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MARÍA JosÉ
Moner
RrNcÓNLA
RETTRADA DEnurouÓvll,Es
EN ESPAÑA:UNAAPLIcRcIów
DE
Los MoDELos
DE
DURAcIÓN
UNIVERSIDAD
EUROPEA.CEESDepar.tamento de Fundamentos del Análisis Económico Documentos de Trabaio
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UEM - CEES
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UNIVERSIDAD
EUROPEA.CEESDocumentos
deTrabaio
LL/97La retirada de autotnóviles en Españü: unú aplícación de los modelos de duraciótt
Villaviciosa de Oclón (Maclrid), noviembre
de
1997@ 1997 María fosé Moral Rincón
@ 1997 Universidad Europea-CEES Ediciones
Diseño de la colección y dirección editorial:
Departamento cle Publicaciones e Intercambio Científico
ÍNorcn
I
1.
Introducción
2.
EI marcoteórico
3.
Elmodelo
emPírico Y los datos4.
Especificación econométrica5.
Resultados6.
ConclusionesApéndice
I
Apéndice
II
Bibliografía
Notas
del lector
5 7
10
13 18
22 24
2E
4t
LA RETIRADA
DE
AUTOMÓVILES
EN
ESPANA:
UNA
APLICACIÓN
DE
LOS
MODELOS
DE
DURACIÓN'
MARÍA
IosÉ
Mon¡r
RrucÓN
Universidad
EuroPea'CEESDepartarnento
deFundamentos
delAnálisis
Económico
R¡surtEN
Estc trabajo esutdía ln retirada de auømóviles en Españø entre l98O-95
y
1971-95'atn datns de la cvolucitón elel parquey de bajas registrødas. La tasa de retirada o probabilidad
ele dar ele baja un anhc si se posee uno con
t
años (hazardfunction)
se modeliza enfanciónde la antigüedød, de factores tendenciales
y
cíclicos, de los precios de los automóvíles y de losumbustiblcs, del riesgo de snfrir accidentes
y
de disposiciones legales(ITV
I
Planes Renove)-lns resultados unfrman que:i)
ø mñJ)or duración, múJor es la probabilídad de retirada;ii)
el impacto ile løs varibles consideradas depende de la øntigüedad;iii)
las semielasticidødes estimadas más importønt¿s son løs øsociadas aI precio de los automóvilesy
lø renta;y
iv)
losPlnnes Rmove han provocado un incremento signifcativo en løs retiradas.
*
Este trabaio se ha realizado dent¡o deM. J. Moral Rincón
La retirado de aøomóviles en España.. '
O UEM-CEES EDICIONES 5
l.
INrRouuccIÓN
Desde el momento en que
ur
individuo compra un automóvil nuevo, Zcuánto tiempo pasa hastå que éste es retirado de la circulación? Una pregunta relevante essi
eseintervalo
de
tiempo,
en
términos
esperadoso
medios,
ha
tendido
aperrnanecer invariable en los
últimos
años. Sila
respuesta es negativa, entonces, Zqué tàctores propician adelantos o retrâsos en la decisión de retirar y dar de baiael vehículo? En este trabaio se desarrolla tur estudio sobre la retirada de automóviles en España. La aproximación empleada consiste en explicar la probabilidad de que
se retire un
automóvil
en un momento dado del tiempo, condicionada a que aquél ha sido mantenido en circulación hasta ese instante. En concreto, se esûrdia cómo depende esta probabilidad de la antigùedad del automóvil, de factores ligaclos a lasituación
económica general
y
de
característicaspropias
del
mercado
deautomóviles.
En la clemanda de autornóviles en un momento dado pueden distinguirse dos
grandes componentes: la
atribuible
a consumidores que acuden por primera vez el mercado (demanda nueva) y la conespondiente a consumidores que ya Poseenotfo
automóvil (demanda por reposición). Los consumidores que adquieren un automóvil
(nuevo o
de segunda mano)por motivo
de reposición pueden optår ent¡e variasfbrmas
de deshacerse del coche a reponer:retirarlo
del mercado, venderlo en el mercado de segunda mano o traspasarlo â otro miembro de lafamilia'
En la medidaen
que las retiradas observadas coincidan razonablemente con las retiraclas por reposiciónt, el examen de las mismas constituirá, en consecuencia, el estudio de una parte significativa de la demanda por reposición2En este análisis se utilizan las tasas empíricas de retirada de automóviles. Estas
se c¿lculan empleando las series de parque automovi.lístico y baias registradas en la
Dirección
General
de
Tráfico
(DGT),
ambas
clasificadassegún
el
año
dematriculación. Se constnryen dos muestras que Poseen estructufa de datos de panel' Una abarca el periodo comprendido entre I9B0- 1995
y
distinue hasta los 20 años de antigüedad,y
la otra comienzaen
197l,
pero sólo distingue hasta los II
años'I
E*irt"n varios rnotivosPara la no coincidencia: consutnidores que prescinden -del automóvil'
retiradas de hecho no foånahzadas como baia,... Sin embargo, estos casos probablemente no son
cuantitativamente muy importantes, al menos en los últimos años'
2 Recientemente ha aparecido otro üabaio que se interesa_ por el estudio de la demanda de
M. J. Moral Rincón
La retirada de auromóviles en EsPaita.'
O UEM-CEES EDICIONES 6
El
trabaio
secentra en
la
primera
muestra, Pero presentåt¿mbién
resultådoscomplementarios Procedentes de la segunda.
Para examinar qué
tipo
de dependencia existe entre la decisión de retiraday
el intervalo de tiempo t¡anscurrido desde la comprainicial,
se han empleado modelos de duración. Se supone que las tasas de reti¡ada condicionadas a la duración siguenuna función
logística. Estopermite
especificarun
rnodelo paramétrico flexible,inclwendo
[a duración mediante variables frcticias. Además de la antigúedad, las tasasde retirada
se condicionana otra
serie de variables explicativas.Así,
por ejemplo, el impactode
fãctores tendenciales y cíclicos se controla mediante la rentay
los tipos de interés. En relación con el mercado, se incorporan los precios de los automóvilesy
de los combustibles de automoción, dintinguiendo entre el gasóleo y las gasolinas. Dado que todos son precios de venta al público, la influencia de la fiscalidad vía impuestos indirectos estáimplícitamente
considerada' También seincluye un índice que recoge el riesgo de sufrir accidentes, Pare
tratår
de dar clrenta de la variación dela
calidad de los automóviles en el largo plazo. Porúltimo,
seestablece un control por medio de un conjunto de variables denominado disposiciones
legales,compuesto por medidas que afectan de forma diferente a los propietarios de turismos con
distinta
antigúedad. Estas variables son la obligatoriedad de pasar la inspección técnica de vehículos(lTV) y
el establecimiento de incentivos fiscales a la retirada de los automóviles (Planes Renove)'Los
resultados delas
estimacionesreflejan, como
se espera,una
relaciónpositiva
y
monótonamente creciente entre las tasas de reti¡aday
la
duración- El resto de las variables explicativas presentån los signos esperados, estimándose unaimportante
semielasticidad-precio. La sensibitidad respecto a la renta es positiva, pero decreciente en relacon la du¡ación. Se comprueba que estas dos variables,ittnto
al
precio
del gasóleo,la ITV
y
el
riesgo de accidentes,influyen
sobrela
tasa deretirada de manera
distinta,
dependiendo de cuál sea la antigùedad del automóvil.En
cuanto
a
los
Planes Renove,los
resultadosindican
claramenteque
han estimulado la sustitución de automóviles.El trabafo se organiza de la siguiente manera: en la sección 2 se presentâ una breve revisión de la
literatura
sobre bienes duraderos, así como el contexto teóricoen
que debe situarse este estudio; enla
sección3
se expone el modelo empíricodesde la perspectiva de los modelos de duración
y
se realiza un análisis descriptivo,tanto de
las
tasasde
retirada
empíricas,como
de
las
principales
variablesM. J. Moral Rincón
La retirada de aulomóviles en España...
O UEM-CEES EDICIONES 7
2.Et
MARCo rEÓRICoLos
automóviles
son
bienes
que se
caracterizan
Por ser
duraderos, diferenciadosy
de demandaunitaria.
Su demandaha
sidoobieto
de estudio en munerosas ocasiones, dado que representân un volumen importante del gastototål
de las familias3. Por ser bienes duraderos, aportan
utilidad
a los individuos durante varios periodos, de manera que la decisión de renovar el bieny
teahzar una nueva compra depende de variables presentes, pasadasy
también de expectativas futu¡as.Además, al tratarse de productos diferenciados, el consumidor que decide comPrar
se encuentra con varias alternativas (modelos), de las que, en general, sólo elegirá una, de forma que las demandas serán unitarias'
En la
literatura
se encuentran numerosos estudios de demancla de bienes duraderos (por ejemplo, påra un pânorama sobre los estudios iniciales, véase Deatony
Muellbauer [1983]). En los
denominados modelos neoclásicos,los
individuosmaximizan en un horizonte de planificación su
utilidad
intertemporal suieta a una restricción presupueståria. En esta restricción, el valor del stock del bien duradero en cada periodo es igual al que existía en el anterior, descontando la depreciacióny
"gr.g"rrdo
el gasto que se haya realizado. Estamodelización permite
definir
unpi..ø
o coste de uso rle los bienes duraderos. Con posterioridad, los modelos de aiustede
stocksincorporan
al
problema
de
maximización
los
costesde
transacción,e¡plicando por qué existen diferencias entre el nivel de bien duradero mantenido
y
el realmente deseado por el inclividuoy
cómo se produce el aiuste a consecuencia de esta desigualdad. En esta línea, los modelos de aiuste de stock parcial son los másrealistas, ya que posibilitan una adaptación intermitente
y
discontinua en el tiempo' Grosmany
Laroque(1990)
mttestran que, en presencia de costes de transacción,a partir de u¡r problema de optimización de un consumidor que elige ent¡e un bien dtuadero, un activo con riesgo V
otro
sin riesgo, se obtiene un comportamiento deunrbral Êjado por la regla (s, S) o modelo de invent¿rio' Es decir, el aiuste se realiza únicamente cuando
la
diferencia entreeI
stock mantenidoy
el deseado supera elintervalo de
inacción relevante para
el
individuo.
con
el
desarrollo
de
estametodología,
el objetivo
de los estudios empíricos seha
centrado en estimar lasbandas de ese intervalo para establecer qué variables infìuyen sobre los umbrales y,
t
En I 99M. J. Moral Rirrcón
La retirada de aßomóviles en España.
.O IJEM-CEES EDICIONES 8
por
lo
tânto,
sobreel
periodo detiempo
que transcuneentre
comPras. Para laobtención
de
la
demanda
de
mercado
del bien
duradero
-que
se
suponehomogéneo-, se
establecela
distribución de los
consumidores (generalmente basándoseen
la
renta)
y
re
calcula cuáles son los potenciales demandantes en firnción de su proximidad a los umbrales. Una aplicación de esta metodología al caso de los automóviles se encuentrå en Eberly(1994),
donde, apartir
de obserwacionessobre familias
estadounidenses,identifica los
determinantesde
las bandas en presenciade
costesde
transacción.
Sus resultadosindican que los
umbrales dependen de lavolatilidad
de la renta, los costes de transaccióny
la depreciación. Recientemente, se ha desarrolladoouo tipo
de modelos capaces de explicarlas decisiones de compra
y
reposición de los bienes duraderos, los modelos de eleccióndiscreta dinámicos,
que
ya
han
empezadoa
ser
aplicadosparcialmente
en
lamodelización
de esta demandaa. En estos modelos las decisiones se derivan de la comparación, mediante fi.rnciones valor condicionadas, de lautilidad
intertemporaldescontada
de
cada
una
clelas
alternativas factibles.
En
cada momento,
elconsumidor
elige aquellaopción
quele
reportå
más satisfaccióna lo
largo delhorizonte
temporal.Al
considerarmúltiples
alternativas, estetipo
de
modelos constituye una aproximación especialmente adecuada para los bienes duraderosy
diferenciados,y
permite potencialmente investigar, incluso, el impacto de nuevas opciones de compra que vayan apareciendo con el tiempo.Sin embargo, el objetivo de este trabajo no es la obtención de una estimación
estmctural de la demanda de automóviles, ni de la demanda
total, ni
de la demanda por motivo de reposición. El estudio se centra en exarninar simplemente las retiradas de automóviles, modelizando la probabilidad de que un automóvil sea dado de bajaen un momento del tiempo debido a su antigüedad. Se trata de un tema interesante en sí mismo, puesto que aborda los determinantes del ciclo de permanencia cle este
bien duradero en manos de los consumidores y tiene importantes consecuencias de política económica (por ejemplo, para las políticas de seguridad vial
y
de estírnulo+
Los rtodelos de elección ilíscreta dinámicos se adaptan perfectamente a estos problemas cle tlecisión'
Dentro de un enfoque estructural, el interés reside en determinar la función valor condicionada asociada a cada altemativa con el fin de obtener una regla de decisión óptima para el agente (véase
Rust [1994]). Recientemente han surgido métodos de estimación de estos modelos que evitan Ia
utjlización Je algoritmos numéricos. La propuesta que hacen Hotzy Miller ( 1993) v Hotz v otros
(1994) para la" estimación de estos modelos estnrcturales otorga un papel fundamental a la
àrp".".,rà condicionada a la historia del agente. El estudio que aquí se Presenta sobre la decisión
de retirada se realiza como un paso intèrmedio dentro de un trabaio de modelización de la
demanda de automóviles en España basada en la teoría de la elección discreta (véase iVloral
M. J. Moral Rir¡cón
In re¡irada dc øulomóviles en España.
.O (JEM-CEES EDICIONES 9
de
la
sustitución de âutomóviles). Ahora bien, puesto que Parece sensato suPonerque
la
mâyoría
de
las
decisionesde
reti¡ada
de
automóvilesvan
ligadasa
la adquisición deotro
(ya sea nuevo o usado), estetrabajo
de modelización aPortå también una i¡rfbrmación valiose acerca de, al menos, una parte de la demanda pormotivo
de reposición. Para situar esta información, conviene discuti¡ brevemente la relación entre bâiasv
demanda por reposición.El
consumidor que se decide å reponer suautomóvil
se encuentra con tres alternativas:retirar
de la circulación el viejo, venderlo en el mercado de segunda manoo
traspasarloa
otros miembros dela familia.
Si se deia de ladola
tercera altemativa, cuya importancia no obstånte habrá crecido algo con el transcurso deltiempo, la
decisión se reduce a dar de baia el vehículoo
llevarloal
mercado desegunda
mano.
El
trabaio que aquí
se PresentaParte,
exclusivamente,de
laobservación de aquellos casos en que el consumidor se decide por la baia.
La
decisión genéricade
reposición puede entenderse, de acuerdo con los modelos explicados anterionnente, al menos en dos formas: porque el automóvil queposee el consumiclor ha traspasado el umbral
mínimo
de calidad que éste considera aceptable, o bien como resultado de la comparación intertemporal de lautilidad
demantenerlo
conla utilidad
de las alternativas disponibles.Ahora bien,
para los ind.ividuos que optan por reponer su automóvil, la decisión específica de darlo debaia
se derivará de la valoración que realicen de lautilidad
neta (precio recibido menos costesincurridos)
que les puedereportår acudir al
mercado de segunda måno. Es posible argumentår entonces que este mercado tenderá a homogeneizarla
calidad
cle los automóviles que se dan debaia (no
se retirarán los coches que superen elumbral
de calidad de algún consumidor). Sin embargo, conviene teneren
cuenta que
éste esun
mercadocon
fuertes costesde
transacción-que,
noobstante,
pueden haber disminuido con su desarrollo-y
que setratâ
del eiemplotípico de
mercado
con
información
asimétrica
(Akerlof
[1970])'
Debe
serconsiderado, por
tanto,
escasamente eficiente. En consecuencia, cabe esperar unaimportante
heterogeneidad en los niveles de calidad de los coches que se retiran,q.r;,
además,pueden
divergir
de los
umbrales
mínimos
de
calidad
de
los consumidores5.Desgraciadåìmente, no existen datos desagregados que permitan aproximarse al conjunJo de la demanda de reposición a través de un análisis simultáneo de las
5
En particular, es posible que automóviles con niveles de calidad aceptables por algunos individuos se retiren del mercadoiebido a que esos consumidores no son caPaces de distinguirlos de los
..limones". Iæland (lg7g) muestrà cómo, con inl'ormación asimét¡ica, los mínimos de calidad
M. J. Moral Rincón
La rerirada de auromóviles en España.
,O UEM.CEES EDICIONES IO
baias
y
las
transaccionesen
el
mercado
de
segundamano
(clasificados Por antigüedad). Sin embargo, una idea de la importancia relativa agregada de ambasaltemativas
a la
hora
de
rePoner
un
automóvil nos
la
puede
dar
la
ratio
bajas/transfèrencias.
A
pesarde
que
en los últimos
años seha
producido
un incremento notable en las transferencias, también se ha experimentådo un aumentono
menos notable de las baias, que se han situado entreun 40
y
un
50olo de las primerasó. En consecuencia, la demanda por reposición ligada a la baia del vehículotiene una
irnportancia
cuantitativa
creciente.Además,
su
independencia del desarollo del mercado cle segunda mano puede ser contrastada empíricamente, lo que se llevará a cabo en el eiercicio empírico.3.
Er
uooElo
EMPÍRIcoYLos DATosEl estudio de la probabilidad de
retirar
el vehículo condicionada a que éste seha mantenido hasta el momento
t
es muy semeiante, en Ia f'orma, a otros trabajosde du¡ación tratâdos en la literatu¡a económica7. Los modelos de duración estudian la probabi-lidad de que oculïa un suceso condicionado a que no ha
ocurido
hasta ese momento, en contraposición a la probabilidad incondicional de que dicho sucesooclrfTâ. Esto los hace adecuados para el propósito del trabaio,
y^
queno
interesa tanto la probabilidad incondicional de reti¡ar el automóvil, como la probabilidad deretirada condicionada al intervalo de tiempo transcurrido desde la
última
comPra'En
un
contexto de análisis de duración,el objetivo
consiste en estudiar lafunción
cle retiradade
automóviles
en
el
mercado
español,definida
como
laprobabilidad de que, en un periodo dado, se retire un coche que se ha mantenido
hasta
los
t
añosde
antigüedad8. SeaT
la
variable que
recogela
antigùedad alcanzada por el vehículo; entonces, esta fi'mción de retirada )"(t) se expresará como:ó Derde lggo la ratio bajas/translêrencias en el mercado de segunda mano ha seguido la siguiente
evolución:10.8,17.8, ß5,20.1,23.5,Lg.6,23.5,38.1, 114.2,49.1,43.7,41.2,37.8,53'3v3BVo
en 1995.
7 Vé"r" el trabajo de I(etèr (1988) donde se muestra un panorama sobre los moilelos àe duración' Ã pesar de que en éste y otros trabaios se menciona como posible la aplicación de estos modelos al
estudio del intervalo de tiempo transcurrido entre dos comPras, la autora no conoce ninguna
aplicación concreta en este camPo'
8
M. J. Moral Rincón
La retìrada de aulomóviles en España.
@ UEM-CEES EDICIONES II
À(¿)
=PlT=tlT>tl
(tl
En el cálculo de las tasas de retirada empíricas se han
utilizado
datos de baias registradas enla DGT,
procedentes de los Boletines Estadísticos que ésta publica caãa año. Para hallar la tasa cle retirada empírical,r,
asociadå a una detenninadaduración en el momento s, se procede de la forma: B
'î'o
= ----
tt
(2)Qr-t,r-t
siendo Bu el número de coches con ú años de antigüedad que causan baja en el año r, y Q-rr-r el total cle automóviles que en el periodo anterior tenían
ú-l
años, V¿ì que laDGT
contabiliza el parque a3l
de diciembre'Además,
es
posible
estableceruna
regla
de
movimiento
del
parque automovilístico con ú años de antigtiedad existente en cada periodo. Esta relación viene dada por la siguiente ecuacióne:Qu
=
Qr-r,r-l
- Br,
(3)Con el propósito cle aprovechar al máximo la infbrmación disponible, se han constmido dos muestras que poseen estmctura de panel. Una permite estudiar un periodo temporal muy amplio, que comienza
en
1971, aunque sólo distingue una antigúedad máxima del1
años. La otra describe un periodo más reducido(1980-lggs),pero
la clasificación Por duración es más amplia y llega hasta los 20 añosto'Dado que analizar el efecto de la duración (antiguedad) sobre la decisión de retirada es
uno
de los objetivosdel
estudio,el trabajo
se centra enla
segunda muestra,9
Sustituyendo la ecuación (3) en la (2) y reordenando, se obtiene una nueva expresión para la tasa de retirada
empírica:
i," =
t _
e*Q,-r.,-,
Así pues, se cuenta con dos ecuaciones para calcular la tasa de retirada empírica. Sin embargo.
".r^qrr" en teoría éstas son equivalentes,
ctn los datos disponibles- esto no se cumple' EIIo se debe
"
q.r"l"
DGT utiliza disiintos criterios para contabiliza¡el
Parqueautomovilístico
v
las mat¡iculaciones (veáse el apéndice de datos);*.onr""n"..ia.
sería preciso establecer correcciones puntuales en la expresión anterior. Por esta razón, se ha optado por utilizar la ecuación (2) en laobtención de la tasa de retirada' ,o
p".".*"
exposición más detallada sobre las fuentes utilizadas, constmcción de series. etc', véâse
M. J. Moral Rirpón
La retirada dc aøomóviles en Espaita..
,9 UEM.CEES EDICIONES 12
presentåndo las estimaciones y resultådos relativos a la primera en el apéndice
II-A
continuación
serealiza
un
análisisdescriptivo
de
la
tasa
de
retirada empírica, exâminando su evolución para todas las duraciones en las dos muestras. El gráficoI
muestra la evolución a más largo plazo (25 anos). En éste se aprecia una aminoración en la retirada de automóviles a finales de los años setentay
comienzos de los ochenta, situación que perdura hasta los años 1986-87 . El gráfico2
reflejamás claramente la fi.rerte recuperación de la tasa de reti¡ada empírica a mediados de
los
ochenta. Aunqueva
en el gráficoanterior
se perfilaba, es ahora cuando más destaca el notable crecfuniento producidoen
L994 en duraciones superiores a los ocho años, hecho que parece responder a la aplicación de los Planes Renove'A través de esta revisión, se confirma la idea de que la retirada de automóviles en España no se ha comportado cte igual manera a
lo
largo del tiempo. Centrandoelestudio enlos írltimos
15 años, se obsewa que desdelg80yhasta
1986 la tasade
retiradâ
es
pequeña,mientrås
que
a
partir
de
esta lècha se produce
un incremento consiclerable, alcanzándose elpunto
más alto en 1994.El
análisis dela
probabilidad incondicional de dar
debaja
un
automóviltambién aportå
inf'ormación relevante.La
tasaincondicional empírica
(1,
) t.
calcula como la
ratio
deltotal
de baf as registradas en el año (B,
) sobre eltotal
devehículos existentes al inicio del periodo (
Q,
, ). Es posible demostrar que esta tasa incondicional coincide con la esperanza de la tasa de retirada empírica:E,rî,,r
=|o,,î,'=Ëtäj
t.H
=ft=u,
Ø)
siendoôr,
la probabilidad marginal empírica de observar cada una de las duracionesdentro
dãh
población enun monento
del tiempo
s.Tanto
Ia tasa de retirada empírica como la probabilidad rnarginal de encontra¡se en la cohorte de automóviles conf
añosinfluyen
directamente sobre la probabilidad incondicional empírica:aû
"
>o
ð^
¡saô
"
>o
ôô
tsv
(s)
M. J. Moral Rincón
La retirada de automóviles en Espøña.
'9 UEM-CEES EDICIONES 13
retirada
más elevadas.El
aunento
de la probabilidad marginal en las duracionesmás elevadas se debe a la continua acumulación del parque como consecuencia de
la pequeña tâsâ a la que se renueva
(ratio
de bajas sobre matriculaciones), que estáen
torno
al35oó.Por
último,
se muestrânotros
tres gráficos que relacionanla
probabilidad incondicional empírica convariables explicativas, en concreto, la renta, los tipos de interésy
los precios del sector.En
el gráfico4
se presentela
tasa incondicional empírica frente al ínclice del PIB per cápita cleflactado por el IPC. Lo más relevantees la coincidencia entre la fase de expansión de la tasa de retirada muestrâl con la
recuperación económica a finales de los ochenta
y
comienzos de los noventa. En el gráfico5
se obsen¡a que los tipos de interés establecidos por los bancos a créditosde medio y largo plazo han sufrido tura caída muy importante desde 1991. Respecto
a los
precios, sehan constmido
índicesde
Paasche paralos
automóvilesy
los combustibles de automoción, uno para las gasolinas y otro para el gasóleo. El gráfico6
muestrala
evolución seguidapor la
tasa incondicional empíricafrente
å estosíndices de precios en términos relativos. En cuanto a los precios de los combustibles,
se
aprecia
una
mayor fluctuación,
especialmentea
finales
de los
años
70
aconsecuencia de Ia segunda crisis del petróleo.
4.
EspEcIrIcACIÓN ECoNoMÉTRrcALa tasa de retirada se condiciona a la duración del automóvil
y
a otra serie devariables explicativas (vector.r) que recogen la situación cíclica de la economía' la probabilidad de sufrir accidentes y la evolución del mercado. Por lo
tanto,
la función de retirada de la ecuación ( 1) se expresa como:),(t,x)
=
P
lT=t
I
T>-t,xl
(ó)Dad,o que estå
función
de retirada teórica representå una probabilidad, es necesario especificaruna fbrma
fr.rncional acotadaentre
ceroy
uno'
Entre
lasdistintas
opciones, se escogeuna muy
generalque
permite tratar
fácilmente problemasde
correlación-si
los
hubiera-
entre
las variables explicativasv
eltérmino
de error. Así, la especificación de la tasa de retirada empírica consiste en:M. J. Moral Rincón
La retirada de automóviles en España.. .
,O
UEM-CEES EDICIONES 14
siendo F(.) una fi.rnción de dist¡ibución actrmulada. Se elige la frrnción logística, que, por otro lado, se ha empleado en otros trabajos que condicionan la frrnción de riesgo
a la duración, a variables que dependen del tiempo
y,
además, permiten considerar interaccionesent¡e
la
duracióny
dichas variables (véase Bover etal.
11996ly
|enkins
[l995]):
I
(8)-( Oo(t)
'
q/, 1t¡r * a ¡l+e
Considerando que las funciones Q,
(l=0,1)
son polinomios aditivos en ú, laestimación se realiza sobre una t¡ansfbrmación logarítmica de esta
última
expresión, con lo que se obtiene un modelo lineal:(tul
rul: "; l=oo(r).oi(t)x+u
(e)( r-^")
A
partir
de esta expresión, se estimaun
modelo paramétrico fìexible, en elsentido de que
la
duración se
especificamediante
variablesficticias (Han y
Hausman t
l99O]).
Porlo
tanto, la expresión general del modelo a estimar esrr:Iu=þ *Îr*
þ'*r*õtzu*0t (wu*t)*uu
V
t=1,..,2O
y
V
s=I,..,Ió
(10)Es importante tener presente, cuando se interprete el efecto que cada variable
tiene sobre la tasa de retirada, que el signo del coeficiente sólo informa del sentido de dicho efecto, ya que el impacto global eslá condicionado por la f'orma funcional que se elige para
F(').
Sin embargo, dado que se trabaia con la frrnción logística, síeúste una
relaciónmonótona entre los
coeficientes estimadosy
la
cuantía del verdadero impacto.El
parámetfo
Ît
representåel
efecto idiosincrásico conespondientea
la cluración de los automóviles.En
cuantoal
resto cle las variables explicativas, sedistinguen dos grupos: uno recoge variables que no cambian con Ia dtuación (vector
1l
L,
,rari"ble dependiente se calcula como la t¡ansformación logarítmica de la tasa de retiradaM. J. Moral Rincón
La reliradt de aúomóviles en Espana.'.
.9 UEM.CEES EDICIONES 15
r,),
rnientras que elotro
muestra variables que dependen de la antigúedad (vectorz u)'
Dent¡o de las variables que no varían con la antiguedåd, se distinguen factores tendenciales
y
cíclicos capaces de reflejar la situación de la economía, los precios relevantesen
el
sectory
un
índice de
accidentes.Entre los
factores cíclicos se considera la renta-medida por
el índice de PIB per cápita deflactado por el IPC(PIB)-
ctryo impacto sobre lafunción
de retirada se esPera sea posiúvo, ya que setrata de bienes normales. Se incluyen los tipos de interés reales que los bancos
fijan
para créditos de medio y largo plazo (RBAN); por tratarse de un bien en el que está muy extendida la modalidad de comPra a plazos, se espera un signo negativo sobre la tasa de retiradat2. En segundo lugar, como precios relevantes en el sector se han
construido índices
de
Paascheen términos
relativos
Peralos
precios
de
los automóviles (PVP), de las gasolinas(GLINA)
y
del gasóleo(GOIL).
Para analizar el efecto clel precio de los combustibles se han seParado las gasolinas (normal, súperv
sinplomo)
del gasóleo, ya que esto podría repercutir en la decisión deretirar
elautomóvil
de maneradistinta
segun las posibilidades de ahorro en el consumo en unos casos y otros. Por último, se cont¡ola por un índice que pondera los accidentes respecto del total de vehículos (ACCI).Al
incluir todos los vehículos, se obtiene unamedida
másfiable
sobreel
riesgo de accidentes,ya
que enun
mismo accidente pueden estar implicados camiones, autobuses y/o turismos'Las variables que clependen de la antigüedad incluyen las disposiciones legales aparecidas a lo largo del periodo muestral. La inspección técnica de vehículos
(lTV)
es una variable binaria que toma el valor cero excepto cuando los turismos tienen
obligación
de pasarla
revisión, en cuyo caso valeuno
(véase el cuaclroAl.l
del apendice d.e datos), a saber:en
1987y
1988 para duraciones superioresa
[3
años'en
1989y
L99O apartir
de los 9y
7
aios, respectivamente,y,
porúltimo,
desdet99l
para todos los automóviles con 5 o más años. Los Planes Renove (RNOVE) también se incorporan mediante una variableficticia.
Se ha considerado que si el incentivo fiscal hubiera estaclo vigente todo el año, debería tomar el valor uno; sin embargo, ninguno de los d,os planes ha permanecidol2
meses (véase el apéndice dedatos). En consecuencia, se ha ponderado según los meses que ha estado vigente' De este modo, para los automóviles
con lO
años o másen
1994, se le asigna 0,5, y O,25 enI995;
para los turismos que enI994
tienen entre 7y 9
aios, su valor est2
p".^ describir los factores te¡denciales se disponía de distintas variables. Se han elegido éstasM. J. Moral Rirrcón
Iz re¡ìrad¿ dz auromóviles en España.
O UEM-CEES EDICIONES 16
O,25,
y
en caso contrario toma el valor cero.Por otra parte, se piensa que algunâs variables explicativas
influyen
de manera diferente en los individuos según sea la anligúedad del coche que poseen. Así, por eiemplo, sepennite
que la sensibilidad respecto de la renta sea distintå, ya que se creeque los
consumidores quedan
de baia suàutomóvil con
Poca antigtiedadprese;hn
una
elasticidad
renta mayor. Por
lo
tanto,
se
consideran efectos interaccionados de algtrras variables exPlicåtivas -vector rvo=(PIB, PVP,POIL'
ITV'
ACCI)-
con una variable continua ú que recoge la duraciónr3'Finalmente, dådå la evolución seguida a lo largo del periodo muestral por los fäctores tendenciales
y
cíclicos (véanselos
gráficos3
y
4),
sehan
incorporado interacciones con variables binarias paraidentificar
posibles efectos escalón. En elcaso del PIB se
multiplica
Por unâ variableficticia
(Ds87) que tomâ el valor uno apartir de 1987 en toclas las cluraciones
y
el valor cero en caso contrario. En cuanto altipo
de interés real de bancos, dado que en los últimos años se ha observado un cambio de tendencia, se interacciona con una variableficticia
(Ds9 t ) que vale unoen
todàs las duraciones åpàrtitde
l99l
ycero
en câso contrario. Paracaptarla
fuerte
caíd.a enla
retirada
acaecida como consecuencia dela
crisis quevivió
el mercado de automóviles t¡as la segunda crisis del petróleo, se incluye una variableficticia
(Ds8OBl) que
toma el valor tuto entre l98O
y
1981,
seacual
sea la antigùedad del automóvil,y
cero en caso cont¡ario'Debiclo a la gran heterogeneiclad en las observaciones de la
írltima
cohorte, seha
eliminado en las
estimaciones.Por
lo
tånto,
la
muestra cuentå
con
320observaciones: desde l98O hasta 1995 (s
=
1,...,16)y
con una duración máxima de20 años
(t
=
1,...,20).
En
resumen,la
especificacióndel
modelo
econométricoestimado es
la siguiente :20
.yu
=
t,
+Ðr,O,
+
þrPIB,*
þÌW,
+
pfBAN,
+PFOIL,+
þ{LINA'+
j-1
+
þ.ACCI,
*
õtITVu
*
ô",RNOIÆ,,*
0,(PIB,*t)
*
lr(PW,
*t)
+0r(POIL,*t)
+* O
r(|W,,
*t)
+ 0'(ACCI,*
t)
* Et
DsBOSI
+lr(PIB,
* DsBT ) +{,
(RBÁN, + Ds9 1)+ u u
(r t)
M. J. Moral Rirrcón
La retimda de automóviles en Espafu.
.O
UEM-CEES EDICIONES 17
donde
D,
es una variablebinaria
que toma el valor uno sila
antigúedad est=/'
Ycero en càso contrario.
El
método
de estimación empleado es el usual cuando se dispone de datos agregados,ya
que
se cuenta directamente
con las
frecuencias empíricas. Enconsecuencia,
se
ha
estimado
por
mínimos
cuadrados generalizadosra' Las estirnaciones sehan
realizadoen
nivelescon
el
fin
de
obtenerlos
coeficientes asociados al efecto icliosincrásico de cada una de las duraciones. En la meclida en que la probabilidad marginal de encontrârnos con una determinada duración no esconstante
enel tiempo
ni lo
es conla
duración, es preciso corregirpor
posibles problemasde
heterocedasticidad.La
varianzâ
seha
estimadode
la
siguiente manerat5:var(^t,,
=
Îu(^l
- Àu)
rr2)
Qt-l,r-t
En
concreto,
la
corrección
de
la
heterocedasticidadse
ha
realizado normalizando respecto a la varianza media estimada't4
To.l", Ias estimaciones se han obterúdo a Partir de mtinas propias programadas en GAUSS-38ói
VM Versión 3.2.14.
rl 15
ErrBo.rer¿t at. (lgg6)seeshrrJiaunafuircióndeazardefinidaconìo
i, =
¡-o1l=
q_, ,donde ft, es la contrapartirJa empírica tle la probabilidad incondicional de que ocurrã el suceso colì una duración de t periodos. En ese contexto, se Propone una vananzâ que viene dada por:¡'nr(l)
=i'(t--i'l
Rú
siencloR,lapoblaciónquesobreviveenelmomento t, es decir, R, =
Q'(l-îr-
"-fr,-,)' Enmrest¡ocaso, dada la tasa de retirada empírica -véase ecuaciórr (2)-,la población que ha sobrevivido desde que se comPraron los automóviles hace f años es igual a:
- 8,,.
B,-r,,-tl-Q,
Q,donde Q'es el total de coches mat¡iculados hace f años y sobre el que se calcularía Ia probabilidad
R,-Q,
= Qr-t¡-tM. J. Moral Rincón
La re¡imãa de auîomó+'iles en España.
.O
UEM-CEES EDICIONES 18
5.
Rnsurraoos
El
cuaclroI
muestra los resultados obtenidoså Pârtir
dela
estimación del modelo expresado en la ecuación (I
l).
La primera columna se refiere a un modelosin
interacciones, mientras quela
segunda presenta los coeficientes asociados almodelo con
interacciones.En el
modelo
sin
interacciones,los
valoresde
losestadísticos
Ml y
M2,
que
contrastan
la
lúpótesis
nula de
ausencia
cleautocofïelación de primer
y
de segundo orden (Arellanoy
Bond [ 199 I ] ), inclican claramente la presencia de autocorrelación en los residuos. Cuando se incorporanlas interacciones,
tànto
con la variable de duración como con las variables ficticiasescalón, no se puede rechazar que los residuos sean ruido blanco. Esto confirma la hipótesis de que algunas variables explicativas irrfluyen en los individuos cle manera diferente según sea la antigüedad del automóvil que poseen'
Los
coeficientes asociadosa
las
variablesficticias
de
duración son
nì'ttv significativos. Como se esperaba, su efecto sobre la tasa de retiradâ de automóvileses positivo
y,
además, creciente con la duración'Respecto al coeficiente asociado al PIB, se obtiene el signo positivo esperado. Et signo negativo que present^a la interacción con la variable de duración indica que,
a pesar de que aurnentos en la renta ocasionan aumentos en la tasa de reti¡ada, este impacto va perd.iendo importancia a medida que el automóvil es más
viejo'
Desde1987
se obtiene
un
efectomayor de
la
renta
sobrela
tasade reti¡ada de
losautomóviles. Los tipos de interés presentan el signo negativo esperaclo, aunque hasta el año 1990 sólo es significativo elgOo/o.Apartir de
I991,
este impacto se hace más acusado en cuantíay
significatividad,lo
que indica una mayor sensibilidad de los individuos hacia los ahorros en los costes financieros'Los precios de los âutomóviles presentån el signo negativo esperado, siendo
este impacto meyor a medida que àulnenta la antigúedad del automóvil' Aunque el coeficiente asociado al precio no es significativo, cuando se calcula la significativiclad del impacto en términos medios
(incluido
el efecto diferenciando por duración), es estaclísticamente distinto de cero a un nivel de confianza del5oó. Los precios c{e losM. J. Moral Rirrcón
La retirada de aulomóviles en Españø.,
.O UEM-CEES EDICIONES 19
automóviles son bienes complementårios; por tånto, ante subidas en el precio de los combtstibles, bajará la demanda de automóviles. Sin embargo, en la medida en que
las retiradas son unâ parte de la reposición, sí pueden existir incentivos para sustituir tm automóvil por otro debido à q{re los adelantos técnicos Posibilitån ahorros en el consurno medio de combr:stible, especialmente, en los automóviles de gasolina. En cuanto a
la
influencia de los accidentes sobre las bajas registradas, claramente espositiva y creciente con la duración. Es decir, dada una probabilidad de accidente,
un
coche másviejo
tiene mayor riesgo de ser dado por siniestrado, forzando a supropietario a
retirarlo
de la circulación.A
la vista del signo negativo del coeficiente asociado a laITV,
sindistinguir
por
cluración, ésta parece haber provocadouna ralentización en
la
retirada
deautomóviles. Sin embargo, dado que el coeficiente estimado para la interacción con la duración es 1rcsitivo, se comPrueba que Pare una antigúedad igual o superior a 5
años siempre existe un impacto incentivador sobre la retirada de automóviles que
es creciente con la antigùedad. Respecto al efecto que los Planes Renove han tenido
sobre la reti¡ada de automóviles, el resultado obtenido es el esperado: la puesta en marcha de los incentivos fiscales propició un aumento de las bajas registradas de los
automóviles
más vieiosló.Por
lo
tanto,
ambas medidashan contribuido a
la renovación del parque automovilístico, frenando su progresivo envejecimiento desdelgg4,âunque esto no ha impedido que España en 1995 siga teniendo el parque más antiguo de Europa (más del30o/o supera los
l0
años).Por otra parte, conviene mencionar que se han realizado distintas pruebas en las que se incluía un índice de transferencias en el mercado de segunda mano, sin que los coefrcientes asociados havan resultado significativos. Esto sugiere que' en términos agregados, las bajas han tendido a evolucionar independientemente del mercado de segunda mano.
La interpretación
clela
cuantíadel impacto de
cadauna
cle las variables explicativas se realiza en términos de semielasticidadeslT. Sabiendo que la tasa detó
E., Mo."l (1996) no se obtenía signilìcatividad en los Planes Renove. La meiora conseguida ahora
se debe, por un lado, a la incorpoiación de los datos de I 995 y, Por otro, a la especitìcación de la
variable fìcticia.
t'
A.,rlqrr" eìlo no es estrictamente necesario, ya que bastaía con analizarô\
,
,i que facilita ladxt
M. J. Moral Rincón
La re¡imda de øutomóviles en España.
.O
UEM-CEES EDICIONES 20
retiradâ
se
distribuye según
una
logística -ecuación
(B)-,
se
calcula
la semielasticidad de la tasa de retirada respecto a la variablerr,
que mide la variación absoluta que provoca en dicha tåsaun
aumento deun
loloenr*.En
el caso másgeneral, su expresión teórica vendría dada por: dÀ
e^.-
=:".rr=ôr(t)xr)",,(l-Àu)
(13)frt,,Yr
ðt f tc
donde la forma
¿.
0r (f
)
dependeúa de que existieran o no interacciones. En caso de que la va¡iable no presente interacciones, será igual a su coeficiente' Pero si hayinteracciones,poreiemplo,conlavariablededu¡aciónú,será:
Ö*(t)
=
Þr
*
0rt'
Las semielasticidades se calculan
utilizando
todas las obsewaciones cle lasvariables explicativas
v
lâ tasa de retirada empíricar8.No
obstante, cuando existen interacciones conla
dtuación, las semielasticidades estánmuy
influidaspor
estavariable. Para detectar este efecto, en aquellas variables que Presentån interacciones
(vector
w,.)
también
seobtienen
las
semielasticidades asociadasa
duraciones concretas, a saber:t =
I,
5,
lO
y
15.El
cuadro2
muestra las semielasticidades estimaclas apartir
de los resultados del cuadrol.
En primer
lugar, se compmeba que elimpacto
de las variables explicativas depende claramente dela
duración. Cuando setratå
de antigúedadesmuy
altas, existen cambios muy fuertes en las semielasticidades e consecuencia del problema comentado anteriormente, porlo
que en estås duraciones se debe ser muy cautosen la interpretación. Comparando con los valores obtenidos para el periodo
197l-1995
(véaseel
apéndice
II),
se obsewa
que en los
años más
recientes lassemielasticidades
son
siempre más
altas en valor absoluto' Esto se
explica, principalmente, por los valores de la tasa de retirada empírica, que, en media, son más elevados en el periodo I9B0-95re'Atendiendo al impacto medio de las variables sobre la tasa de retirada, es el precio cle los automóviles la que más
influye
sobre la tasa de retiracla, seguida porl8 Empleando sumalorios, la expresión ( 13) queda: €^n',= e¡
[+
å'-
[Ë ^'.'
^'')]
19
I^a media de la tasa de retirada empírica en la muest¡a A es igual a O,Ol22; Pero en la muestra B
M. J. Moral Rirrcón
La relrada d¿ aulomóviles en F.spaña...
.O
UEM-CEES EDICIONES 2I
la renta. En cuanto al precio del gasóleo la semielasticidad media es Positiva, aunque mucho menor que para
la
gasolina. Teniendo en cuenta que los automóviles de gasolina todavía representanun volumen muy importante
respecto deltotal
del parque (aproximadåmenteun
909ó), está justificado que exista esa diferencia en lamagnirud.
El
efectomedio de
Ia
ITV
esde
signopositivo
y
crecientecon
la duración. Es decir, cuånto más viejo es el automóvil, mayor es el riesgo de no Pasar la revisión; por lo tànto, mayor es la probabilidad de que su propietario lo retire dela circulación.
Para fìnalizar, se exâmina con más detalle el impacto de la duración sobre la
clecisión de retirada. El análisis se realiza a
partir
de las tasas de reti¡ada estimadas para cada antigüedad (l,
) .El
cálculo se efectúa evaluando en el valor medio detodas las variables originales
(¡
) y
deshaciendo la transformación logarítmica, esdecir:
con v
t,
*l'
þ
si
t=r
si
t+l
(r4)
¡t
*
ñ¡,*i/þ
Dado que la expresión ( 14) no es lineal, para calcular sus desviaciones típicas
es preciso recturir a aproximacioneszo. En el cuadro
3
se presentan los valores de las tasas de retirada estimadas a partir de los resultados obtenidos con las dos muestras. Las desviaciones típicas se han calculado mediante aproximaciones deTaylor
desegundo orden
y utilizando
las tasas de retirada empíricas'En primer
lugar, hay que señalar la gransimilitud
que existe entre las tasasestimadas con ambas muestlas. En segturdo lugar, como ya se aPuntó al analizar los
coeficientes estimados,
se
comprueba
que las
tåsas
de
retirada
dependen20
Lltiliz^.do un desar¡ollo en serie de Taylor rJe primer ordelr y sustituyendo por el valor de la tasa de retirada <cuación (la)-. la vananza vendúa dada por:
vør( ),,) = varl i, * i,ç t - i,) U,
J,)l
= i: ( | - ),,)2'ør(i,) mientras que si se emplea una aproximación de segundo orden quedaría:M. J. Moral Rirrcón
La retirada de aulomóviles en España.
'O I,JEM-CEES EDICIONES 22
positivilnente de la dtuación de los automóviles. Es decir, cuanto más antiguo es el vehículo que se posee, mayor es la probabilidad de que se produzca su retirada, lo que
implica
una evolución monótonamente creciente de las tasas de retirada con relación a la duración (excepto para duraciones sttperiores alos
lB
años). Además,se comprueba que estås tasas estimadas son semeiantes a las medias muestrales que
se presentan en el cuadro A1.2. del apéndice de datos.
6.
CoNcrusIoNES
El
estttdio realizaclo,a
travésde
modelosde
duración, sobre las tasas deretirada ha confirmado claramente su dependencia respecto a la antigüedad de los automóviles. La importancia de la duración en la explicación del comPortåmiento de la tasa de retirada de automóviles, obtenida a
partir
de las bajas registradas, escmcial. Las estimaciones son muy robustås en cuânto a la influencia de la duración
sobre la tasa de retirada de los automóviles en España. Como se esperaba a
priori'
la duración estimula la retirada. De est¿ manera, a medida que la edad media del parque automovilístico aurnente, se debeúan observar incrementos en las bajas de atrtomóviles. En consecuencia, las retiradas irán creciendo en importancia relativa como componente de la demanda por reposición'En cuanto al
resto de las variables empleadas, los resultados son bastante coherentes. Cabe destacar que, en general, los efectos quetienen
estas variablessobre la t¿sa de retirada dependen de la antigúedad de los automóviles. Existe una
alta
sensibilidad dela
tasa cle retiradafrente
a variaciones en los precios de los automóviles nuevos. El efecto de incrementos en Ia rent¿ es significativo y positivo, especialmente en los coches más nuevos, ya que ctlanto más antiguo es el automóvil, menos relevancia tiene sobre la clecisión de darlo de baia' Además, se comprueba que en el periodo más reciente (desde 1987) la renta tieneun
papel mucho másimportante en estâ decisión. La influencia de los tipos de interés viene determinada
por el
coste financiero que represent"ân, debidoa
suimpacto
negativo sobre la decisión dedar
de bajael automóvil.
Portodo
esto, se conlìrmala
hipótesis departida, según la cuat, la retiracla de automóviles depende de la situación económica.
M. J. Moral Rincón
La retiradt d¿ aulomóviles en Espafu.
.O
I.JEM.CEES EDICIONES 23
ttuismo ha conseguido uno de sus objetivos: contener el progresivo envetecimiento del parque automovilístico español. Tiende a favorecer el adelanto en la retirada, siendo este efecto más acusado en aquellos turismos con mayor antigüedad' En esta misma línea han actuado los Planes Renove, ye que claramente han incentivado la
retirada
de automóvilesen
1994y
1995. También el incremento en el riesgo deaccidentes explica
parte del
aumento de las bajas, siendo más relevante en las duraciones más altas.En
conclusión,
la
tasade
reti¡ada
de
automóvilesen
España se explica principalmente por la antigúedad de éstos, aunque existen ot¡os factores económicos (renta, tipos{e
interés Y precios)y
de entorno(lTV,
Planes Renovey
accidentes)M. J. Moral Rincón
It retirødt d¿ awomóviles en Espaiu.
'O UEM-CEES EDICIONES 24
ApÉworcE
I
A.
l.
Selección dela
muestra
En
la
constmcción
de
la
variable
dependiente
se han utilizado
datos procedentes delos
Boletines Estadísticos anuales dela DGT
desde 1969 hasta 1995. La DGT emplea criterios distintos para determinar qué tu¡ismos forman parte clel parque automovilísticoy
qué matriculaciones se consideran como tales. Por eiemplo, las matrículas reservadas (correspondientes a organismos públicos comoel ejército,
la policía, etc.) no se contabilizan en el parque. Sin embargo, Pasan acontabilizarse cuando se subastan
a
propietarios particulares. Esto provoca, en algunos años, saltos entre el parque con úy
ú-,1 años, es decir, en un año s se tieneQr
t
Q-r,r-,. Por estemotivo,
se ha optado Por la ecuación(2)
paru calcular la tasade retirada de automóviles (véase la nota 4).
De las series de bajas existe amplia disponibilidad de datos, pero no ocurre lo mismo con el pårque. Desde el comienzo, las series de parque que se publican sólo distinguen en la antigüedad hasta los
l0
años. Fueen
1984, tras la informatización dela
base de datos dela
DGT,
cuando se pasó a clasificar hasta los20
años deantigüeclad.
A
pesarde
estalimit¿ción,
esposible construir
seriesde
parqueautomovilísúco
por
antigùedadcon una
clasificaciónsuperior
a los
l0
añosutilizando
la regla demovimiento
del parque -ecuación(3)-.
En este Proceso sepierden dos observaciones temporales,
lo
que explica que nuestro periodo muestral comienceen
l97l
en lugar de 1969.A.
2. Variables explicativas
RENTA
Los datos proceden de la Contabiliclad Nacionaly
de los Boletinesdel
Bancode
España paralos
años más recientes, delos
que sólo había datos provisionales en la primera. Con elfin
de controlar el efecto que sobre la demanda puedatener el
crecimiento dela
población, las medidas de rent¿ seutilizan
en términos per cápita. En concreto, se calculan dos índices de renta per cápita apartir
de
series homogéneasde
RentaNeta
Disponibley
de PIB,
ambasa
precios deM. J. Moral Rirrcón
La retirada d¿ aßomóviles en España.
O I.JEM-CEES EDICIONES 25
financiera. Por una Parte, se considera el tipo máximo observado en cada año dentro de los
tipos
de interés libres declaradospor
los bancos (tipos máximos mayores)cårgados a créditos y préstamos a tres o más años. Por oüa parte, se realiza la misma operación con los tipos de interés de las cajas de ahorro. Debido a la
falta
de datos enue 197l-74,
paracompletar la serie se toma eltipo
de interés menor dentro cleltipo
máximo
de la banca. Los datos de est¿s dos series proceden de los BoletinesEstadísticos del Banco de España. Por último, se dispone de información del
tipo
deinterés
que se cargaba en las compras a plazos de vehículos con anterioridad a la liberalización rle los tipos de interés, a finales de los años70'
Elprincipal
problema que presenta estâ serie consiste en que sólo se observan tres variaciones en toda la década,lo
que la hace poco atractiva para suutfización
en las estimaciones.PRECIOS DE LOS
AUTOMÓVILES:
Se ha constmido un índice Paasche2ra
partir
del
volumen
total
de ventas
anualesy
del
precio
de
un
modelo representativo de cada emPresa, que se elige mediante elcont¡ol
de por las ventas anualesde
cadauna
segúnla
cilindrada.
Los datos de ventas proceden de losinformes de la
ANFAC
(AsociaciónNacional de
Fabricantes de Automóvilesy
Camiones) y de los Boletines Estadísticos de laDGT.
Los precios se han tomado delas revistas especializa das Autopista y La Guía del Comprødor de Coches. Se obtienen
como una media aritmética entre los precios de junio
y
diciembre' Son precios de ventâ al público aI contado, luego incluyen los impuestos indirectostt. Debido a que durante el periodo muestral se han producido ent¡adas en el sector, ha sido precisointroducir
correcciones en el índice. La filosofia de estas correcciones consiste en que, enel
año de aparición de una nueva marca,no
ocasione variaciones en el índice.Al
iguat que los casos anteriores, se ha deflactado con el IPC'pRECIOS DE LOS COMBUSTIBLES: Se ha empleado la misma metodología
que para
el
índice
de
precios
de los
automóviles.
Los
datos
procedende
laEnciclopedfa del Petróleo, Petrolquímicay Gas, editada desde 1972' Se han constnrido
2r El índice paasche en precios se detine como Ip, =
f
P
r" &l
', Oo,l0" el subíndice i, representa
los productos, ,,, ß es la ponderación del valor
"., "Là"
*o^Ëlto
del producto i resPecto al globalde la producción en ese momento, Y P ¡ es el precio del producto Í en el periodo s'
22 Hasta 1985 estaban sometidos al impuesto de lulo; a partir de 198ó pasó a ser el IVA' F'n..1992'
tras la reducción del tVA, se int¡óduce el impuestã especial sobre determinados medios de
M. J. Moral Ri¡rcón
La retirada de øßomóviles en España...
O UEM-CEES EDICIONES '2ß
dos
índices,ttno
para las gasolinas(normal,
súpery
sin plomo,
que aParece amediados de los 80) y ouo para el gasóleo. Con anterioridad
a
1991, los precios de los combustibles estaban regulados, de forma que, en el caso de observarse distintos precios en un año, se calcula una media aritmética.A partir
de la desregulación delggl,se
calcula la media aritmética con todos los precios reales. Estos precios sonlos
que
más sehan
obsen¡adodentro de
las bandas establecidasen
cada año. Aproximadâmente, a lo largo del año se revisan estas bandas entre 26y
4I
veces.ITV: El
Real Decreto 2344/1985,
de
20
de
noviembre,
establece laobligatoriedad para los automóviles de turismo de pasar la
ITV
apartir
de 1987. Laprimera revisión se debe reahzar a los 5 años
y
luego es bianual hasta losl0
años,cuando pasa a ser anual. También se fijaba un calendario especial para la primera
revisión en los automóviles que superaban los
5
añosen
1987,y
hastal99l
no se regula la situación. En el cuadroAl.l.
se muestra cuál es la fechalímite
para Pasâr la primera revisión segírn la antigüedad delautomóvil
en este periodo transitorio.PLANES RENOVE: Consistieron en exenciones fiscales en la comPra de un automóvil nuevo cuando se daba de baia el antiguo. El Plan Renove
I
(Real DecretoLey
411994, publicado en elBOE
del12'4-94)
suponía una rebaiade
100'0O0pesetâs y se aplicaba a
tdos
los automóviles con 7 años o más. Estuvo vigente entrelos meses de abril
y iunio
de
1994. El Plan RenoveII
(Real DecretoLey lOl1994,
publicado en el BOE
del
12- 12-94) sólo dabael
incentivo (70.000
pesetas) aM. J. Moral Rincón
La rertradø dc dßomóviles en Españo.
O UEM{EES EDICIONES 27
Cuadro
AL.2.: Estadísticos
descriptivos
de lasvariables
Variable
MediaDesv.
TípicaMáximo
Mínimo
Muestra Lß PI PVP POIL PLINA RBAN
ITV
RNOVEt
71-95 0.012 l.489 LO47 1.070 o.974 0.0500. t56
0.008 5.5 B0-95 o.o42
r.2t2
0.980 1.00e 0.768 0.08I 0.38I 0.028t0
7 t-95
0.015 0.199 0.063 o.174 o.197 0.056
0.3 16 0. r43 3.458
B0-95
0.041
0. I53 o.o42 0.145 o.194 0.03ó o.396 0.213 6.0ó3
7 t-95
0.090 t.957
1.155
l.4l
Il.3lr
o.r25 I 0.5It
0.0007 0.001I 0.0014 0.0018 0.0023 0.0031 0.0043 0.00ó3 0.0090 0.013ó 0.0194 0.0251 0.0323 0.0438 0.0451 o.0432 o.o377 o.0374 o.0379 o.0347 80-95 0.140 t.449 t.046 1.247 r.062o.t25
I 0.5 207 t-95
.000ó I .936 .842 .708 -.090 0 0 I 80-95 .0007 .981 .912 .799 .573 .ol B
0
0 I
Medias de las tasas de retiracla empíricas por duración en el periodo
l980-95
r.(ó
r(7
r.(8 î,(9r(l)
),(2) t.(3) ),(4) t (s)o.oo24 0.0025 0.0031 0.0035 0.0044 0.0056 0.0076 0.0109 o.0Ió3 o.0247 0.0357 0.0488 o.0626 o.o752 0.0858 o.0927 0.0955 0.0947 0.0904 0.0830 0.0017 0.0010 0.0012 0.00r3 0.0016 0.0019 0.0025 0.0033 0.0051 0.0088 0.0137 0.0185 o.0216 o.0239 o.0254 o.o278 0.0286 o.0289 0.0289 o.o270 0.0070 0.0039 0.0048 0.0053 0.00ó7 0.0088 0.01l3 0.0157 o.0245 0.04r9 o.0664 0.085ó 0.1020
0. l r78
o.t29r
0.1383 o.t407 0.140I 0.1338o.l22l
.1,(10) l,(11))"(t2)
,,(r3) ,r"(14)À( rs) À(r6) )"(
l7)
r.(
l8)
À( re) ],(2O)
Nota:
Todos los ín,lices se han construido de forma que toman valorI
en 197I
para laM. J. Moral Rincón
La retimda de au¡omóviles en Espøfu.
@ UEM-CEES EDICIONES 28
ApÉNotcp
II
La DGT publica las cifras del parque automovilístico clasificado según antigùedad
desde l9ó9, pero en los primeros años incluía en una categoría todos aquellos automóviles
que superaba¡r los I0 años de antigüedad. Con el fin de obtener una muestra mayor, se ha optado por perder dos obsen¡aciones temporales en favor de una dasificación que distinga hastalos I
I
años. Por lo tanto, se tiene una muestra que va desdel97l
hasta 1995 v queclasifica hasta
un
máximode
II
años de duración. El estudio que se ha realizado essemejante al presentarJo en el texto con la muestra que comPrende el periodo 1980-95'
A
pesar de que la muestra permite realizar un análisis de más largo plazo, es necesario ser
conscientes clel problema de censura que existe'
El modelo econométrico especificado es completamente paralelo al expresado en la
ecuación
(ll).
La estimación se ha realizado por mínimos cuadrados generalizadosy
eliminando la ultima categoría de du¡ación, es decir, se cuenta con 275 observaciones' La írnica variable adicional que se incorpora en la estimación corresponde a una interacción de los tipos de interés con unavariable ficticia que recoge un efecto escalón entre
l97l-1977, debido a que en este periodo los tipos de interés estaban regulados,lo
que hacepensü que los agentes se podrían comportef de forma diferente, como de hecho ocurfe' En
el
cuadro42.1
se aprecia que todos los coeficientes estimados presentan los mismos signos que en el cuadroI,
lo que indic¿ que el modelo es robusto en el [iempo' Evidentemente, en el caso de las variables que dependen de la duración(ITV
y Planes Renove), en las que, además, los efectos más importantes se encuentran en duraciones altas,no se obtiene la significatividad alcanzada para el periodo l98O-1995. En el cuadro A2'2
se presentan las semielasticidades obtenidas con estâ muest¡a. Como se comenta en el texto,
en valor absoluto son más pequeñas que las obtenid¡s para el cuadro 2, debido a que la tasa
de retirada empírica media es mucho más alta en estos años' En cualquier caso, siguen siendo los precios de los automóviles nuevos la variable explicativa que mayor irnpacto tiene
