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Nº 77

EL "EFECTO ESTRUCTIJRA" EN EL DEFLACTOR DEL CONSUMJ FINAL DE HOGARES

~~ /~ BANCO CENTRAL

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BIBLIOTECA ECONÓMICA QUITO Rcr,istro Koha No. __ ~'Z~-~---

SUBGERENCIA DE CUENTAS NACIONALES NOVIEMBRE, 1986.

Cóuigo de Barrus No. -~.ftp ________ _

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°?¡'·~ ~UADOR

CO~f( ) CA'\( ) oo:-:cY)

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PRO\ EEDOR: ____ .. ---··-····--- So. DE ORDE.'-;: _ •• ______ •• __ ••••••••

PREOO:. _ '_S_Q _Q'!OJ_ __ ••••••••••••

FECHA DE !.'\GR.ESO: ~p; ·2 ·-C'~ ;. L~

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I N T R

o

^D

u c c

^I

o

^N

En un período histórico caracterizado por tasas de inflación "con dos cifras", políticos, sindicalistas, empresarios, analistas, etc., se interesan en forma creciente por conocer la dinámica de los fenómenos económicos y los métodos utilizados para eliminar la influencia de los precios sobre la evolución de las variables descritas.

Mientras los valores a precios corrientes (o nominales) miden la evolu ción de los fenómenos en términos "monetarios", los valores a precios constantes (denominados también volumen) reflejan la evolución de los fenómenos económicos en términos "reales".

Pasar de una serie a otra no es tarea fácil; para llevarla a cabo, es necesario utilizar criterios de cálculo flexibles, según las caracterís ticas del sistema de información disponible que, generalmente, es dis- tinto para las diferentes variables.

Una reflexión crítica sobre los métodos utilizados para enfrentar, los fenómenos inflacionarios, desde el punto de vista de la construcción de agregados macroeconómicos, es muy oportuna en este momento, sobre todo si se tiene en cuenta que el Banco Central del Ecuador ha inicia- do los trabajos preliminares para actualizar el año base de las cuentas nacionales a precios constantes, proyecto que tiene como objetivo pri~

cipal superar las distorsiones que pueden haberse presentado por cam- bios en los precios relativos; situación que debe haberse agudizado, a partir de 1983, como consecuencia de los problemas financieros relaci~

nadas con la deuda, la caída del precio del petróleo, las modificacio- nes del tipo de cambio, etc.

Con el objetivo de precisar los problemas metodológicos que se derivan de estas situaciones, se ha preparado el presente "documento de traba-

jo" que incluye: un acápite "-consideraciones generales-", en el cual se discuten las principales características del "efecto estructura";

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"los números Índices", se tratan en el Acápite II; las utilizaciones de los Índices y sus problemas, se estudian en el Acápite III; final- mente, se realiza un ejercicio, aplicado al caso ecuatoriano, que pr!:._

senta los resultados del denominado efecto estructura.

I. CONSIDERACIONES GENERALES

Es conocido que en estadística económica

1J

la exactitud obteni- da en la medición de un fenómeno no implica inexactitud en otra forma de medir la evolución de la variable observada. Por otro lado, se debe tener presente que en estadística se realizan inves tigaciones de tipo transversal (censos, por ejemplo) y longitudi- nal (períodos intercensales), características que deben ser toma- das en cuenta cuando se efectúan comparaciones. El Indice de Pre cios al Consumidor (IPC), investigación realizada por el INEC, se basa en una encuesta del primer tipo, la que, por obvias limitacio nes de orden técnico y económico, no puede tener una periodicidad elevada. Los indicadores obtenidos a partir de las cuentas nacio nales pertenecen a la segunda categoría y se basan en los datos del Instituto Nacional de Estadística; de manera que no es corre~

to hablar de"contradicción" entre los dos indicadores, pues se tr~

ta de elaboraciones de distinta clase, con distintas metodologías y particularidades.

Cabe aclarar que las investigaciones en donde las propiedades de los indicadores denominados transversales o longitudinales son las mismas, toman el nombre de "estacionarias"; los indicadores anali

zados, IPC y Deflactor del consumo de los Hogares (DCH), no tie- nen evidentemente esta característica (ser estacionarios), pues no consideran las mismas ponderaciones, las que pueden influir en m~

yor medida que la misma evolución del fenómeno observado (el caro-

Para los Acápites I, II, III se ha consultado ampliamente Levy Mi chel Louis; "Comprendre les Statistiques"; Economíe; Seuil; París;

1979.

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bio de los precios). Este efecto se conoce en estadística econó mica como el "efecto estructura".

Debe recordarse también que todo promedio ponderado (la media aritmética, en particular) está comprendido entre el más pequeño

y el más alto valor de la variable observada (Xi). Mientras más cercanos sean los valores extremos, el intervalo de variación de la media ponderada será menor. Es decir, mientras mayor sea la dispersión de Xi, más importante es la influencia del sistema de ponderación.

Hay que tomar en cuenta que, desde 1983, hay un aceleramiento de los precios y, por ende, cambios considerables en los precios re lativos. Si las ponderaciones son distintas en los dos indicad~

res bajo análisis, es explicable que la dispersión entre el IPC y el DCH aumente.

Con estas consideraciones, no es posible, a partir de la evolu- ción del IPC y del DCH, juzgar la calidad de los indicadores; es dable únicamente constatar que por un efecto ponderación (cambios en los precios relativos aplicados a dos estructuras distintas de ponderación) la dispersión entre los dos Índices ha aumentado pues, se insiste, las cifras de base utilizadas en el cálculo del DCH son precisamente las del IPC.

Resumiendo, es posible afirmar que se debe tener mucha prudencia en esta clase de comparaciones, pues la diferencia entre dos me- dias ponderadas puede obedecer a la evolución del fenómeno obser- vado y a la utilización de ponderaciones distintas.

Así, si la media obtenida en la situación O es:

XO ~ foXo

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y cambia, en la situación 1,a:

X1 :E_ f1X1

no se puede afirmar, sin un análisis previo, que el cambio de Xo a X1 obedece a la evolución del fenómeno estudiado (X) pues, pu~

de explicarse por cambios en las ponderaciones (f). Para evaluar dicho fenómeno, el rigor metodológico exige que se estudien separ~

damente los cambios de X y los de f. Esto es, partiendo de:

Xo ~ foXo

debe hacerse variar las X (con f constante), obteniéndose foX1;

y, modificando las ponderaciones (con X constante) se obtiene f1X1;

por lo que es posible escribir:

X1 f1X1 foX1 X f1X1

Xo foXo foXo foX1

( 1 ) ( 2)

El primer cuociente mide la variación de X; el segundo la varia- ción de f.

Un ejemplo muy simple permite comprender el efecto de las pande- raciones:

En una primera situación, con 4 observaciones tomadas en pares y las mismas ponderaciones, se obtiene -para cada par (A y B, C y D respectivamente)- una media de 10.

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Xi fi

Variables Observaciones Ponderaciones Xi Fi

Absolutos Relativos Absolut Relativ.

A 1 2 3 0.60 36 7.2

B 7 2 0.40 14 2.8

Media 1 5 1.00 10 10.0

e

16 4 0.80 64 12.8

D 1 1 0.20 1 0.2

Media 2 5 1.00 13 13.0

Si se cambian las ponderaciones y se mantienen los datos iniciales, las medias se modifican:

Xi fi

Variables Observaciones Ponderaciones Xif i

Absoluto Relativo Absoluto Relativo

A 12 4

o.so

48 9.6

B 7 1 0.20 7 1.4

Media 1b 5 1.00 11 11

.o

e

16 3 0.60 48 9.6

D 1 2 0.40 2 0.4

Media 2b 5 1.00 10 10.0

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Al alterar las ponderaciones, las medias cambian:

Cambio Media 1 Media 1b 11

10% Media 1 10

Cambio Media 2 Media 2b 10

- 23% Media 2 13

Sobre la aplicación práctica del "efecto estructura", en el caso del DCH, veáse Acápite IV del presente trabajo.

II. LOS NUMEROS INDICES

II.1 Indices Elementales.- Se denomina así a la relación de dos valores, de una misma magnitud simple, en dos situaciones distintas. Generalmente, el resultado se expresa multipli- cado por 100.

Cuando se realizan comparaciones cronológicas, el denomina- dor toma el nombre de período de base y el numerador perío- do corriente.

Un Índice elemental, al ser una fracción, tiene las siguieE_

tes propiedades (estas no necesariamente se cumplen en el caso de los Índices sintéticos) :

a) Reversibilidad

I 1/o g1/go

go/gl 1/gl/go

Io/1

=

--2....E_uesto que, I1/o

La reversibilidad significa que, cuando se invierte el

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período corriente (gl) y el período de base (go) el re- sultado es igual al inverso del ÍndLce. Esta propiedad no tiene mayores utilizaciones cuando la variable anali zada se refiere a series cronológicas, pues es poco fre cuente poner en el denominador un período posterior al del denominador.

Es muy utilizada en compar.aciones de tipo geográfico, en las que el lugar de referencia (país, región, etc.) es arbitrario.

b) Transitividad

12/o = I 2/1. 11/o puesto que,

g2/go g2. ~

g1 go

Tomadas conjuntamente, la transitividad y la reversibi- lidad, dan lugar a que los Índices tengan la propiedad de CIRCULARIDAD, según la cual:

12/1. 11/o. Io/2 = 1 puesto que, 12/1. 11/o I2/o

=

_!_

Io/2

c) En tercer lugar, si una magnitud simple g es el produc- to de dos magnitudes h y k, el Índice elemental de la magnitud del producto es igual a la multiplicación de

los Índices de los factores:

Si g ( t) ht. kt para cualquier período t se tiene

I 1/o (g) I 1/o (h). I 1/o (k) puesto que,

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5L}_ h 1. k1 go ho ko

Esta propiedad tiene innumerables aplicaciones en el ca so de la igualdad:

Valor precio x cantidad

En donde las unidades son:

Sucres sucres/unidad física. Unidades f~sicas

De esta igualdad, fundamental en las elaboraciones de cuentas nacionales, se deduce:

Índice de valor Índice de precios • Índice de cantidad

A partir de los Índices elementales se establecen las fórrnu las de cálculo de los Índices de Laspeyres y Paasche.

II.2 INDICES SINTETICOS

Para desagregar la variación de los dos componentes (precios y cantidad) del valor de una variable, se puede utilizar las siguientes fórmulas:

Fórmulas Indices de Precios Indices de Cantidad

Laspeyers PL ~ ^P1

.

SIº

QL ^~ Po. q1

~

^Po

.

^qo

E:

^{Po •. qo}

Paasche ^~ P1 • q1

Qp ^~ P1. q1 pp

=

_~Po

.

^q1

=

_~ ^{p1. qo}

Fisher PF

..¡

_{PL X pp}

QF

V

QL X Qp

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Cabe recordar que los Índices de Laspeyers son calculados con ponderación fija del período de base (fo) mientras que los Índices de Paasche tienen ponderación variable, igual al período corriente (f1). Por Último los Índices de Fi- sher se calculan en base al promedio geométrico de las dos fórmulas anteriores. El Índice de valor podría ser calcu- lado multiplicando el Índice precios Laspeyers por el de cantidad de Paasche (o por el Índice de cantidad de Laspe- yers) o multiplicando los Índices de precios y de cantidad obtenidos con la fórmula "ideal'' de F is her

l/ ·

V p1 q1 Pl • QP Pp • QL PF • QF po • qo

Estas fórmulas, sin embargo, no deberían ser utilizadas de manera indíscriminada; es necesario adoptar -en el límite consentído por el material estadístico disponible- los Ín- dices de Laspeyers para las cantidades y las de Paasche p~

ra los precios. 2/

II.3 VENTAJAS Y DESVENTAJAS DE LOS INDICES

Ventajas del Laspeyres

La ponderación se refiere al año base y permanece fija Su cálculo no necesita demasiada información de base.

Desventajas

Los coeficientes de ponderación de un Índice tipo Las- 1/ Quirino, Paolo: "Le valutazioni a prezzi costantí nel quadro della

contabilitá nazionale"; en Rivista di Politica Economica, agosto 1978, pp. 1023-1057.

y

Ver al respecto, Hill, TP: "Systeme integre"d' indices de prix et de volume", OSCE, OS/2663/72-F, Bruxelas, 1972.

· .

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peyres envejecen con el tiempo y pierden representati- vidad

Cuando el intervalo temporal entre el año base y el c~

rriente es amplio, es muy difícil tener en cuenta los cambios en la calidad de los productos.

Mientras más lejana sea la base, se corre el riesgo de no considerar el aparecimiento de nuevos productos de consumo o de productos que han desaparecido.

Ventajas de Paasche

La ponderación se refiere al período corriente, es de- cir, es actualizada.

Desventajas

Las ponderaciones deben revisarse cada año, para lo cual es indispensable contar con tiempo y recursos

En lo que respecta a las series cronológicas del Índice de Paasche, éstas adolecen de los mismos inconvenientes del Laspeyres.

En efecto, se hace extremadamente difícil tener en cuen ta adecuadamente la variación de la calidad de los pro- ductos cuando la comparación se refiere a un período re- lativamente amplio.

Además, mientras más grande es el intervalo entre el p~

ríodo estudiado y el año base, es mayor la importancia relativa de nuevos productos y de productos que han de- saparecido.

,.,

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III. UTILIZACIONES DE LOS INDICES

III.1 ASPEC'IDS GENERALES

De las fórmulas analizadas en el Acápite anterior, la del Índice de Laspeyres es la que mayores aplicaciones tiene en el campo estadístico, puesto que una vez determinadas las ponderaciones, se necesita Únicamente investigar los precios (o las cantidades).

Como se anotó, en muchas ocasiones se utiliza implícita- mente Índices de Paasche; siendo éste simétrico, en cuanto a su interpretación al de Laspeyres, cuando se divide un Índice de valor para un Índice Laspeyres de precios se está obteniendo un Índice de cantidad de Paasche. Así, por eje~

plo, si se corrige una serie de Índices de valor de produc- ción por un Índice de precios de Laspeyres, se obtiene una serie de Índices de volumen de la producción de tipo Paasche.

Una utilización muy frecuente de Índices es quella que admi te: (1)

I2/1

=

I2/0 / I1/0

Esta propiedad, que se presenta en un Índice elemental (tran sitividad no se la reencuentra en un Índice sintético de Las peyres (o de Paasche) . En efecto:

L2/1 (p) ^~ p2 q1

~ ^{p1 q1} por lo tanto:

a

P2 q1

-CE

^{P1 q1}

(1) Ver anexo 2

L 2/0 (p)

L 1/0 (p)

2:

P2 qo

~ P1 qo;

~P2 qo_~'

~

^{po qo/}

~po

^qo

es decir,

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L2/1 (p)

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.-Ep1q1 p2/p1

~ p1 q1

L2/0 L1/0

~ p1qo p2/p1

"i::._p 1 qo

El cálculo más comunmente realizado se efectúa utilizando la fórmula del segundo miembro, en la cual se pondera los Índices elementales por una estructura de valores p1 qo/~pl

qo mixta, distinta de la estructura p1 q1/

.E

p1q1, que de bería ser utilizada para calcular un verdadero Índice de Lapeyres 2/1 y distinta también de la estructura po qo/~

po qo que se cree estar utilizando como base O.

En general, se admite que P1 ,qq/ ~ pl qo es la "ponderación implícita" utilizada; ésta se deduce de la ponderación Po qo/

~po qo multiplicada por P1/po y dividida para ~ p1 qo/

~po qo

=

L (p) 1/0.

La "ponderación implícita" de un Índice de Laspeyres es, por ende, proporcional al precio.

La utilización de la ponderación implícita (p1 qo), al di- ferir de la ponderación que se debería utilizar (P1 Q1) in- duce a que se deba cambiar, en períodos prudenciales, la b~

se de cálculo ("la canasta") de un Índice de Lapeyres, en cuyas elaboraciones se cree estar utilizando la ponderación po qo.

III.2 INDICES ENCADENADOS ]_/

Un Índice encadenado del período 2 con relación al período O es igual al producto del Índice del período 2 (con rela- ción al período 1) por el Índice del período 1 (con rela- ción al período O) :

1/ Ver Calot, Gerard; "Cours de Statistique Descriptive" Dunod; Paris;

1968; pp. 447 y SS.

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-13-

e

2;0 !2/1. !1/0

El Índice encadenado de Laspeyres (CL) es igual al produc- to de Índices de Laspeyres:

CL 2/0 L2/1 . L 1/0

Igualmente, el Índice encadenado de Paasche (CP) es igual al producto de los Índices de esta clase:

CP 2/0

=

P2/1. P 1/0

El Índice encadenado permite apreciar mejor que los Índices de Laspeyres o de Paasche, las variaciones de los niveles:

CL 2/0 CL 1/0

L 2/1 y CP 2/0 CP 1/0

p 2/1

Debe recordarse que los Índices de Laspeyres o de Paasche no cumplen la propiedad de la transitividad.

L 2/0 L 1/0

p 2/0

p 1/0

L 2/1 y,

p 2/1

Puesto que el Índice de Laspeyres tiende a ampliar los in- crementos y el Índice de Paasche a reducirlos, el Índice encadenado está comprendido estos dos Índices. Es decir:

P 2/0

<.

^{CP 2/0 P 2/1.} P1/0< L2/1 L 1/0 CL 2;o<L2/o

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-14-

El índice encadenado se utiliza .!_/ especialmente en los cálcu los de contabilidad nacional.

II.3 ALGUNOS PROBLEMAS RELACIONADOS CON LA UTILIZACION DE LOS IN- DICES

Es importante señalar que no siempre es posible elaborar ín dices de cantidad y de precios totalmente satisfactorios por una serie de razones, entre las que se pueden mencionar las siguientes:

y

1. Para ser comparables, los precios deben referirse a bie nes homogéneos, con las mismas características en el tiempo.

Si es que, por ejemplo, mejora la calidad de un bi.en, oE_

jeto de análisis

2f,

quienes construyen el Índice deben tomar las medidas apropiadas para evitar distorsiones, escogiendo aquellas "versiones" del producto que han mantenido en el tiempo sus características cualitativas o, tratando de corregir la variación aparente de precio, estimando el "efecto calidad".

A pesar de las· "correcciones" aplicadas, los Índices de precios corrientemente elaborados no siempre logran eli minar el cambio de calidad •

.!_/ Lévy, Michel Louis; op. cit. pp. 125 y ss.

y

Véase al respecto: Siesto, Vincenso: "Teoria e metodi di contabi- litá nazionale", Giuffré Ed; Milán; 197, p. 501.

2f

Los ejemplos más usuales se refieren a auto~óviles, electrodomés- ticos, en general, a bienes "elásticos".

2.

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-15-

La "cantidad" de un bien _{es un} concepto _mas

..

_{fino" que}

la simple medida física, pues está influenciada _{no so-}

..

lo por el numero

..

de unidades físicas de las que se com pone y de su correspondiente calidad, sino, además, de

la estructura de sus posibles utilizaciones.

Por ejemplo, si la producción de elaborados del mar se exporta a precios diferentes de aquellos producidos en el mercado interno, una modificación de la estructura de las utilizaciones (mercado interno/exportación), dá lugar a una variación de la "cantidad".

Precios Unidad (kg) Valor (millones) (mil. des/.)

Productos del Mar: to to t1 to t1

Exportados 3 1.000 2.000 3 6

Mercado Interno 2 1.000 1.000 2 2

Total 2.5 2.000 3.000 5 8

El Índice de volumen calculado sobre el número de unida des vendidas

(~~~~)

x 100) es igual a 150,mientras que el Índice de volumen calculado en base a precios constan tes (

5

8 x 100), es 160.

Este es un "efecto estructura" similar al que ocurre con el Índice de precios cuando cambia la ponderación de los bienes en la canasta familiar.

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-16-

r l . COMPARACION ENTRE EL IPC Y EL DCH, CON ESPECIAL REFERENCIA AL

ANO 1985 (p)

Antes de establecer comparaciones estadísticas, es necesario te ner en cuenta los problemas analizados en los Acápites precede!!_

tes.

Frecuentemente se han venido efectuando comparaciones entre el IPC y el DCH, pretendiendo contrastar los resultados y encontrar

"distorsiones" en la medición de la inflación.

Como se indicó, no es posible, a partir de la evolución del IPC y del DCH, juzgar la calidad de los indicadores; es dable única mente constatar que, por el "efecto ponderación" (como se demos trará a continuación) , la dispersión entre los dos Índices au- menta.

Además, el IPC y el DCH no son estrictamente comparables, porque son diferentes sus bases, su cobertura y su metodología.

En efecto:

a. El IPC mide la evolución de los precios de aquellos bienes demandados por las familias de ingresos BAJOS Y MEDIOS.

El DCH, en cambio, pretende cuantificar la variación en los precios de los productos demandados por TODAS las fa- milias, inclusive la de INGRESOS ALTOS.

b. El IPC recaba información a partir de una canasta de bie- nes y servicios de consumo básico.

El DCH mide la evolución de todos los bienes y servicios

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que satisfacen las necesidades individuales, incluso de aquellos que no tienen precio en el mercado.

c. La canasta del IPC está referida al período mayo 1978-abril 1979.

La estructura del consumo final de los hogares tiene una base móvil.

d. La agregación de los artículos por grupos en el IPC y en Cuentas Nacionales es diferente.

Esto complica notablemente la comparación detallada entre el IPC y el DCH. Sin embargo, para los productos en los cuales es factible efectuar dicha comparación, el Índice es similar.

Como se analizó, el efecto estructura se debe a las variaciones de las ponderaciones f de una media ponderada,t: fx. Este efecto se aprecia haciendo variar por separado las ponderaciones f y el fenómeno X; debiendo por un lado, recalcar que la apreciación de los resultados obtenidos debe ser diferente y, por otro, resaltar que la evolución del efecto estructura (ponderación) depende del grado de apertura de la nomenclatura utilizada.

Se aplica esta metodología 2_/, para explicar la diferencia entre el Índice de precios al consumidor (IPC) del INEC y el Índice de precios del consumo final (DCH) de Cuentas Nacionales, correspo~

diente al año de 1985 (p). Con tal propósito se utilizarán las fórmulas siguientes:

..!/

Lévy, M; op. cit.; pp 79-83

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-18-

X1 .f:f1 X1

- - - e : ~ foX1 ~f1X1

( 1 )

Xo

~fo ^Xo 1i. foXo ~ foX1

X1 ~ f1X1

.

^{~ f1Xo (2)}

Xo ~ f1Xo ~ foXo

donde:

X1 Indice de precios al consumo final de Cuentas Nacionales Xo Indice de precios al consumidor del INEC

X1

=

Variación de precios a nivel de grupo de productos en Cuentas Nacionales

Xo Variación de precios a nivel de grupos de productos en INEC

f1 = Ponderaciones utilizadas en Cuentas Nacionales fo Ponderaciones utilizadas por el INEC

Dado que las fórmulas (1)y (2) son la relación de dos medias · aritméticas ponderadas, correspondientes a situaciones distintas, y que tales medias son el resultado de relacionar observaciones de un fenómeno (los precios), con sus respectivas ponderaciones o estructura interna, es posible utilizarlas para analizar el origen de la diferencia entre el Índice de precios al consumidor (IPC) del INEC y el Índice de precios del consumo final (DCH) de Cuentas Nacionales, correspondiente a 1985.

Se ha asignado la variable X a la variación de precios y la varia ble f a las ponderaciones de los grupos de productos incluídos en el cálculo de los Índices.

Con esta base, se procede, en lo que sigue, a efectuar el análisis de los efectos de la variación de precios (X) y de las ponderaci~

nes (f):

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X1= Corresponde a la relación entre el Índice de precios de Cuen Xo

tas Nacionales (DCH) y el Índice de precios del INEC (IPC) .

X1 Xo

135.67

128.0 ¹ .06

La variación del 6 por ciento es consecuencia tanto del efecto precio como del efecto estructura.

Para demostrar este efecto se comparan dos situaciones: la prim!:_

ra comprende 4 grupos de productos (alimentos y bebidas, indumen- taria, vivienda y misceláneos), la segunda comprende 21 grupos de productos (ver anexo No. 1) .

4 grupos de productos 21 grupos de productos

X1 Xo

6.0 6.0

Se obtienen los siguientes resultados: 1) Variación de precios con ponderación constante.

4 grupos 21 grupos

Absol'qta % Absoluta %

Efecto Precio: 4.5 75.0 3.05 50.9

Efecto Estructura: 1.5 25.0 2.95 49.1

TOTAL 6.0 100.0 6.00 100.0

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2) Variación de ponderación con

4 grupos 21 qrupos

Absoluta % Absoluta %

Efecto Precio: 4.04 67.3 2.95 49 .1

Efecto Estructura: 1. 96 32.7 3.05 50.9

TO TAL 6.0 100.0 6.0 100.0

De los cuadros anteriores es posible concluir que:

1) Si el nivel de una nomenclatura es agregado, la variación

se~resa, en mayor grado, por un efecto precio que por un efecto estructura (de 75 por ciento a 50.9 por ciento en el primer caso y de 67.3 por ciento a 49.1 por ciento en el se gundo) •

2) Si el nivel de la nomenclatura es más amplio, se demuestra que el efecto estructura adquiere mayor importancia (de 25 por ciento a 49.1 por ciento en el primer caso y de 32.7 por ciento a 50.9 por ciento en el segundo).

3) Si el nivel de la nomenclatura fuese aún más desagregado, el contenido de la diferencia entre el DCH y el IPC, corre~

pendería en mayor proporción al efecto estructura que al efecto precio.

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CONCLUSIONES

Los Índices de volumen y de precios calculados en el contexto de la contabilidad nacional guardan entre sí gran consistencia, pues manti~

nen los mismos nexos contables que los flujos en valor (por ejemplo, la matríz insumo-producto).

Es por esto que los Índices de volumen y precios derivados de las Cuen tas Nacionales son cualitativamente superiores a los Índices elaborados por los institutos de estadística nacionales para "medir" la evolución de la producción industrial, de los intercambios externos, de los pre- cios al por mayor, de los precios al consumidor, etc. Estos Índices, además de ser en algunos casos parciales y construídos con técnicas P.s?_

co refinadas (por ser indicadores coyunturales que deben ser publica- dos en el menor tiempo posible), no están vinculados entre si en forma coherente.

Al contrario, para cada operación (variable) sobre bienes y servicios cuantificada en las Cuentas Nacionales, se dispone de una pareja de Í.!!_

dices de cantidad y precios, cuya combinación permite reencontrar la evolución del valor (a precios corrientes) de una variable.

De lo anterior queda claro que el IPC y el deflactor del consumo fi- nal de los hogares son variables que deben ser utilizadas con el ade cuado rigor metodológico, a fin de no incurrir en errores de inter- pretación. Tanto los indicadores relativos a la inflación, produci- dos por el INEC, como los agregados de Cuentas Nacionales, se rigen por metodologías publicadas a nivel nacional e internacional, con ca racterísticas y limitaciones que deben ser tomadas en cuenta por qui~

nes pretenden analizar la evolución de la economía.

CODIGO

01 + 02

03 + 05

09

07

10

11

12

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ANEXO No. 1

CORRESPONDENCIA DE PRODUCTOS

CUENTAS NACIONALES

01 Banano, café, cacao

02 Otros productos agrícolas

03 Producción animal

05 Productos de la caza y de la pesca

09 Carnes y pescados elabora- dos

07 Productos de la refinación del petróleo

10 Cereales y panadería

11 Azúcar

12 Productos alimenticios di- versos

CODIGO

08 + 09 +

10 + 11

04 + 05

23.1

03

1 3

06+07+12 +14+15+16 +17

INEC

08 Verduras fres cas

09 Tubérculos y derivados 10 Leguminosas

y derivados 11 Frutas frescas 04 Carnes y prep~

raciones 05 Pescados y ma-

ricos

23. 1 Gasolina, ke- - rex

03 Cereales y de- rivados

13 Azúcar, sal y condimentos 06 Grasas y aceites

comestibles 07 Leche, productos

lácteos y huevos 12 Frutas y vegeta-

les en conserva 14 Café, té

15 Alimentos para niños y bebés 16 Otros productos

alimenticios 17 Dulces

CODIGO

13

14 15

16 17 18

19

20

21

22

25 26 28 29 + 31

BANCO CENTR~L DEl E:CU~DOR

-2-

CUENTAS NACIONALES

13 Bebidas

14 Tabaco elaborado

15 Textiles, prendas de vestir y productos del cuero

CODIGO

18

40 25 + 30

16 Madera 27

17 Papel e imprentas 41

18 Productos químicos, plásticos 24+37+38 y del caucho

19 Productos minerales básicos, metálicos y no metálicos 20 Maquinaria, equipo, material

de transporte

21 Otros productos manufactura- dos

22 Electricidad, gas y agua

25 Transporte 26 Comunicación

28 Alquiler de viviendas 29 Servicios prestados a las

empresas

31 Servicios a los hogares

26

29 + 44

28

23.2

42 43 22 35 + 39

INEC

18 Bebidas alcohó licas en el ho gar

40 Tabaco

25 Artículos tex- tiles del hogar 30 Indumentaria 27 Muebles 41 Educación 24 Lavado y mante-

nimiento 37 Cuidado de la

salud

38 Cuidado personal 26 Artículos de me-

s a y de cocina 29 Otros artículos

del hogar 44 Vehículos y di-

versos.

28 Otros artefac- tos del hogar 23.2 Energía eléc-

trica y gas 42 Transporte 43 Comunicación 22 Alquiler

35 Servicio de lim pieza

39 Recreo y mate- rial de lectura

BANCO CENTR~L DEl E:CU~DOR

-3-

CODIGO CUENTAS NACIONALES CODIGO INEC

30 30 Hoteles, bares y restaurantes 19 + 20 19 Platos prepa ra dos

20 Alimentos fu e- ra del hogar

BANCO CENTRl-\L DEl E:CUl-\DOR

ANEXO 2

EFECTOS DE LA UTILIZACION DE LA PONDERACION IMPLICITA EL PROCEDIMIENTO DE CALCULO DEL INDICE DE PRECIOS

A partir de las siguientes ponderaciones y serie de precios CUADRO N~ 1

PONDERACIONES Y NIVELES DE PRECIOS

GRUPOS PONDERACIONES PO Pl P2 P3 P4

l. Alimentos y Bebidas 0.3960 420 470 580 580 600

2. Vivienda 0.2466 300 300 250 300 320

3. Indumentaria 0.1077 200 220 240 240 270

4. Misceláneos 0.2497 500 520 550 570 580

Los Institutos de Estadísticas efectúan el siguiente cálculo (al que se denominará" usual"):

CUADRO N~ 2

CALCULO DEL INDICE DE PRECIOS (~aspeyers)

GRUPOS PO QO Pl/PO Pl/POW P2/Pl P2/PlX P3/P2 P3/P2Y P4/P3 P4/P3Z l. Alimentos y .,Bebidas 166. 32 1.1191 0.4815 l. 2341

2. Vivienda 73.98 1.00 0.1914 0.8333 3. Indumentaria 21.54 1.10 0.062 l. 0909 4. Misceláneos 124.85 1.04 0.3359 1.0577

TOTAL 386.69 107.08

w

PO QO/ ~-po QO

X ((Pl/PO) (PO QO)) /,¿:_PO QO

y ((P2/Pl) (Pl/PO) (PO QO)) / ~PO QO

z

((P3/P2) (P2/P 1) (Pl/PO) (PO QO))/~PO QO

0.5942 1.00 0.5942 0.1595 1.20

o

^.1914

0.0676 1.00 0.0676 0.3553 l. 0364

o.

³⁶⁸²

117. 66 122.14

1.035 0.6150 1.067 0.2042 1.125 0.0761 101760.3747 127.0

BANCO CENTR~L DEl E:CU~DOR

-2-

Cálculo que da resultados muy similares a los obtenidos según el pro- cedimiento convencional (In/o

=

~ _{¿_Po Qo}

.._,

Pn Qo

) :

INDICES DE PRECIOS

INDICES USUAL CONVENCIONAL DIFERENCIA

I 1/0 107. 08 106. 77 0.11

I 2/0 117. 66 117 .54 0.12

I 3/0 122.14 122.02

o

.12

I 4/0 127.00 126.83 0.17

Los incrementos de precios, con relación al año base, hanSido obvia- mente de:

AÑOS

INCREMENTOS

1 7.08

2 17.66

3 22.14

4 27.00

Sin embargo, el procedimiento más común para los análisis de infla- ción es calcular los incrementos anuales:

AÑOS

INC.ANUALES

1 7.08

2 9.88

3 3.81

4 3.97

En III.1 se ha señalado qué i 2/1

1

L 2/0/Ll/O. Cabe, sin embargo, aclarar el sentido de las diferencias de esta desigualdad, puesto que como se ha señalado, las comparaciones más frecuentemente realizadas son las del tipo L 2/1 (a partir de L 2/0 y L 1/0).

La división de Indices deLaspeyers (de precios) es igual a: L 2/0 (P) _

¿_

P2 QO _ ~ Pl QO P2/Pl

L 1/0 -

z_

Pl QO -

<E_

Pl QO En tanto que:

L 2/1 (P) ^~ Pl Ql P2/Pl

<!:

Pl Ql

(1)

(2)

BANCO CENTRf:\L DEl E:CUf:\DOR

-3-

Las ponderaciones del indice elemental P2/Pl son respectivamente, en (1) y (2):

Pl QO en el caso (1), pues:

¿__

Pl QO

P2/Pl Pl QO

<

Pl QO

P2 QO ::E_ Pl QO

y, Pl Ql es el caso (2) pues ' {Pl Ql

P2/Pl Pl Ql

<:_

Pl Ql

Nótese que entre el procedimiento "que se cree estar realizando" (L2/l) y el que "efectivamente se realiza" (L2/0/Ll/O) hay una diferencia en la ponderación utilizada, pues las ponderaciones son:

INDICE:

PONDERACION:

COMENTARIO:

L 2/0 / L 1/0

Pl QO

¿:

Pl QO

"Se utiliza"

L 2/1

Pl Ql z Pl Ql

"Se cree estar utilizando"

La ponderación utilizada en el caso (1) es superior a la de (2) si:

--9..l_

qO Es decir si: I 1/0 (q)

Pl Ql Pl QO p 1/0 (q)

Por lo tanto, los artículos cuyo índice de cantidad es inferior al pro- medio (medido por el índice dePaasde de cantidad) tienen un coeficiente muy elevado en la fórmula que relaciona los índices de precios (L 2/0/

Ll/O); dado que estos artículos son generalmente los que tienen un ín- dice superior al promedio, la comparación de los índices de Lasp:ye:s para los períodos 1 y 2, diferentes del año base, frecuentemente exagera los incrementos (y viceversa) del nivel general de precios, si este fuera medido por un índice que tenga corno base el período l.

' ..

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BCE -BIBLIOTECA ECONOMICA

·~t:~'( 1111111111111111111

048850

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