPORTAMIENTO DEL IPP/2 EN 1999 Y COMPARACION CON EL DEL IPPI/1 ............ 19
C. CONCLUSIONES Y RECOMENDACIONES........................................................................... 23
2
INTRODUCCION
El presente documento expone el marco teórico utilizado en el montaje de un Indice de precios al
productor industrial (IPPI) sobre una base actualizada, así como los resultados del indicador
construido, el cual permitirá mejorar la precisión para medir el cambio medio de los precios de las
transacciones nacionales a nivel del productor de bienes manufacturados localmente.
La investigación realizada partió de la presunción de que los cambios económicos que se dieron en
nuestro país en los últimos años, pudieron haber incidido en la estructura productiva del sector
manufacturero, desactualizando la estructura del IPPI/11, con lo que se hacía necesario revisar su
canasta, pues las ponderaciones de ese indicador corresponden a 1989.
El documento desarrolla en el primer aparte la metodología de construcción del IPPI/22 con una
base más reciente, seguidamente se presentan los resultados para 1999 y en el último apartado se
realiza un análisis comparativo del comportamiento del nuevo indicador con el del IPPI/1.
El indicador construido en esta investigación presenta en términos generales las siguientes
características:
Ponderaciones correspondientes a 1997.
Base diciembre 1999=100.
Datos agrupados de acuerdo con la Clasificación Industrial Internacional Uniforme de todas
las actividades económicas (CIIU), Revisión 3.3
Cobertura geográfica nacional.
Circunscrito a los artículos elaborados por la industria manufacturera para consumo interno.
Calculado con la fórmula de Laspeyres modificada.
1
El término IPPI/1 se refiere en este documento al índice que calculó el BCCR desde 1991 hasta diciembre de
1999, el cual tiene base 1991=100 y ponderaciones de 1989.
2
Se utiliza el término IIPI/2 para nombrar al nuevo índice de precios al productor, cuya construcción se
describe en este documento.
3
Naciones Unidas, Departamento de asuntos económicos y sociales, Informes estadísticos Serie M No.4,
Rev.3 Clasificación industrial internacional uniforme de todas las actividades económicas, tercera revisión,
Nueva York, 1990
3
A. METODOLOGIA DE CALCULO
1. MARCO TEORICO
El modelo sobre el cual se construye el IPP/2, según el Bureau de Estadísticas Laborales de Estados
Unidos4, establece la existencia de un Índice teórico (IT) basado en el ingreso de la industria y
definido por una función de ingreso I(p,i,t), donde el ingreso depende de los precios de los
productos (p), la cantidad de insumos (i) y el estado de la tecnología (t), y asume que i y t son
constantes.
El IT es el resultado comparativo de la función de ingreso en el periodo actual con la misma función
en el periodo base:
IT
t

I ( pt , i o , t o )
I ( p , io , t o , )
o
donde t representa el periodo actual y o el periodo base.
Esta función teórica supone que las cantidades de materia prima son fijas, pero permite sustituir las
cantidades de producto.
No obstante lo anterior, la fórmula seleccionada para calcular el IPPI/2 es la de Laspeyres, en la
cual el ingreso del periodo de referencia,  po qo, es el que efectivamente se observó en la base y
concuerda con el de la función de ingreso. Sin embargo, Laspeyres estima el numerador de la
función por medio de la fórmula  pt qo, lo que impone una restricción adicional al modelo de IT, al
suponer que las cantidades producidas en t son constantes y corresponden a las del periodo base.
Por tanto, el modelo sobre el que se basa el IPPI/2 descansa sobre los siguientes supuestos:
a. La tecnología empleada en la producción de los bienes es constante.
b. La cantidad y tipo de insumos en la producción de una determinada variedad de artículo son
constantes en el tiempo.
c. Ante cambios en los precios de insumos y productos, las empresas varían las combinaciones
de estos elementos para maximizar sus beneficios.
4
Early John F. “Improving the measurement of producer price change”. Washington D.C., Departamento de
Trabajo de Estados Unidos, Bureau de Estadísticas Laborales, 1986. P. 10-13
4
El índice de Laspeyres original mide el cambio en los precios presentes en un periodo determinado
con respecto a los de un periodo base y emplea como ponderaciones las cantidades del año base en
ambos periodos, por tanto, mide la variación, a través del tiempo, de los precios de una canasta fija
de bienes, con ponderaciones constantes que proceden de la base del indicador.
Para calcular el indicador en esta investigación se utilizó la fórmula de Laspeyres modificada, cuya
variación consiste en considerar que la base del periodo de cálculo es el periodo inmediatamente
anterior. Esta fórmula se utiliza internacionalmente para calcular gran cantidad de índices de precios
porque permite efectuar sustituciones, inclusiones y eliminaciones de artículos y unidades de
notificación, e incluso modificar parcialmente la importancia relativa a nivel de artículo, empresa y
en algunas circunstancias, a nivel de clase de actividad.
La fórmula en cuestión se define como:
pit
n
 pit 1 qio *
It/o

i 1
n
pit 1
 pit 1 qio
 I t 1 / o
i 1
donde:
t
o
: periodo de interés
: periodo base
pio : precio del artículo i en el periodo base
pit : precios del artículo i en el periodo t
qio : cantidad vendida del artículo i en el periodo base
I t/o : índice del periodo t con base en o
2. SELECCIÓN DE UNA MUESTRA DE ESTABLECIMIENTOS MANUFACTUREROS
PARA LA CONSTRUCCIÓN DE UNA MUESTRA MAESTRA5 DE PRODUCTOS
Para construir la canasta de productos que conforman un indicador de precios y la estructura de
ponderaciones, es necesario seleccionar una muestra de productos cuyo comportamiento en el
precio sea representativo del movimiento de precios del sector de interés.
En el país se carece de una lista de bienes elaborados por el sector manufacturero que sirva de
marco muestral para nuestros propósitos6, por lo que se utilizó el sistema recomendado
internacionalmente para trabajos similares, el cual consiste en construir una muestra maestra de
5
Una muestra maestra se define como una muestra grande seleccionada en una fase inicial y que
posteriormente sirve de marco para seleccionar otras muestras.
5
artículos a partir de la información que se obtiene de una muestra representativa de establecimientos
manufactureros, y de la cual se seleccionará posteriormente la canasta del indicador.
2.1 MARCO MUESTRAL
A fin de obtener la muestra de establecimientos industriales, se construyó un marco muestral de
establecimientos con información proveniente de la Caja Costarricense del Seguro Social (CCSS)
para 1996.
La unidad estadística empleada fue el establecimiento, definido como “..la combinación de
actividades y recursos dedicados, bajo la propiedad o el control de una sola entidad, a la producción
del grupo más homogéneo de bienes y servicios...” 7. Sin embargo, el marco utilizado contenía
establecimientos y empresas, que no en todos los casos se pudieron diferenciar y separar, por lo
tanto los términos se utilizan como sinónimos en lo que resta del documento.
En este marco se incluyeron cuatro variables asociadas a cada unidad estadística, a saber: número
de identificación, nombre, CIIU revisión 3 por clase (4 dígitos) y promedio mensual de
trabajadores.
Se realizó una depuración de elementos extraños en el marco, tales como empresas que venden toda
su producción en mercados foráneos, establecimientos no pertenecientes al sector manufacturero,
etcétera, y se verificó la CIIU asignada.
La medida del tamaño de cada empresa escogida para estimar el peso relativo de la empresa dentro
de la producción nacional fue el valor de sus ventas, realizadas durante el periodo de referencia.
Sin embargo se hizo necesario utilizar una variable auxiliar que tuviera una estructura similar a la
del valor de las ventas, pues no se contó con esa variable en el marco. La variable auxiliar escogida
fue el número medio mensual de trabajadores reportados a la CCSS por cada establecimiento, y fue
esta variable la que determinó la probabilidad de selección de cada unidad estadística.
Para utilizar una variable como auxiliar en un diseño muestral se requiere que esté relacionada con
la variable de interés. Al respecto, el análisis de correlación entre el valor bruto de producción y el
empleo medio por empresa, realizado por el Instituto de investigaciones en Ciencias Económicas de
la Universidad de Costa Rica, con cifras de la Encuesta de Coyuntura Industrial practicada al sector
6
Estas listas provienen generalmente de censos específicos (Censos Agropecuarios, Industriales, etcétera).
OEA e IIE, Indice de la clasificación industrial internacional uniforme de todas las actividades económicas.
Washington D.C, OEA e IIE, 1976, pg 7
7
6
manufacturero para 1997, arrojó un coeficiente de correlación del 82,7%, lo que justifica el uso de
la variable personal ocupado como variable auxiliar para el diseño.
Un análisis similar se repitió al final de la investigación realizada, y el coeficiente de correlación
entre el empleo medio mensual y el dato de ventas reportado por las empresas encuestadas fue de un
81%, lo que corrobora el supuesto del diseño.
2.2 ESTRUCTURA DEL MARCO MUESTRAL
Al clasificar las empresas del marco muestral según el número medio mensual de trabajadores
empleados en cada una, se obtuvo el siguiente resultado:
CUADRO 1
NÚMERO DE ESTABLECIMIENTOS Y TRABAJADORES
SEGÚN CATEGORÍA DE EMPLEO
Empleo
medio
00-05
05-10
10-15
15-20
20-30
30-40
40-60
60-100
100-150
150-200
200 y +
TOTAL
Establecimientos
2.873
58,0%
824
16,6%
357
7,2%
205
4,1%
199
4,0%
106
2,1%
106
2,1%
91
1,8%
62
1,3%
38
0,8%
95
1,9%
4.956
100,0%
Trabajadores
6.596
6,7%
5.847
5,9%
4.372
4,4%
3.545
3,6%
4.831
4,9%
3.716
3,8%
5.083
5,2%
6.960
7,1%
7.636
7,8%
6.717
6,8%
43.140
43,8%
98.444
100,0%
La distribución de las empresas según el número de trabajadores mostró una marcada asimetría
positiva; por ello se decidió no considerar para la selección de la muestra a las empresas cuyo
empleo mensual medio fuera inferior a diez trabajadores. Esto por cuanto, según se desprende del
Cuadro 1, de los 4956 establecimientos registrados, el 75% está compuesto por empresas con menos
de diez empleados que agrupan únicamente el 12,6% del total de trabajadores empleados en el
sector manufacturero. Además, las empresas pequeñas cambian de actividad y ubicación con
relativa frecuencia lo que representa un inconveniente para considerarlas tanto en el trabajo de
campo inicial como para eventuales informantes de precios.
7
También se decidió que las empresas con más de 100 trabajadores formaran un estrato de unidades
autorrepresentadas que automáticamente pasaran a formar parte de la muestra con probabilidad
igual a la unidad. Esto porque unos pocos establecimientos agrupaban gran cantidad de la mano de
obra industrial: según se aprecia en el Cuadro 1, tan sólo 195 empresas (las que tienen más de 100
trabajadores) concentran el 67% de los trabajadores del sector.
Después de realizar los ajustes mencionados anteriormente la estructura del marco quedó
conformada de la siguiente manera:
CUADRO 2
NÚMERO DE ESTABLECIMIENTOS Y TRABAJADORES
SEGÚN CATEGORÍA DE EMPLEO
Empleo medio
10-15
15-20
20-30
30-40
40-60
60-100
+ de 100
TOTAL
Establecimientos
357
205
199
106
106
91
195
1.259
28,4%
16,3%
15,8%
8,4%
8,4%
7,2%
15,5%
100,0%
Trabajadores
4.372
3.545
4.831
3.716
5.083
6.960
57.493
86.001
5,1%
4,1%
5,6%
4,3%
5,9%
8,1%
66,9%
100,0%
Así, el tracto por muestrear lo conformaron el conjunto de empresas que tienen entre 10 y 100
trabajadores. Los establecimientos más grandes, como se mencionó, fueron censados.
2.3 DISEÑO MUESTRAL PARA LA SELECCIÓN DE ESTABLECIMIENTOS
El marco muestral se estratificó según la actividad principal de los establecimientos de acuerdo con
la CIIU revisión 3 a dos dígitos, con el objetivo de lograr una reducción en la variancia de los
estimadores.
Al agrupar las empresas y sus trabajadores por CIIU se observó una clara concentración de
establecimientos y trabajadores en las industrias dedicadas a la elaboración de productos
alimenticios y bebidas (división 15).
Por otra parte, y según se observa en el Cuadro 3, el empleo medio de los establecimiento difiere
significativamente de una división a otra, fluctuando entre 22 trabajadores en la división 37 y 725
en las actividades dedicadas a la refinería de petróleo (división 23).
8
CUADRO 3
NÚMERO DE ESTABLECIMIENTOS Y TRABAJADORES,
POR DIVISIÓN CIIU
Trabajadores
CIIU 3
Descripción
Establecimientos
359
28,5%
por empresa
Trabajadores
33.330 38,8%
93
15
Elaboración de prod alimenticios y bebidas
16
Elaboración de prod de tabaco
2
0,2%
497
0,6%
249
17
Elaboración de prod textiles
52
4,1%
3.827
4,5%
74
18
Fabricación de prendas de vestir
84
6,7%
3.949
4,6%
47
19
Curtido de cueros, fab de maletas, bolsos,
talabartería y calzado
42
3,3%
2.419
2,8%
58
20
Produc de madera y prod de madera, exc
muebles; fab de materiales trensables
114
9,1%
3.609
4,2%
32
21
Fabricación de papel y prod de papel
35
2,8%
3.356
3,9%
96
22
Actividades de edición e impresión
74
5,9%
3.827
4,5%
52
23
2
0,2%
1.450
1,7%
725
24
Fab de coque y prod de la refinación del
petróleo
Fab de sustancias y prod químicos
87
6,9%
5.407
6,3%
62
25
Fab de prod de caucho y plástico
92
7,3%
8.140
9,5%
88
26
Fab de otros prod minerales no metálicos
57
4,5%
4.203
4,9%
74
27
Fab de metales comunes
9
0,7%
896
1,0%
100
28
Fab de prod de metal, exc maquinaria y equipo
64
5,1%
2.946
3,4%
46
29
Fab de maquinaria y equipo NCP
51
4,1%
1.851
2,2%
36
31
Fab de maquinaria y aparatos eléctricos NCP
24
1,9%
2.258
2,6%
94
32
7
0,6%
269
0,3%
38
4
0,3%
386
0,4%
97
34
Fab de equipo y aparatos de radio, TV y
comunicaciones
Fab de instrumentos médicos de precisión y
relojes
Fab de vehículos automotores
19
1,5%
730
0,8%
38
35
Fab de otros tipos de equipo de transporte
11
0,9%
399
0,5%
36
36
Fab de muebles: industrias manuf NCP
67
5,3%
2.185
2,5%
33
37
Reciclamiento
3
0,2%
66
0,1%
22
86.001 100,0%
68
33
TOTAL
1.259
100,0%
Al analizar el comportamiento de la variable “personal ocupado”, se apreció una gran dispersión
también dentro de las divisiones. Por lo tanto se estratificó nuevamente dentro de cada una,
utilizando para ello el tamaño del establecimiento como criterio para estratificar.
Se definieron cuatro estratos dentro de cada división CIIU de acuerdo con el tamaño de los
establecimientos; los límites de estos se marcaron con los siguientes cortes: 10 a 20, 21 a 40, 41 a
60 y 61 a 100 trabajadores, muy similares a los definidos al construir el IPPI/1.
La estructura del marco, incluyendo el doble criterio de estratificación, se presenta en el Anexo 1.
9
El tamaño de la muestra dentro de cada división industrial y dentro de cada estrato, para aquellos
establecimientos cuyo empleo medio está entre 10 y 100 trabajadores, se calculó utilizando la
fórmula de Neyman, en la que intervienen la variabilidad y el tamaño de los estratos, y supone que
el costo de cada entrevista no es sustancialmente diferente de un estrato a otro:
n
i
 L

  N ih S ih 
 h 1

2
L
V i N i   N ih S ih
2
h 1
donde:
i
h
L
: división CIIU
: un número entre 1 y 4 que representa el estrato
: número de estratos
Nih
Ni
Sih
: número de empresas en h de i
: número de empresas en i
: desviación estándar del promedio mensual de trabajadores en el estrato h de i
Vi : variancia deseada (Vi = di / Z)2
di
X
: error máximo permisible, como un porcentaje del promedio (d i = ei * X ), donde ei es un porcentaje
: promedio
El tamaño de la muestra se calculó con un porcentaje de error máximo permisible de un 10% del
promedio y un nivel de confianza del 95%. Los datos para el cálculo de los tamaños de muestra y
los resultados se presentan en el Anexo 2.
El tamaño de muestra calculado para cada división CIIU se distribuyó entre los estratos mediante la
fórmula de asignación óptima o asignación de Neyman, en la que nih es el número de
establecimientos de la muestra en el estrato h de la división i, y se define como:
n
ih
 ni 
W ih
W
s
ih
ih
s
ih
donde
Wih= Nih / Nih
Para mantener el nivel de precisión deseado se supuso un nivel de no respuesta del 5% y se
incrementó el tamaño de muestra, después de la asignación, en un porcentaje igual. Los resultados
de este ajuste se presentan en el Anexo 2.
10
El tamaño total de la muestra fue de 279 establecimientos, incluyendo los autorrepresentados. La
fracción total de muestreo fue de 22,2%, la cual se distribuyó entre los estratos como se presenta en
el cuadro siguiente.
CUADRO 4
NÚMERO DE ESTABLECIMIENTOS Y FRACCIÓN DE MUESTREO
SEGÚN CATEGORÍA DE EMPLEO MEDIO
Empleo medio
10-20
Establecimientos Establecimientos
Fracción
en el marco
en la muestra
muestreo (%)
562
27
4,8
20-40
305
25
8,2
40-60
106
15
14,2
60-100
91
21
+ de 100
TOTAL
8
23,1
8
191
1.255
191
283
100,0
22,5
Finalmente, la selección de las muestras dentro de cada estrato se realizó con el método de
Selección con probabilidades proporcionales al tamaño (PPT), en forma sistemática con arranque
aleatorio y de manera independiente dentro de cada división.
Las encuestas a los establecimientos seleccionados se realizaron en un trabajo de campo durante el
año 1998.
El periodo de referencia fue el año 1997, por esto el dato de ventas solicitado a las empresas se
refirió a ese año y, por ende, las ponderaciones del indicador corresponden a 1997.
Se preguntó a las empresas por los artículos producidos en 1997, el valor de las ventas netas de
impuestos por producto en ese año y el correspondiente porcentaje exportado.
La tasa de no respuesta en este primer trabajo de campo fue de un 2,1%, la cual resulta inferior a lo
supuesto en el diseño de muestreo (5%). Este resultado se considera sumamente satisfactorio al
compararlo con las tasas de alrededor del 30% que son usuales en este tipo de encuestas.
Los errores de marco (15% del total de establecimientos seleccionados) consistieron principalmente
en empresas que exportaban toda su producción o que estaban en el marco clasificadas
erróneamente pues no pertenecían al sector manufacturero (en conjunto representaron 10 puntos
porcentuales de los errores de marco).
8
Esta cifra difiere de la que se presenta en los cuadros 1 y 2 porque posteriormente a la confección de la
estructura del marco se eliminaron 4 establecimientos que exportaban el 100% de su producción.
11
Según el resultado de la entrevista, las encuestas se clasificaron como sigue:
CUADRO 5
NÚMERO DE ENCUESTAS
SEGÚN EL RESULTADO OBTENIDO
Resultado
Completas
Errores de marco 9
Rechazos
Cantidad
230
43
Porcentaje
81,0
14,8
6
279
2,1
100,0
3. MUESTRA MAESTRA
Con la información obtenida de las entrevistas a los establecimientos seleccionados se construyó
una muestra maestra.
Esta muestra consistió en un conjunto con productos “genéricos”10 altamente representativo de la
población de interés, por cuanto la información fue suministrada por 230 empresas, las cuales
agrupaban aproximadamente el 65% del total de la mano de obra empleada por las empresas con
más de 10 trabajadores (este porcentaje se reduce al 57% si se considera el total de empresas).
La unidad estadística elemental de la muestra maestra es el artículo, entendido como cualquier bien
que: (a) clasifique en alguna de las desagregaciones de la CIIU 3 comprendida entre la 1511 y la
3720, (b) sea producido por una empresa perteneciente a la industria manufacturera y (c) se
comercialice internamente en Costa Rica.
Por tanto, la muestra maestra consistió en un listado, con todos los requisitos de un marco muestral,
de artículos industriales11 producidos y vendidos en el país durante el periodo de referencia (1997),
cada uno con una medida de tamaño asociada (ventas netas en 1997) que indica la importancia
relativa de cada producto dentro de la producción nacional.
Para inferir a la población los datos de ventas obtenidos de la muestra de establecimientos, es
necesario expansionar los datos muestrales por un factor.
9
Se refiere a aquellas empresas que exportan toda de su producción, que pertenecen a otro sector productivo,
o no fueron localizadas.
10
Se refiere a productos que no están con la suficiente especificación para identificar el precio, es decir que
hay más de un precio asociado a él.
12
Los factores de expansión se calcularon como las inversas de la probabilidad de selección de cada
establecimiento, utilizando para ello la siguiente fórmula:
FE k 
1

Pihk
M ih
M ihk  nih
donde:
FEk = factor de expansión del establecimiento k
Pihk = probabilidad de selección del establecimiento k del estrato h de la división i
Mih = número de trabajadores del estrato h de la división i
Mihk = número de trabajadores del establecimiento k
nih = tamaño de muestra del estrato h de la división i
Las probabilidades de selección y los factores de expansión se ajustaron de acuerdo con los
resultados del trabajo de campo, es decir, considerando los errores de marco (eliminando las
empresas exportadoras, las no localizadas, las que cerraron, etcétera).
Los factores corregidos se utilizaron para expansionar el dato muestral de ventas por producto
genérico y por empresa, a las ventas poblacionales. Las cifras expandidas se incorporaron a la
muestra maestra.
4. SELECCIÓN DE PRODUCTOS “UNICOS”12 Y CÁLCULO DE PONDERACIONES
La muestra maestra se conformó con productos “genéricos”, entendiendo como tales aquellos cuya
definición no es lo suficientemente específica de modo que su precio dependerá de las
características que se escojan.
Cada producto genérico de la muestra maestra debe desagregarse en productos más específicos
hasta obtener un artículo único (en el sentido que se le da en este documento), y que por tanto tenga
un solo precio asociado.
Se seleccionó a todos los bienes genéricos de la muestra maestra como candidatos a ser
desagregados posteriormente, para obtener a partir de ellos la muestra de productos únicos. La
11
En este trabajo el término “industria” se refiere a lo que formalmente se conoce como “manufactura”, ya
que popularmente es más conocida.
12
Se refiere a productos que están descritos con suficiente detalle en cuanto a las características que
determinan su precio (marca, tamaño, tipo de envase, material, condiciones de venta, etcétera), de manera que
tienen un precio único.
13
decisión de considerarlos a todos se basó en la observación de que la mayoría mostró un peso
relativo importante dentro de la muestra maestra.
Para determinar el tamaño total de la canasta de productos únicos se utilizaron básicamente tres
criterios:
a. En general, es suficiente desagregar un bien genérico en dos, tres o cuatro bienes específicos, en
términos de representatividad del movimiento del precio. Este criterio concuerda con el
expresado en algunas recomendaciones internacionales.
b. Un promedio de tres o cuatro informantes por producto es satisfactorio para capturar la
variabilidad de su precio, esto con base en la experiencia acumulada en el Departamento de
Contabilidad Social con el IPPI/1.
c. Una sola persona puede recopilar hasta un máximo de 1500 precios al mes, siendo este el
número total de recolectores con que se cuenta para el estudio y posterior actualización del
índice.
Finalmente, el número de desagregaciones y unidades de notificación (informantes) por producto
dependió del grado de homogeneidad del bien, de su peso relativo y de la variabilidad de su precio
en el tiempo (el comportamiento del precio de bienes homogéneos puede ser captado con menos
desagregaciones, lo mismo para precios con menor variabilidad o menor peso relativo).
La selección de los productos únicos se realizó mediante una técnica de muestreo aleatorio conocida
como “desagregación”, la cual asigna probabilidades de selección proporcionales al tamaño de cada
unidad estadística.
La importancia de este proceso radica en que otorga a las unidades de la población una probabilidad
conocida de ser seleccionadas, lo cual permite calcular la probabilidad de acercamiento de los
resultados muestrales al valor poblacional.
La técnica consiste en tres pasos básicos:
a. Confeccionar una lista de productos.
b. Asignar una medida de tamaño a cada producto.13
c. Seleccionar bienes más específicos a partir de cada artículo de la lista, mediante el método de
Probabilidades proporcionales al tamaño, en forma sistemática, con un arranque aleatorio y un
13
Para obtener la medida de tamaño para el muestreo se consideraron, en orden de importancia, las siguientes
alternativas: (a) el valor de las ventas, (b) el porcentaje de las ventas que el productor estima representa cada
producto, (c) un rango jerarquizado de la importancia de cada producto dentro del total de ventas, y por
14
intervalo de selección “I” tal que 1  I  100/n, donde n es el número de unidades que deben ser
seleccionadas.
Estos pasos se repiten sucesivamente a niveles cada vez más detallados hasta seleccionar un bien
único en todas las características que determinan su precio (no es necesario realizarla sobre aquellas
que no influyen en él).
En cualquier etapa de la desagregación, la lista de productos debe reunir los requisitos básicos de un
marco muestral, sin omisiones, duplicaciones ni elementos extraños.
Los artículos elegibles en este proceso son aquellos que la empresa produjo al momento de realizar
la desagregación y que además se produjeron durante el periodo de referencia, excluyendo los
artículos nuevos pues no son representativos del periodo de referencia (1997).
La información obtenida en esta etapa, permitió construir la estructura de las ventas por productos
específicos para cada empresa.
La distribución de las entrevistas, de acuerdo con su resultado, puede apreciarse en el cuadro
siguiente:
CUADRO 6
NÚMERO DE ENCUESTAS
SEGÚN EL RESULTADO OBTENIDO
Resultado
Cantidad
Porcentaje
Completa
216
93,5
Rechazo
14
6,1
Cerró
1
4,3
TOTAL
231
100,0
La no respuesta en esta segunda encuesta fue de un 6%, conformada por establecimientos que, a
pesar de haber suministrado el dato de ventas por producto genérico, se negaron a detallar más su
producción o no quisieron colaborar en el suministro mensual de los precios.
La muestra maestra, conformada por 116 artículos genéricos, se desagregó en un promedio de tres
bienes únicos, para los cuales se seleccionaron en promedio tres informantes, lo que condujo a una
canasta de 1044 renglones.
último, de no lograr ninguna estimación de parte del informante (d) se asignaron probabilidades iguales de
selección.
15
Luego de eliminar la no respuesta, la canasta del IPPI/2 quedó conformada por 929 renglones y 216
informantes, lo cual representa un 40% de incremento en los productos y un 21% en los
informantes, respecto a la canasta del IPPI/1 (661 productos y 178 informantes).
El sistema de ponderaciones final para el IPPI/2 se calculó, en términos generales, como la
multiplicatoria del peso relativo de los productos únicos dentro de la empresa, la participación de la
empresa dentro de la CIIU y la importancia de la CIIU dentro del total de ventas.
16
B. RESULTADOS
1. PONDERACIONES POR CIIU
La estructura de las ponderaciones del IPPI/2 se presenta en el cuadro siguiente. Para confirmar su
consistencia, se comparó esta estructura con la similar de las Cuentas Nacionales para el sector
manufacturero calculada por el Departamento de Contabilidad Social (DCS).
El DCS calcula el valor de la producción clasificado según la CIIU revisión 2, mientras que las
ponderaciones del IPPI/2 se clasificaron según la CIIU revisión 3. Por tanto para hacer la
comparación se aproximaron las ponderaciones del IPPI/2 clasificadas por CIIU 2 a dos dígitos,
mediante reagrupaciones y distribuciones aproximadas de los pesos relativos, lo que puede acarrear
cierto grado de imprecisión en las ponderaciones por CIIU 2. Los resultados se presentan en el
cuadro 7.
CUADRO 7
PARTICIPACIÓN RELATIVA DE LAS VENTAS DE LA INDUSTRIA
POR DIVISIÓN CIIU
-porcentajesPonderaciones Ventas de la
del IPPI/2
manufactura 14
CIIU 2
31 Prod alimenticios, bebidas y tabaco
53,6
52,0
32 Textiles, prendas de vestir y cueros
3,5
6,1
33 Prod de madera
2,2
1,2
34 Prod de papel, imprentas y editoriales
11,6
9,2
35 Sust químicas, derivados de petróleo,
prod de plástico
36 Prod minerales no metálicos, exc
derivados de petróleo
37 Industrias metálicas básicas
17,3
21,2
4,7
3,9
3,1
1,2
38 Prod metálicos, maquinaria y equipo
4,0
4,2
39 Otras industrias
0,0
1,0
100,0
100,0
TOTAL
Ambas estructuras guardan una estrecha relación entre sí, a pesar de que su cálculo se realizó por
distintas vías, lo que refuerza la confiabilidad de las cifras logradas. Según se aprecia en el cuadro
anterior, las tres divisiones de mayor importancia en ambas estructuras son las industrias de
14
Información suministrada por la Sección Actividades Productoras de Bienes y Comercio.
17
productos alimenticios (CIIU 31), combustibles y productos plásticos (CIIU 35) y productos de
papel (CIIU 34), en ese mismo orden. Igualmente en ambas estructuras las tres divisiones anteriores
agrupan exactamente el 82,5% del peso relativo total.
CUADRO 8
PONDERACIONES DEL IPPI/1 EN
1989 Y DEL IPPI/2 EN1997, POR CIIU 2
-porcentajes-
En el Cuadro 8 pueden verse las ponderaciones de 1989
obtenidas del IPPI/1 y las logradas en este trabajo para
el IPPI/2. Las actividades con mayor incremento en su
CIIU 2
1989
1997
31
45,4
53,6
32
7,8
3,5
33
2,3
2,2
alimenticios (CIIU 31) y productos de papel (CIIU 34).
34
8,4
11,6
En contraste, las divisiones Textiles y cueros (CIIU 32)
35
21,2
17,3
y los productos derivados del petróleo (que forman parte
36
4,5
4,7
37
4,2
3,1
38
6,2
4,0
39
0,0
0,0
100,0
100,0
TOTAL
importancia durante el periodo 1989 a 1997 fueron las
industrias dedicadas a la fabricación de productos
de la CIIU 35) disminuyeron su participación al cabo de
los ocho años.
El aumento en el peso relativo de los alimentos se
explica principalmente por las actividades dedicadas a la
producción de lácteos (3112), alimentos para animales (3122) y bebidas no alcohólicas (3134). En
la división 34 la producción de cajas de cartón (3412) fue la actividad que cobró importancia. El
comportamiento de la división 35 se debió a la disminución en la actividad productiva de RECOPE,
a raíz de la cual los combustibles elaborados en el país pasaron de tener un peso de 6% en la
producción para el mercado interno en 1989, a un 3,5% en 1997.
Por su parte, la pérdida de peso de las industrias
CUADRO 9
IPPI/1: PONDERACIONES EN 1989, 1997, 1999; ALZA
DE PRECIOS DE 1991 A 1999
de productos textiles podría originarse en la
sustitución
por
sus
similares
de
-porcentajes-
origen
importado, ante el cierre de varias fábricas
Variac
precios 99/91
CIIU 2
31
1989
45,4
1997
49,8
1999
50,1
32
7,8
6,8
6,9
304
Las ponderaciones en 1997 y 1999 que se
33
2,3
3,1
2,9
305
presentan en el cuadro 9 son el resultado de la
34
8,4
8,5
8,9
224
35
21,2
19,1
19,1
198
36
4,5
4,3
4,4
210
nacionales.
modificación en los pesos relativos del IPPI/1
en 1989, a raíz del crecimiento dispar en los
237
37
4,2
3,4
2,8
93
precios de las distintas actividades. Se observa
38
6,2
4,9
4,9
155
que la diferencia más significativa se presentó
39
0,0
0,2
0,0
en las industrias de alimentos, cuya importancia
TOTAL
100,0
100,0
100,0
18
relativa aumentó en 5 puntos porcentuales (45% a 50%). Como en este caso las ponderaciones se
modificaron únicamente por efecto precios, es válido afirmar que los precios de los bienes
alimenticios registraron crecimientos mayores que el promedio de las actividades.
En general, el cuadro 9 muestra que las actividades con crecimientos de precios superiores al
promedio (divisiones 31, 33 y 34) aumentaron su ponderación, y viceversa.
En el caso de la CIIU 32 se rompe este patrón pues, como se comentó, algunas empresas de
productos textiles cerraron durante ese lapso y el cambio de ponderaciones producto de esta
situación se incorporó al índice en ese momento.
Adicionalmente a que el peso relativo de la división 31 aumentó hasta un 49,8% en 1997 (cuadro 9)
debido al efecto precio, este peso resultó ser mayor en la realidad (53,6%,), según indican las cifras
de ventas de 1997 (cuadro 8). Por tanto es válido suponer que de 1989 a 1997 se dio un mayor
incremento relativo en las cantidades producidas de bienes alimenticios, respecto a otros productos.
El cuadro anterior revela que la desactualización de las ponderaciones del IPPI/1 se dio en mayor
grado en las divisiones 31 y 34 (3,8 y 3,1 puntos porcentuales de diferencia, respectivamente), las
cuales tienen un peso importante dentro de la producción industrial, ya que en conjunto representan
un 65% de la canasta del IPPI/2.
2. COMPORTAMIENTO DEL IPP/2 EN 1999 Y COMPARACION CON EL DEL IPPI/1
Durante el periodo febrero-diciembre de 1999, el nuevo indicador registró un crecimiento
CUADRO 11
IPPI/2: VARIACIÓN ACUMULADA Y
APORTE, POR CIIU 2
acumulado de 10,3%, caracterizado por una aceleración
en la segunda mitad del año.
-porcentajes-
CIIU 2
Variación
Aporte
Las divisiones CIIU 2 que mostraron crecimientos más
31
7,1
37,1
alejados del promedio fueron la 35 (10 puntos
32
11,2
4,0
33
4,5
0,7
porcentuales por encima) y la 33
34
11,7
13,2
porcentuales por debajo). Sin embargo, el mayor aporte
35
20,2
35,5
provino de la división 31 (en virtud de su alta
36
37
38
TOTAL
11,2
7,0
6,5
10,3
5,0
2,1
2,4
100,0
(6 puntos
participación), seguida muy de cerca por la 35, la que
debió su marcada aceleración a la fuerte alza en el
precio de los combustibles (aproximadamente 88%).
19
La evolución mensual de los precios medidos por el IPPI/1 y por el IPPI/2, durante el periodo
comprendido entre el 1 de febrero y el 31 de diciembre de 1999, se resume en el siguiente cuadro,
junto con los principales parámetros.
CUADRO 12
VARIACIONES MENSUALES Y “ACUMULADAS”15
REGISTRADAS POR EL IPPI/1 E IPPI/2 EN 1999
-porcentajes-
IPPI/1
IPPI/2
Mensual
Acumulada
Mensual
Acumulada
Febrero
1,2
1,2
1,0
1,0
Marzo
0,3
1,5
0,1
1,1
Abril
1,1
2,7
0,7
1,9
Mayo
1,0
3,7
1,2
3,1
Junio
0,2
3,9
1,0
4,0
Julio
1,0
5,0
0,7
4,8
Agosto
0,8
5,8
0,9
5,7
Setiembre
0,8
6,7
1,3
7,2
Octubre
0,7
7,4
0,7
7,9
Noviembre
0,6
8,0
0,8
8,7
Diciembre
1,6
9,8
1,4
10,3
Enero
PROMEDIO
0,86
0,89
VARIANCIA
0,16
0,13
COEFICIENTE
DE VARIACION
0,46
0,40
Al graficar los crecimientos mensuales se aprecia que en general estas variaciones medidas por
ambos indicadores, siguen una tendencia similar.
Para confirmar esta hipótesis se realizó la prueba t para la significancia de las diferencias del
crecimiento mensual medio (0,86% y 0,89% para el IPPI/1 e IPPI/2 respectivamente), la cual indicó
que no hay diferencia significativa entre ambas medias, con un nivel de confianza del 95%.
15
El término se refiere a la acumulada desde el 1 de febrero de 1999 hasta el mes de interés, y no como
tradicionalmente se emplea para indicar la variación desde el 1 de enero del año. Lo anterior se debe a que los
precios del nuevo indicador se empezaron a recoger en enero de 1999 por lo que no se tiene el mes de
diciembre para obtener el crecimiento durante el primer mes del año.
20
La prueba de Levene para la igualdad de
VARIACIONES MENSUALES EN POCENTAJES
1999
variancias arrojó un resultado similar puesto que
1.8
no se halló evidencia estadística para rechazar la
1.6
1.4
hipótesis de igualdad de variancias.
1.2
1.0
Por tanto puede afirmarse que las mediciones de
0.8
0.6
los crecimientos por medio de los dos índices
0.4
0.2
tienen la misma distribución, definida ésta por 
-
F
M
A
M
J
IPPI 91
J
A
S
O
N
D
y ². Sin embargo, al afinar el análisis anterior
IPPI 99
los resultados fueron muy diferentes.
Durante el periodo analizado el IPPI/2 registró un crecimiento acumulado de 10,3%, el cual se
ubicó un 0,5% por encima del IPPI/1. La diferencia entre las alzas acumuladas por los dos
indicadores se amplía considerablemente cuando se comparan las cifras por división, lo cual se
evidencia en el cuadro siguiente.
CUADRO 13
VARIACIÓN ACUMULADA POR DIVISIÓN CIIU 2
-porcentajes-
CIIU 2
IPPI/1
IPPI/2
Diferencia
31
6,2
7,1
0,8
32
7,3
11,2
3,6
33
5,8
4,5
-1,2
34
7,3
11,7
4,1
35
23,5
20,2
-2,7
36
12,1
11,2
-0,8
37
6,4
7,0
0,6
38
7,6
6,5
-1,0
TOTAL
9,8
10,3
0,5
TOTAL SIN
COMBUSTIBLES
7,2
8,1
0,8
Esta falta de convergencia se acentúa en algunas industrias, a tal punto que el IPPI/2 registró
crecimientos hasta un 50% mayores a los del IPPI/1 (ver CIIU 32 y 34).
Adicionalmente, la diferencia del IPPI/2 respecto al IPPI/1 a nivel de índice general, que en 1999
resultó no significativa, se acentuaría con el tiempo, sin que sea posible predecir en cuántos años los
crecimientos medios mensuales llegarían a ser estadísticamente distintos.
21
Por otra parte, se considera que el comportamiento que reflejaron los dos indicadores al excluir los
combustibles de su canasta es más representativo de la verdadera evolución que experimentaron los
precios al productor. Lo anterior en razón de que en 1999 RECOPE no participó en la actividad
manufacturera nacional, pues importó
VARIACIONES ACUMULADAS RESPECTO A ENERO 1999 porcentajes-
todos los combustibles que vendió.
10
9
El ejercicio anterior mostró que la
8
7
diferencia
entre
los
se
acentúa
crecimientos
6
5
acumulados
cuando
se
4
3
eliminan los combustibles (7,2% y 8,1%
2
para el IPPI/1 e IPPI/2), y casi alcanza un
0
1
F
IPPI/2
punto porcentual durante los once meses
M
A
IPPI/1
M
J
J
A
IPPI/1 sin combustibles
S
O
N
D
IPPI/2 sin combustibles
que se analizan. Esta diferencia comienza
a tornarse importante, pues ya representa alrededor de un 10% de los crecimientos acumulados.
22
C. CONCLUSIONES Y RECOMENDACIONES
1.
Las cifras oficiales divulgadas por el BCCR para 1999 son las del IPPI/1. El IPPI/2 no
sustituirá los datos publicados porque esto podría prestarse para malas interpretaciones. Sin
embargo, este punto no reviste mucha controversia a nivel del índice general ya que las pruebas
estadísticas indicaron que no hay diferencia significativa en los estimadores de  y ².
2.
La mayor cantidad de productos e informantes incluidos en el IPPI/2 y especialmente las
nuevas ponderaciones, permitirán un aumento considerable en la precisión de los datos mensuales,
sobre todo en forma desagregada.
3.
El IPPI/2 permite observar resultados por CIIU revisión 3, lo cual se considera una mejora
importante respecto al IPPI/1 ya que, además de ser la clasificación que se utiliza
internacionalmente, permite realizar análisis más precisos a nivel de dos dígitos de la clasificación
pues la CIIU 3 contiene desgloses más amplios que la CIIU 2.
4.
El nuevo índice se calcula con los precios básicos16 . Por tanto son precios que se recopilan
en la primera etapa de venta de los artículos, no incluyen los impuestos sobre el producto ni lo
correspondiente a transporte ni margen de comercialización. Se decidió utilizar precios básicos
debido a las necesidades de valoración de las cuentas nacionales, pero esta situación no constituye
una diferencia realmente importante respecto a los precios que se recababan anteriormente, porque
son pocos los productos que tienen impuestos específicos y generalmente las tasas impositivas no
varían.
5.
Con el nuevo índice de precios de las exportaciones que se está construyendo en el DCS se
capturarán los precios de los productos exportados con lo que, con base en el Cuadro de Oferta y
Utilización de la nueva serie de cuentas nacionales, podría construirse un índice de precios para la
industria que incluya ambos destinos de los productos.
6.
A partir de enero 2000 en el IPPI/2 se hace la modificación pertinente a fin de excluir los
combustibles de la canasta, lo anterior hasta que RECOPE reinicie su actividad productiva. En
vista de lo anterior el nuevo indicador se publicará sin incluir las variaciones de precios de los
combustibles, de manera que no se altere el propósito original de un índice de precios al productor.
16
Cabe aclarar que no en todos los casos logró identificar y eliminar los impuestos específicos ni el selectivo
de consumo.
23
En resumen, y dado que:
a. Las ponderaciones del IPPI/1 estaban desactualizadas, mostrando cambios
importantes en algunas divisiones.
b. El crecimiento del IPPI/2 supera en un 10% al del IPPI/1, calculando ambos
índices sin combustibles.17
c. Los crecimientos mensuales a nivel de dos dígitos de la CIIU revisión 2 (y con
mayor razón a niveles más detallados) presentan, en seis de las ocho divisiones,
variancias significativamente distintas si se miden con el IPPI/1 o con el IPPI/2.
d. Según la prueba de la significancia de la diferencia de las medias, las divisiones 32
y 34, presentaron crecimientos acumulados distintos según se estimen con uno u
otro indicador.
e. Es posible que las discrepancias a nivel del índice general se acentúen con el
tiempo.
f. El nivel medio y la variancia de las variaciones mensuales medias de los índices
generales no resultaron significativamente diferentes.
Se concluye que:
i. Se justifica plenamente el cambio de base del Indice de precios al productor, con el objetivo de
aumentar la precisión de las estimaciones mensuales del indicador y de cualquier variable
derivada del mismo (con base en los puntos a,b,c,d,e).
ii. El cambio de base se hizo en un momento apropiado, pues la validez del empalme de los
indicadores se mantiene, según se desprende del punto f .
17
El objetivo de un índice de precios al productor es medir el cambio medio en los precios de los bienes
producidos localmente. Por tanto es conveniente excluir los combustibles, tanto del IPPI/1 como del IPPI/2,
en vista de que el país, en este momento, no los está produciendo.
24