PROYECCIÓN A LARGO PLAZO DE LA RELACIÓN IPC … · relación IPC-Dólar en Uruguay para evaluar...

JUAN CARLOS PROTASI

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PROYECCIÓN A LARGO PLAZO

DE LA RELACIÓN IPC-DOLAR

Juan Carlos Protasi Ψ

relación IPC-Dólar en Uruguay para evaluar las perspectivas de mantener un activo

denominado en pesos, frente a los riesgos que involucra la devaluación. El trabajo cu-

brió los siguientes puntos.

Primero, se investigó la dinámica de la inflación en Uruguay para los últimos cuarenta

y siete años, en base a un modelo originalmente planteado por Harberger (1963) y

ampliado para el caso de una economía abierta. Las estimaciones muestran que el

"passing through" del dinero a los precios es de un 56% dentro del año y que el corres-

pondiente a la tasa de devaluación es de 38%.

El hecho de que las variaciones del tipo de cambio no se hayan trasladado en el corto

plazo a los precios, y que la tasa de inflación dependa de otras variables además de la

devaluación, hace que la relación IPC-Dólar no se mantenga constante sino que varíe a

lo largo del tiempo. Por ende, en segundo lugar, se estimó las tendencia de largo plazo

para los precios medidos en dólares. Esta mostró una tasa de crecimiento del 6.2 %

anual. Por su parte, la tendencia estimada de largo plazo para los salarios medidos en

dólares, es de un aumento a una tasa del 4.1 % anual. El aumento de los precios en

dólares en Uruguay se puede asociar al aumento de los precios internacionales y al

aumento relativo de la productividad laboral en los sectores transables de la economía.

En línea con este argumento, se estimó un modelo econométrico para evaluar las deter-

minantes de la relación IPC-Dólar. Los resultados de las estimaciones muestran que los

E

1. RESUMEN EJECUTIVO

l propósito de este informe es formular una proyección a 25 años de plazo de la

ψ Profesor, Facultad de Ciencias Empresariales y Economía, Universidad de Montevideo. Octubre 2002.

PROYECCIÓN A LARGO PLAZO DE LA RELACIÓN IPC-DÓLAR

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precios al consumidor en dólares reaccionan con una elasticidad de 1.12 frente a los

precios de exportación y con una elasticidad de 2.35 frente a la productividad laboral,

contribuyendo ambos factores a explicar un 95,5 % de sus variaciones. Por último, se

formulan dos tipos de proyecciones para la relación IPC-Dólar para los próximos 25

años: (a) extrapolando la tendencia histórica y (b) proyectando con el modelo estimado

que explica la relación IPC-Dólar. La proyección en base a la tendencia histórica –que

supone una tasa de crecimiento del 6.2 % anual– arroja un valor del índice de precios en

dólares que es 5 veces su valor actual. Esta proyección puede ser un tanto optimista, si

se tiene en cuenta que durante el período de 1955-2002 el mayor aumento de la relación

IPC-Dólar fue durante la década del 90 a raíz de los aumentos de precios en dólares en

la región como consecuencia de los planes Real y de Convertibilidad. Una proyección

con el modelo, muestra que una inversión en un bono indexado con IPC, arrojaría un

incremento de su capital en dólares del 110 % al final del período, equivalente a un 3 %

anual. En cualquiera de ambas proyecciones, la inversión en títulos indexados aparece

como muy rentable, teniendo en cuenta que además pagará un cupón que podría ser del

orden del 8 % anual en Unidades Indexadas. Sin embargo, el riesgo de cambio no está

cubierto en todo momento de la vida del bono. Si para compensar por el riesgo de

cambio, se quisiera establecer un mecanismo de seguro, y si la proyección estimada de

la relación IPC-Dólar de un 3 % anual, se cumpliera en la realidad, el fondo del seguro

se alimentaría por la diferencia entre IPC y dólar en los años en que la brecha es positiva

y según estas proyecciones podría llegar a cubrir una devaluación del 110 % sin costo

adicional. Si bien el razonamiento se ejemplifica para el caso de un tenedor de un bono,

es importante resaltar que en el caso hipotético en que el Estado perciba o pague la

diferencia IPC-Dólar, en el caso de tener que hacer frente a una devaluación no necesa-

riamente implicará una pérdida económica para el Estado si la tendencia histórica con-

tinúa vigente en los próximos veinticinco años.

2. INTRODUCCIÓN

Existen pruebas más que suficientes para afirmar que el proceso inflacionario de Uru-

guay estuvo inducido básicamente por la expansión de la cantidad de dinero quien a su

vez estuvo asociada a factores de origen interno –financiamiento de los déficit fiscales

y en algunos períodos al otorgamiento de crédito al sector privado– y de origen externo

asociado a los movimientos de capitales y ganancias de términos de intercambio. La

expansión monetaria sin contrapartida de aumentos similares de la demanda de dinero

del público derivaron en una aceleración de la inflación y sucesivas crisis de balanza de

pagos y devaluaciones de la moneda. La demanda de dinero del público se vio desalen-

tada a lo largo de estos años, por expectativas de devaluación que desencadenaron un

fuerte proceso de desconfianza en el peso, a raíz del aumento de la inflación y las

repentinas y abruptas devaluaciones de la moneda.

La evolución de los precios de consumo y de la tasa de devaluación en Uruguay fue

muy errática desde 1955 hasta la fecha. La inflación se ubicó en un promedio de 30 %

JUAN CARLOS PROTASI

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anual entre 1955 y 1965, y se elevó a niveles entre 60 % y 70 % entre 1965 y 1975.

Entre 1975 y 1985 se redujo a 57 % y 44 % respectivamente, para luego volver a reto-

mar un ritmo más acelerado a partir de 1985. Fue recién a comienzos de los 90 que se

inició un programa de estabilización que duró hasta comienzos de 2002, y que logró

bajar la inflación a niveles de un dígito. En ese proceso de estabilización y al igual que

a comienzos de los 80, la economía ingresó en un fuerte ciclo recesivo. Recientemente

–luego de que se modificara la política cambiaria en respuesta a la crisis de Argentina–

volvieron a generarse presiones inflacionarias y la tasa de inflación comenzó a subir

ubicándose nuevamente en los dos dígitos.

En ese continuo proceso de aceleración y desaceleración de la tasa de inflación, se

sucedieron una serie de devaluaciones del peso que en algún caso alcanzó el 250 %

como en 1972 y en otros al 100%. Un tercio de las devaluaciones de la historia

inflacionaria de Uruguay, fueron superiores al 60%.

Es por esta circunstancia que el temor a una devaluación está fuertemente arraigado en

la sociedad uruguaya, lo que conllevó a una creciente dolarización de la economía, al

punto de que en la actualidad las tenencias en dólares dentro de la demanda de activos

financieros del público supera el 90%.

En este contexto, la creación y puesta en marcha de un instrumento de ahorro para

revitalizar la inversión que esté denominado en pesos, chocará con este inconveniente,

aunque como se discute más abajo los números no confirman una ventaja de mantener

dólares frente a los pesos en el largo plazo.

El plan del informe es el siguiente. En la Sección 2 se muestran las tendencias históri-

cas de las variables monetarias y reales y se estima un modelo econométrico para expli-

car la inflación y evaluar el "pass through" del tipo de cambio a los precios. En la

Sección 3 se estima una tendencia histórica de largo plazo para la relación precios-dólar

y salario-dólar . En la Sección 4 se formulan proyecciones para las relaciones referidas

para los próximos veinticinco años.

3. EXPLICACIÓN DEL PROCESO INFLACIONARIOY EL "PASS THROUGH" DE LA DEVALUACIÓN

A LA INFLACIÓN

El propósito de este informe es evaluar las perspectivas de mantener un activo denomi-

nado en pesos, en virtud de los riesgos que involucra la devaluación del peso, por la

eventual pérdida de riqueza que ello supone. Si los precios terminan ajustándose a la

devaluación, la pérdida de riqueza no sería más que un problema transitorio, sin embar-

go si el porcentaje de la devaluación que se traslada a los precios es menor que 1, la

pérdida dentro del año en que tiene lugar la devaluación no será recuperable dentro del


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año y esto puede desalentar la tenencia de un activo en pesos aunque sea indexado a la

inflación. Es por esta circunstancia que es útil medir qué porcentaje de la devaluación

se traslada a los precios. Sin embargo y como veremos en la sección siguiente, en la

decisión de mantener un activo indexado a la inflación, lo que importa en definitiva es

la evolución de los precios relativos medidos en dólares.

Tendencias históricas

En el Cuadro 1 se indican las respectivas tasas de crecimiento promedio anual en perío-

dos de cinco años, para las variables monetarias y reales relevantes, es decir, expansión

de la cantidad de dinero M1, Inflación, Devaluación, Salarios y PBI.

En las columnas de inflación y salarios, se indican entre paréntesis, aquellos periodos

en que sus respectivas tasas de variación fueron inferiores a la tasa de devaluación.

Como se puede ver esto ocurrió entre 1955 y 1965 y entre 1980 y 1985, que fueron los

períodos en que tuvieron lugar fuertes devaluaciones del peso. En la columna corres-

pondiente a Dinero, se indican los períodos en que el dinero se expandió por debajo de

la tasa de inflación. Por último se indica la tasa de crecimiento promedio de la econo-

mía, en la que se puede ver que el PBI crece a tasas menores e incluso decrece, en

aquellos períodos en que el dinero crece menos que los precios.

Cuadro Nº 1: Tasas promedio de variación anual

Período INF DINERO DEV SAL PBI

1955-1960 22.7 (-) 20.7 (-) 26.5 20.0 (-) 0.61960-1965 29.7 (-) 28.4 (-) 39.2 30.0 (-) 0.81965-1970 59.8 61.2 33.8 62.8 2.31970-1975 69.1 55.5 (-) 60.6 60.6 1.51975-1980 56.5 60.8 27.9 47.2 4.51980-1985 44.8 (-) 31.8 (-) 61.9 41.3 (-) -2.51985-1990 78.1 77.0 (-) 63.1 79.1 3.71990-1995 60.9 73.2 40.2 62.2 3.71995-2000 14.2 14.0 13.7 11.9 (-) 2.0

2001 9.1 7.7 10.7 7.4 0.42002 10.1 4.5 (-) 18.4 5.2 -3.1

En el Gráfico 1 se puede apreciar la elevada correlación positiva entre tasa de inflación

(INF) y tasa de devaluación (DEV). Asimismo se observa que en muchos años, la tasa

de devaluación se ubicó por debajo de la tasa de inflación. Sin embargo, en los años en

que se devaluó el peso, esta siempre superó a la tasa de inflación.

JUAN CARLOS PROTASI

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Gráfico Nº 1

-50

0

50

100

150

200

250

55 60 65 70 75 80 85 90 95 00

DEV INF

TASA DE DEVALUACIÓN E INFLACIÓN

Por su parte, el aumento de los salarios –el que está indisolublemente ligado la UR–

también mostró una fuerte correlación positiva con la tasa de devaluación. También en

este caso, se observa (Ver Gráfico Nº 2) que en muchos años la tasa de devaluación se

ubicó por debajo de la tasa de expansión de los salarios medios(GAW). En los años de

fuerte devaluación del peso, los salarios también evolucionaron por debajo.

Gráfico Nº 2

-50

0

50

100

150

200

250

55 60 65 70 75 80 85 90 95 00

DEV GAW

TASA DE DEVALUACIÓN Y AUMENTO SALARIOS


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A pesar de que los aumentos de precios y salarios fueron superiores a la devaluación en

la mayoría de los años, no por esto las preferencias del público se inclinan a mantener

pesos. Los aumentos abruptos en el tipo de cambio, generan desconfianza en el peso e

inducen a mantener dólares como resguardo. Cuando el tipo de cambio queda rezagado

con respecto a los precios, el publico anticipa que en algún momento puede venir una

corrección y preferirá conservar dólares.1

Pero la inflación que es esencialmente un fenómeno monetario, también estuvo fuertemente

correlacionada a la expansión de la cantidad de dinero (GM1) como se observa en el Gráfico Nº3:

Gráfico Nº 3

1 C. Graziani y Juan C. Protasi, Premio Banco Central de Economía, año 1981. En este trabajo se encontróque el tipo real de cambio es una determinante muy significativa en la explicación de la demanda de dineroen términos reales del público. Cuando el tipo de cambio se aprecia en términos reales, ceteris paribus, lademanda de dinero cae.

-20

0

20

40

60

80

100

120

140

55 60 65 70 75 80 85 90 95 00

GM1 INF

EXPANSIÓN MONETARIA E INFLACIÓN

Promedios de la inflación y devaluación en el largo plazo

Un hecho muy interesante, es que considerando el período de 47 años comprendidos

entre 1955 y 2002, las tasas promedios de variación de los precios, tipo de cambio,

salarios y dinero fueron muy similares. En el siguiente cuadro se puede observar que sin

embargo las medianas - es decir el valor para el cual se reparte el 50 % de la distribu-

ción a cada lado - difieren en el caso del tipo de cambio que es significativamente

inferior a la de la tasa de inflación, a la tasa de aumento de los salarios y del dinero. El

menor valor de la mediana, implica que la distribución de la tasa de devaluación es

asimétrica con mayor peso de los valores extremos. Esto se confirma en el hecho de que

el valor máximo en el caso de la tasa de devaluación fue aproximadamente el doble de

las restantes.

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En síntesis, todas las variables monetarias tienden a ajustarse en el largo plazo como lo

sugiere la teoría económica con su postulado de homogeneidad, pero la forma de ajuste

es muy distinta en lo que respecta a la tasa de devaluación frente al resto. El tipo de

cambio se ajustó con saltos mientras que las otras variables lo hicieron de modo suave

y gradual. La volatilidad media del tipo de cambio - medida por la desviación standard

- se puede ver en el cuadro que es significativamente más alta que la de las otras varia-

bles monetarias. Esto es precisamente lo que infunde desconfianza y desalienta la te-

nencia de pesos por el riesgo que implican las devaluaciones en salto.

Cuadro 2: Tasas de variación promedio anual1955-2002

INF DEV GAW GM1

Media 48.4 45.5 45.7 46.1Mediana 44.7 29.7 40.9 42.2Máximo 125.3 244.0 112.0 103.3Mínimo 3.6 -0.90 2.0 -5.1Desv. Std. 30.7 48.0 31.2 30.0

Observaciones 47 47 47 47

Un modelo sencillo para explicar la inflación

Como el propósito de este informe es estimar una relación de largo plazo entre devaluación,

dinero e inflación, se estimó un modelo econométrico sencillo introducido por Harberger

para explicar la inflación chilena.2Este modelo postula, en grandes líneas, que en tanto

exista una demanda de dinero estable en la economía, la inflación estará determinada por la

tasa de expansión monetaria, por la tasa de crecimiento del PBI y por la diferencia en los

costos de oportunidad de mantener dinero. Por tratarse de un período muy largo en que la

economía uruguaya estuvo semi-abierta, el modelo de Harberger - que originalmente fue

planteado para economías cerradas -- se amplía para incorporar los factores explicativos de

la inflación vinculados al comercio exterior como son los precios internacionales (precios

de las exportaciones (Pexp) y precios de las importaciones (Pimp)) y el tipo de cambio (tc),

con lo cual se obtiene la siguiente ecuación:

Inf = a + b GM1 + c GM1(-1) + d DEV + e(Pexp/tc) + f (Pimp/tc) + g GPBI

+ h DINT + u

donde u es un residuo aleatorio.

2 Harberger, A.C.: The dynamics of Inflation in Chile, Measurements in Economics, Stanford 1963


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La interpretación de los coeficientes y sus signos es la siguiente:

. a representa la tendencia autónoma de los precios

. b y c recogen el efecto de ajustes contemporáneo y retrasado en los precios por cam-

bios en la cantidad de dinero. Su suma debe ser positiva y debe cumplirse la

relación b+c+d=1 en virtud del postulado de homogeneidad

. d, e y f representan los efectos del tipo de cambio y de los precios internacionales y se

esperan positivos ya que por un lado los aumentos en estas variables se trasladan

a los precios internos vía costos y por otro lado se produce un efecto de sustitu-

ción entre bienes importados y domésticos haciendo aumentar los precios de es-

tos últimos.

. g recoge el efecto del ingreso y debiera ser de signo negativo ya que un aumento del

PBI (GPBI) dejando fija la cantidad de dinero producirá una reducción de la tasa

de inflación

. h recoge el aumento del costo de oportunidad de mantener dinero (DINT).3

Los resultados de las estimaciones se muestran en el Cuadro Nº 3. El ajuste del modelo

se puede considerar satisfactorio, a juzgar por los coeficientes R2 y Durbin-Watson. El

grado de precisión del modelo también se puede apreciar en el Gráfico Nº4. Allí se

observan el valor actual de la inflación (Actual), el valor ajustado por el modelo (Fitted)

y los residuos (Residual).

Cuadro Nº 3: Una explicación del proceso de inflaciónLS // Variable Dependiente: INFMuestra (ajustada): 1957 2001

Observaciones Incluidas: 45

Variable Coeficiente Error Std. t-Stad Prob.

C -0.003 0.023240 -0.120920 0.9044G(M1) 0.567 0.106679 5.315111 0.0000G(M1(-1)) 0.121 0.082946 1.466536 0.1510DEV 0.378 0.064851 5.833495 0.0000GPBI -0.853 0.285714 -2.987343 0.0050G(PEXP/TC) 0.201 0.076511 2.631567 0.0123G(PIMP/TC) 0.290 0.086738 3.349903 0.0019D(INT) 0.001 0.001351 0.630002 0.5326

R2 0.922387 Media Var. Dep. 0.384176R2 ajustado 0.907704 Desv. Std. Var. Dep 0.202764E.S. regresión 0.061600 Akaike info criter. -5.414362Suma Cuadr. Resid 0.140401 Schwarz criter. -5.093178Log likelihood 65.97091 Estad. -F 62.81783Durbin-Watson 2.325575 Prob(Estad.-F) 0.000000

3 Ver Harberger (1963).

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Gráfico Nº 4

-0.2

-0.1

0.0

0.1

0.2

0.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

60 65 70 75 80 85 90 95 00

Residual Actual Fitted

Los aumentos corrientes de la oferta monetaria resultaron muy siginificativos, e

indican que se trasladan con un coeficiente de 0.57 a la inflación, en tanto que los

aumentos de la liquidez en los períodos previos no resultaron significativos. La

tasa de devaluación se traslada a los precios con un coeficiente de 0.38. Esto signi-

fica que el "pass through" del tipo de cambio es menor a la unidad y que por lo

tanto cuando tiene lugar una devaluación, esta no se traslada en su totalidad a los

precios dentro del año. La inflación recoge también los efectos de los precios inter-

nacionales, tanto de los precios de exportación como de importación, trasladándo-

se la inflación internacional con un coeficiente de 0.2 en el caso de los precios de

exportables y de 0.29 en el caso de importables. El efecto de los precios internacio-

nales resulta menor en el caso de los bienes de exportación - caso de la carne por

ejemplo - que de los importables como es el caso del petróleo. Por último, el creci-

miento del PBI ejerce un efecto negativo sobre los precios. Cuando la economía se

expande, si las restantes variables se mantienen constantes, la tasa de inflación se

reduce por una mayor oferta de bienes. En síntesis, la inflación en Uruguay, se

puede explicar por factores internos de orden monetario como por factores exter-

nos, derivados de los precios internacionales y del tipo de cambio. En el largo plazo

todas las variables monetarias tienden a equilibrarse. En el corto plazo la situación

no es así. El hecho de que la devaluación, se traslade con un coeficiente inferior a

la unidad, implica que un activo financiero que se indexe con la inflación, sufrirá

en el año que tiene lugar el salto del tipo de cambio, una pérdida de riqueza que se

estima aproximadamente en 2/3 de la devaluación.


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3. IPC-DÓLAR Y SALARIO-DÓLAR:TENDENCIAS DE LARGO PLAZO

El hecho de que las variaciones del tipo de cambio no se hayan trasladado en el corto

plazo a los precios, y que la tasa de inflación dependa de otras variables además de la

devaluación, hace que la relación IPC-Dólar no se mantenga constante sino que varíe a

lo largo del tiempo. En el siguiente gráfico se observa que los precios en dólares expe-

rimentaron fuertes oscilaciones dentro de una sostenida tendencia creciente.

Gráfico Nº 5

0

2

4

6

8

10

55 60 65 70 75 80 85 90 95 00

IPC MEDIDO EN DÓLARES

Base 1955=1

Las caídas de los precios en dólares reflejan las fuertes devaluaciones sufridas por el peso

uruguayo en 1982 y más recientemente en el 2002. A pesar de estas bruscas caídas, se puede

ver que partiendo de un nivel 1 en 1955, en el corriente año, el índice se multiplicó por 7.

Del igual modo que los precios al consumo en dólares, también los salarios en dólares se

multiplicaron en promedio aproximadamente por 2,8 hasta 2002. Ello se aprecia en el Grá-

fico Nº6, donde se observa la evolución de los salarios promedios en dólares (AWTC).

Gráfico Nº 6

0

1

2

3

4

5

55 60 65 70 75 80 85 90 95 00

AWTC

SALARIOS EN DÓLARES

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Tendencias de largo plazo y su justificación económica

Las tendencia estimada de largo plazo para los precios medidos en dólares, mostró una

tasa de crecimiento del 6.2 % anual. Por su parte, la tendencia estimada de largo plazo

para los salarios medidos en dólares, resultó aumentar a una tasa del 4.1 % anual. Las

tablas con los resultados de las estimaciones se anexan al final del artículo.

¿Cuál es el fundamento económico para estas tendencias ?

El aumento de los precios en dólares en Uruguay se puede asociar al aumento de los

precios internacionales y al aumento relativo de la productividad laboral en los sectores

transables de la economía.4

Uruguay recibió en todo el período un fuerte impacto de los precios internacionales.

Los precios internacionales evolucionaron de modo parejo hasta el shock petrolero de

1973 (Ver Gráfico Nº 7). A partir de entonces los precios de exportación e importación

se separaron en sus niveles, pero sus variaciones fueron muy similares. Los precios de

importaciones -básicamente petróleo - se multiplicaron por 5 y los de exportación por

3.5. Esto quiere decir que algo más de la mitad de la suba de los precios en dólares al

consumo se puede explicar por los precios internacionales.

4 En primer lugar debemos considerar como siempre que en la economía coexisten bienes transables y notransables en una proporción b y 1-b respectivamente, es decir

P = b Pt + (1-b) Pnt

donde P es el nivel general de precios, Pt el de los transables, y Pnt el de los no transables. La producciónóptima de bienes transables y no transables se determinan en función de la igualación de las respectivasproductividades laborales “at” y “ant” con los respectivos salarios reales W/Pt y W/Pnt. Es decir:

at = W/Pt ant= W/Pnt

Sustituyendo se obtiene que Pnt = Pt * at/ant, donde además Pt= E* P*t, siendo E el tipo de cambio y P*t losprecios internacionales. Sustituyendo esta última expresión se obtiene que la relación P/E es igual a:

P/E= b P*t + (1-b) P*t (at/ant) o lo que es lo mismo P/E= bP*t [1+(1-b)/b*(at/ant)]

De donde resulta que los precios en dólares dependen de los precios internacionales y de las productividadesrelativas. El efecto de los flujos de capitales, que es un factor de presión sobre los precios en dólares, serecoge indirectamente en la productividad laboral. Los ingresos de capitales financian inversión en lossectores transables, que contribuyen a incrementar la productividad.


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Gráfico Nº 7

0

2

4

6

8

55 60 65 70 75 80 85 90 95 00

PIMPTC PEXPTC

PRECIOS INTERNACIONALES

La segunda fuerza que hizo aumentar los precios en dólares fue la productividad laboral

por su impacto sobre los salarios. La evolución de esta variable (medida como PBI/

Empleo) se observa en el siguiente gráfico.

Gráfico Nº 8

25

30

35

40

45

50

55 60 65 70 75 80 85 90 95 00

PRODUCTIVIDAD LABORAL

Estos argumentos se incluyen en el siguiente modelo econométrico, estimado para el

período 1968-2002 debido a la carencia de datos sobre productividad entre 1955 y 1968.

Los resultados de las estimaciones (en el Cuadro Nº 4) muestran que los precios al

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consumidor en dólares reaccionan con una elasticidad de 1.12 frente a los precios de

exportación y con una elasticidad de 2.35 frente a la productividad laboral, y ambos

factores contribuyen a explicar un 95,5 % de sus variaciones.

Ambos factores serán tomados en cuenta para formular la proyección en la sección

siguiente.

Cuadro Nº 4: Estimación nivel de precios en dólaresLS // Variable Dependiente: LOG(IPCDOL)

Muestra: 1968-2002Observaciones Incluídas: 35

Variable Coeficiente Error Std. t-Stat. Prob.

C -12.65495 0.759910 -16.65322 0.0000LOG(PEXP/TC) 1.121385 0.265874 4.217736 0.0002LOG(PIMP/TC) -0.030748 0.185001 -0.166206 0.8691LOG(PRODUCTIV) 2.350441 0.285416 8.235130 0.0000

R2 0.955604 Media Var. Depend. 1.357580R2 ajustado 0.951308 Desv. Std. Var. Dep. 0.699943E.S. regresión 0.154451 Akaike info criter. 3.628542Suma Cuadr. resid 0.739511 Schwarz criter. -3.450788Log likelihood 17.83664 Estad-F 222.4218Durbin-Watson 1.487388 Prob(Estad-F) 0.000000

4. PROYECCIONES A LARGO PLAZO

Se pueden formular dos tipos de proyecciones para la relación IPC-Dólar para los próxi-

mos 25 años,

(a) extrapolando la tendencia histórica y

(b) proyectando con el modelo estimado en la sección 3.

(a) La proyección en base a la tendencia histórica -- que supone una tasa de crecimiento

del 6.2 % anual -- arroja un valor del índice de precios en dólares que es 5 veces su valor

actual. (Ver Tabla A.1. de valores proyectados en el Anexo y Gráfico Nº 9) . Esto signi-

ficaría que si un inversor colocara su dinero en el corriente año en un bono indexado

con IPC, al final de los 25 años, su capital se habrá multiplicado por 5 en términos de

dólares. Esta proyección puede ser un tanto optimista, si se tiene en cuenta que durante

el período de 1955-2002 el mayor aumento de la relación IPC-Dólar fue durante la


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década del 90 a raíz de los aumentos de precios en dólares en la región como conse-

cuencia de los planes Real y de Convertibilidad. En la medida de que estos planes

probablemente no se vuelvan a repetir, la tasa de crecimiento de 6.2 % anual, puede

sobreestimar la valoración del capital en los próximos veinticinco años.

(b) Para realizar una proyección con el modelo, es necesario primero proyectar las

variables explicativas de la relación, es decir PEXP/TC, PIMP/TC y Productividad.

Para los tres casos, se estimaron las tendencias históricas y se proyectaron sus valores

hasta el año 2027. La proyección resultante también se muestra en la Tabla A.1. de

valores proyectados en el Anexo, en el que resulta que una inversión en un bono indexado

con IPC, mostraría un incremento de su capital en dólares del 110 % al final del perío-

do, equivalente a un 3 % anual.

Gráfico Nº 9BASE 1955=1

10

20

30

40

50

60

04 06 08 10 12 14 16 18 20 22 24 26

PROYECCIONES RELACIÓN PRECIOS-DOLAR

Tendencia

histórica

M odelo transablesno transables

JUAN CARLOS PROTASI

• 149 •

5. CONCLUSIONES

En cualquiera de ambas proyecciones, la inversión en títulos indexados aparece como

muy rentable, teniendo en cuenta que además pagará un cupón que podría ser del orden

del 8 % anual en UI.

Sin embargo, el riesgo de cambio no está cubierto en todo momento de la vida del bono.

Si llegara a ocurrir una devaluación en el año del vencimiento del bono, como mostra-

mos arriba, los precios no recogerán la depreciación de la moneda dentro del año, por lo

que si la devaluación es importante, la pérdida de capital puede ser también muy impor-

tante. Claro que esta pérdida se compensaría con la ganancia de los años anteriores.

Al respecto y de acuerdo a los patrones históricos de la inflación y de la devaluación, se

puede esperar que en 25 años, el tipo de cambio se devalúe en un porcentaje mayor al

50 % en por lo menos 8 años de los 25, y más de un 100% en por lo menos una vez en

dicho período. Si en algún momento de los próximos 25 años, el tipo de cambio se

devaluara en un porcentaje de 110%, la ganancia acumulada de capital sería aproxima-

damente cero, y el tenedor de un bono indexado sólo ganaría el cupón. Una devaluación

superior al 110 % ocurrió tres veces en la historia que fue en 1965 (173%), 1972 (244

%) y 1982 (148%). En la hipótesis de la tendencia histórica del 6.2 % anual, estas

devaluaciones serían absorbidas con creces por el incremento del IPC.

Si para compensar por el riesgo de cambio, se quisiera establecer un mecanismo de

seguro, y si la proyección estimada de la relación IPC-Dólar de un 3 % anual, se cum-

pliera en la realidad, el fondo del seguro se alimentaría por la diferencia entre IPC y

dólar en los años en que la brecha es positiva y según estas proyecciones podría llegar a

cubrir una devaluación del 110 % sin costo adicional.5

6 El Cálculo exacto habría que hacerlo tomando el flujo descontado de caja.


• 150 •

ANEXO

Tabla A.1.: VALORES PROYECTADOS

obs HISTÓRICA MODELO

2002 10.6000 10.60002003 11.32512 10.959202004 12.04883 11.287982005 12.81880 11.626622006 13.63797 11.975412007 14.50949 12.334682008 15.43670 12.704722009 16.42316 13.085862010 17.47266 13.478432011 18.58923 13.882792012 19.77715 14.299272013 21.04098 14.728252014 22.38558 15.170102015 23.81610 15.625202016 25.33804 16.093952017 26.95723 16.576772018 28.67990 17.074082019 30.51265 17.586302020 32.46252 18.113892021 34.53700 18.657302022 36.74404 19.217022023 39.09212 19.793532024 41.59025 20.387342025 44.24803 20.998962026 47.07564 21.628932027 50.08395 22.27780

JUAN CARLOS PROTASI

• 151 •

CUADRO A.1.: TENDENCIA DE LARGO PLAZO PARA LOS PRECIOS EN DÓLARESLS // Variable Dependiente: LOG(IPCDOL)

Muestra (ajustada): 1956 2002Observaciones Incluidas: 47

Convergencia alcanzada después de 3 iteraciones

Variable Coeficiente Error Std. t-Stad. Prob.

C -0.608277 0.196608 -3.093855 0.0034TIME 0.061945 0.006511 9.513453 0.0000AR(1) 0.646219 0.115634 5.588484 0.0000

R2 0.945049 Media Var. Dep. 0.979692R2 ajustada 0.942551 Desv Std. Var. Dep. 0.893727E.S. regresión 0.214214 Akaike info criter. -3.019861Sum Cuadr. Resid 2.019050 Schwarz criter. -2.901767Log likelihood 7.276625 Estad-F 378.3533Durbin-Watson 1.930740 Prob(Estad-F) 0.000000Raíces ARInvertidas .65

CUADRO A.2.: Tendencia estimada para los salarios en dólaresLS // Variable Dependiente: LOG(AWTC)

Muestra (ajustada): 1956 2002Observaciones Incluídas: 47

Convergencia alcanzada después de 3 iteraciones

Variable Coeficiente Error Std. t-Stad. Prob.

C -0.464250 0.168812 -2.750099 0.0086TIME 0.041574 0.005743 7.238563 0.0000AR(1) 0.527632 0.132926 3.969370 0.0003

R2 0.854375 Media Var. Dep. 0.598286R2 ajustado 0.847755 Desv. Std. Var. Dep. 0.645601E.S regresión 0.251904 Akaike info criter. -2.695712Sum Cuadr. Resid. 2.792050 Schwarz criter. -2.577617Log likelihood -0.340882 Estad.-F 129.0728Durbin-Watson 1.779329 Prob(Estad-F) 0.000000Raíces AR Invertidas .53

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