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IPCNu. Índice de Precios al Consumidor Nacional urbano. Serie Documentos de trabajo N 22 ISSN: - PDF
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Víctor Manuel Castellanos Cruz
1 ISSN: Índice de Precios al Consumidor Nacional urbano IPCNu Serie Documentos de trabajo N 22 Instituto Nacional de Estadística y Censos República Argentina2 3 ISSN: Índice de Precios Al Consumidor Nacional urbano IPCNu Serie Documentos de trabajo N 22 Índice de Precios Nacional Urbano Responsable de la edición: Lic. Ana María Edwin Queda hecho el depósito que fija la Ley N Buenos Aires 2014 PUBLICACIONES DEL INDEC Las publicaciones editadas por el Instituto Nacional de Estadística y Censos se encuentran a la venta y pueden ser consultadas en el Centro Estadístico de Servicios ubicado en Av. Presidente Julio A. Roca 609 C1067ABB. Ciudad Autónoma de Buenos Aires, Argentina. El horario de atención al público es de 9:30 a 16:00. También puede comunicarse a los teléfonos: (011) /54/62 o al fax: (011) Correo electrónico: web:4 5 ÍNDICE PRESENTACIÓN 7 INTRODUCCIÓN 9 SECCIÓN 1: Singularidades de los índices de precios Propósitos y usos de los índices de precios al consumidor La relación entre los indicadores, los conceptos y los referentes conceptuales Los gastos de los hogares como fuente para los índices de precios al consumidor Particularidades de los índices de precios Los estadísticos a calcular Problemas de muestreo. Selección probabilística y no probabilística Sesgos en el IPC Sesgos en el cálculo de un IPC Sesgos en los índices elementales Sesgos por sustitución en los agregados superiores 26 SECCIÓN 2: Características del IPCNu Representatividad del IPCNu Investigación del consumo final de los hogares para el IPCNu: la ENGHo 2012/ Resultados relevantes de la ENGHo 2012/ La ENGHo 2012/2013 como fuente de datos para la composición y estructuración de la canasta del IPCNu Definición y selección de las variedades Composición de las canastas del IPCNu Ponderaciones en el IPCNu Marcos de muestreo para la selección de la muestra de locales informantes Marco muestral de locales informantes obtenido de una muestra aleatoria de áreas Marco muestral de locales informantes de una muestra dirigida de áreas Marco muestral de supermercados e hipermercados Marco muestral de precios de registro Metodología de selección muestral Asignación de la muestra para los marcos obtenidos de las muestras de áreas Tabla rubro-variedad Marco de locales informantes y variedades Proceso de selección de los locales-variedades Asignación de la muestra para los marcos obtenidos de registros 47 Documento de trabajo N 22 - IPCNu 56 8. Cálculo de índices en el IPCNu Tratamiento y cálculo de índices de los agregados elementales Precios promedio de las variedades Precios del período base Cálculo de índices de las variedades o agregados elementales Tratamiento y cálculo de índices de los agregados superiores Fórmulas de cálculo de índices de agregados superiores Variación e incidencia de los índices de precios Cálculo del IPCNu como agregado nacional Tratamiento de situaciones particulares Datos faltantes e imputaciones Faltante de productos Productos estacionales Detección de valores atípicos Actualización de las listas de variedades Localización de nuevos locales informantes 58 SECCIÓN 3: Aspectos operativos Metodología del operativo Estructura del relevamiento Modalidad de ejecución del operativo Organización del trabajo para la salida a campo Recolección de la información El sistema de ingreso de datos Validación de los datos y sistema de control de calidad Control de calidad en campo Control de calidad en las direcciones provinciales de estadística Control de calidad en la oficina del INDEC Difusión de los resultados 67 SINOPSIS 69 ANEXO I. Investigación del consumo final de los hogares. Características de la ENGHo 2012/ ANEXO II. Canastas regionales del IPCNu 89 ANEXO III. Distribución geográfica de localidades y aglomerados 179 ANEXO IV. Selección de la muestra de locales y variedades 183 ANEXO V. Cálculo del IPCNu como agregado nacional 187 REFERENCIAS 191 Documento de trabajo N 22 - IPCNu 67 Presentación El Índice de Precios al Consumidor Nacional urbano (IPCNu base IV trimestre 2013=100) constituye un hito en la historia estadística oficial de nuestro país: por primera vez la República Argentina institucionaliza un indicador de nivel nacional para medir las variaciones de los precios del consumo final de los hogares, a partir de una canasta fija de bienes y servicios. Este logro del Sistema Estadístico Nacional (SEN) resuelve los aspectos vinculados con la representatividad geográfica del indicador -hecho de por sí relevante ya que la población de referencia abarca la totalidad de la población urbana de las 24 jurisdicciones que componen nuestra Nación- confirmando la enorme potencia productiva del enfoque federal del SEN, ya que el IPCNu es producto del trabajo coordinado del Instituto Nacional de Estadística y Censos (INDEC) con todas las direcciones provinciales de estadística, tanto en el diseño y la ejecución de las numerosas tareas previas, como en el cotidiano desarrollo del operativo. Sería imposible nombrar a todas las personas que colaboraron en la realización de este indicador a lo largo del extenso proceso del que es fruto, pero también sería injusto dejar de reconocer a quienes sin pertenecer a las instituciones integrantes del SEN acercaron desinteresadamente sus puntos de vista, sus experiencias y consejos, sus advertencias y críticas. Por ello queremos agradecer a los participantes de los tres seminarios de intercambio técnico y académico desarrollados a lo largo del año Cabe destacar especialmente a las autoridades, docentes e investigadores que desde las Universidades Nacionales de Jujuy, de la Patagonia Austral, de Rosario, del Centro de la provincia de Buenos Aires, de La Matanza, de Lanús, de Quilmes, de General San Martín, de General Sarmiento, de Mar del Plata, de la Universidad Tecnológica Nacional y desde las facultades de Ciencias Sociales, de Ciencias Exactas y de Ingeniería de la Universidad de Buenos Aires, y desde la Federación Nacional de Docentes Universitarios (CONADU) realizaron destacados aportes teórico prácticos en pos del perfeccionamiento del indicador. De igual modo, nuestro especial reconocimiento a los colegas de otros países: el Doctor Giorgio Alleva, profesor titular de Estadística de la Universidad de La Sapienza (Italia) y ex responsable de la Documento de trabajo N 22 - IPCNu 78 Furio Camillo, docente titular de Estadística Económica de la Universidad de Bologna, Italia; los Doctores Pang Xiaolin, director general del Departamento de Encuestas urbanas y Yu Qiumei, directora de la División de Índices de Precios al Consumidor del National Bureau of Statistics de China (NBS), y Svetlana Ulanova Jefa Adjunta de Estadísticas de Precios y Finanzas del Servicio Federal de Estadística Estatal de la Federación Rusa, quienes nos brindaron sus profundas reflexiones y agudas observaciones compartiendo generosamente sus conocimientos a lo largo de los últimos años. Por último, resulta importante destacar la utilidad que en la elaboración del IPCNu han tenido las visitas de autoridades y técnicos del INDEC a especialistas en Índices de Precios al Consumidor de las Oficinas Nacionales de Estadística de España, Francia, Italia y Ecuador, entre otras. Documento de trabajo N 22 - IPCNu 89 Introducción Presentar el IPCNu implica compartir los procesos de construcción del indicador y de obtención de resultados, lo cual no sólo es complejo sino extenso. Para ello, en esta publicación, se organizaron los temas en tres secciones. En la Sección 1 de este documento se contextualiza la construcción del IPCNu en el marco de ciertas reflexiones sobre algunos de los complejos problemas teórico-metodológicos particulares de los índices de precios, y la dinámica de las relaciones existentes entre los campos de estudio del costo de vida, gastos de consumo e índices de precios. En la Sección 2 se abordan en profundidad las principales decisiones metodológicas adoptadas y las razones en que se fundan. Se describe además con detalle, el proceso de selección de los componentes de la canasta del IPCNu, la determinación de las ponderaciones, el procedimiento de selección y asignación de las muestras de informantes y variedades, así como los procedimientos de cálculo. La Sección 3 está dedicada íntegramente a describir cómo está pautada cada fase de ejecución del operativo IPCNu, en términos de la metodología del relevamiento y su estructura, la modalidad de ejecución, la organización del trabajo, la recolección de la información y el esquema de difusión de resultados. Al final de las tres secciones se presenta una Sinopsis que incluye la planificación y ejecución del IPCNu a fin de dar cuenta de la magnitud del relevamiento y del desafío que éste entrañó. Se reseñan las principales tareas realizadas para la construcción del índice, tanto de los operativos previos requeridos, como de las propias actividades del IPCNu hasta el establecimiento de la base de cálculo. La publicación es acompañada por un conjunto de Anexos orientados a contribuir a la mejor comprensión de una temática altamente compleja. De esta manera se pone a disposición de los usuarios información metodológica adecuada que coadyuva a una cabal interpretación sobre los alcances y resultados del IPCNu base IV trimestre 2013=100. Documento de trabajo N 22 - IPCNu 910 11 SECCIÓN 1 Singularidades de los índices de precios 112 13 1. Propósitos y usos de los índices de precios al consumidor Los índices de precios constituyen, por sus particularidades, uno de los objetos de estudio más complejos de las estadísticas oficiales. No sólo existen diversos tipos de índices de precios -al consumidor, mayorista, de la producción- interrelacionados entre sí, sino que cada uno entraña un abordaje teórico-metodológico específico. En esta sección se presentarán los propósitos y usos de los índices de precios al consumidor a partir de una revisión de su evolución en el tiempo. Como se verá más adelante, las primeras aproximaciones asociaban el indicador con el costo de vida. En las definiciones de la II Conferencia Internacional de Estadísticos del Trabajo, llevada a cabo en 1925, las concepciones sobre su interpretación y medición se basaron en las investigaciones del académico ruso A. A. Konüs (1). Su propósito, entonces, era medir las variaciones en el costo de vida de una población determinada (principalmente las familias obreras), utilizándolo como una herramienta de indexación salarial. Con el correr de los años, los propósitos y usos de los índices de precios fueron transitando sucesivas modificaciones a partir de la redefinición de los conceptos subyacentes. Así, el doble proceso de ampliación de la cobertura geográfica y de la población de referencia del índice se enmarcaron en el paso de un índice de precios al consumidor asociado al costo de vida a uno que permitiera medir la variación general del nivel de precios, entendida como indicador macroeconómico general. Es en este último marco conceptual que se desarrolla el IPCNu de la República Argentina, en consonancia con la gran mayoría de las mediciones de este tipo que se realizan en todo el mundo. Es importante destacar, en esta instancia, que más allá de que exista un consenso relativamente extendido sobre su medición e interpretación, el cálculo del IPC no debe reducirse a un mero conjunto de reglas o a una serie de procedimientos estándar que se pueden seguir de manera mecánica en cualquier circunstancia (2). Del mismo modo, las particularidades de cada índice de este tipo versarán sobre, por ejemplo, su finalidad principal (...), la naturaleza de los mercados y las prácticas de fijación de precios dentro de cada país y los recursos de los que dispone cada oficina de estadística (3). Existen, también, otros elementos a tener en cuenta a la hora de examinar los propósitos de un índice de precios. El enfoque respecto de las ponderaciones, así como el grado de (1) Konüs, A.A. (1939), The problem of the true index of the cost of living, en Econometrica, Vol. 7, Nº 1, pp El artículo fue publicado originalmente en ruso en (2) FMI y otros (2006), Manual del Índice de Precios al Consumidor: Teoría y Práctica, p.p. xxi. (3) FMI y otros (2006), op.cit. Documento de trabajo N 22 - IPCNu 1314 apertura de la información diseminada, forman parte de este gradiente entre amplitud y restricción. Así, un enfoque democrático (4) de las ponderaciones podría considerarse más representativos a nivel demográfico, pero conllevaría problemas significativos a la hora de interpretar la información en el agregado económico. Por otro lado, la segmentación de la información en subíndices de grupos poblacionales o regionales otorgaría información útil para los usuarios, pero generaría confusiones respecto de la importancia relativa de cada uno, tornando dificultosa una interpretación unívoca. A este respecto es usual encontrar en la literatura sobre índices de precios referencias a la necesidad de lograr una relación equilibrada entre los objetivos de rigor conceptual, mensurabilidad, credibilidad pública y costos operativos (5). La utilización de la medición forma también parte de esta discusión. La mayoría de los autores coinciden en que pueden identificarse tres usos de un índice de este tipo: como herramienta para la indexación, como fuente para la determinación de metas de inflación o como indicador macroeconómico general. En nuestro país, la indexación está prohibida por ley (6) y, con la modificación en 2012 del artículo 3º de la Carta Orgánica del Banco Central de la República Argentina, se eliminó la mención a las metas de inflación como único objetivo de la política monetaria. Por otro lado, y como menciona Hill (1998), es evidente que no hay una única medida de la inflación, dado que la tasa de incremento en el nivel de precios depende de la canasta de bienes y servicios seleccionada, lo que a su vez depende, en algún punto, de los intereses del analista o del hacedor de políticas públicas (7). De modo que debe concebirse al IPCNu como un indicador macroeconómico general, destinado a integrar un sistema de índices de precios que permita monitorear las variaciones de distintos precios en todo el universo económico (mayoristas, de materias primas, del costo de la construcción, entre otros) La relación entre los indicadores, los conceptos y los referentes conceptuales Tratándose de uno de los indicadores de coyuntura de mayor difusión y uso en el ámbito de las estadísticas sociales y económicas resulta conveniente detenerse a realizar una breve reflexión acerca del significado y alcance del indicador. (4) Enfoque democrático: refiere a un enfoque donde los hogares son equiponderados, siendo el peso independiente del nivel de gasto de consumo. (5) Abraham, K. y otros (2000), Price index research in the coming decades en Monthly Labor Review, Vol. 123, pp , Washington. (6) La prohibición de indexar obligaciones emergentes de cualquier tipo de contratos se encuentra vigente según lo estipulan los artículos 10º y 7º del Título II de la Ley Nº (7) Hill, P (1998), The measurement of inflation and changes in the cost of living, en Statistical journal of the United Nations Economic Commission for Europe, Vol. 15, 1, p , IOS Press, Amsterdam. Documento de trabajo N 22 - IPCNu 1415 La XVII Conferencia Internacional de Estadísticos del Trabajo (CIET) asumió la siguiente definición: 1. El IPC es un indicador social y económico de coyuntura, construido para medir los cambios experimentados a lo largo del tiempo en relación con el nivel general de precios de los bienes y servicios de consumo que los hogares pagan, adquieren o utilizan para ser consumidos. 2. El índice mide también los cambios experimentados a lo largo del tiempo de los precios de consumo. Esto se puede realizar midiendo el precio de una canasta fija de bienes y servicios de calidad y características semejantes a los artículos de la canasta seleccionados para ser representativos de los gastos de los hogares durante un año o durante otro período específico. Este índice se conoce con el nombre de índice de precios de una canasta fija (8). Esta conceptualización, que presenta como problema de investigación una incógnita en apariencia sencilla como es la comparación diacrónica de los precios de consumo, lleva implícita no sólo la complejidad que adquiere en las ciencias sociales la relación entre los referentes conceptuales y los índices empíricos, sino también la presencia simultánea de múltiples referentes conceptuales. Como se destaca en la literatura especializada en metodología de la investigación, necesariamente existen mediaciones entre el objeto de la investigación y su medición. La medición es, en este ámbito, la mensura de una o más propiedades observables de las diversas dimensiones que componen los conceptos. Las mediciones serán entonces tanto mejores cuanto más estrecha y directa sea la relación entre lo indicante (es decir entre la propiedad observable mensurada como indicador) y aquello que es indicado (el concepto o la dimensión del concepto a que el indicador refiere). Por ello resulta necesario enfatizar la dimensión conceptual del índice de manera de precisar los alcances y las limitaciones de la medición del IPCNu. De la definición de la XVII CIET se desprende de manera inmediata la multiplicidad de referentes conceptuales involucrados en la construcción de un índice de precios de consumo; al respecto la misma resolución indica: 33. Un IPC es una estimación que se basa en una muestra de hogares utilizada para calcular ponderaciones y en una muestra de zonas comprendidas en las regiones, una muestra de puntos de venta, una muestra de bienes y servicios, y una muestra de los períodos de observación de los precios (9). De manera que el indicador que se presenta se encuentra en la intersección, al menos, de cinco diferentes referentes conceptuales: a) hogares, b) zonas, c) puntos de venta, d) (8) OIT (2003), Resolución sobre Índices de Precios al Consumidor. XVII Conferencia Internacional de Estadísticos del Trabajo. OIT. Ginebra. (9) OIT (2003), op cit. Documento de trabajo N 22 - IPCNu 1516 bienes y servicios, y e) períodos de observación, y, por tanto, sujeto a la multiplicidad de mediaciones entre cada referente conceptual y sus respectivos indicadores (10). Es esta multiplicidad de referentes y mediaciones, así como la dinámica de los mismos, la que obliga a que en la práctica los índices de precios comporten un elevado nivel de abstracción, cuya representación es el de la variación en el tiempo de los precios de los bienes y servicios adquiridos por los consumidores. Sin embargo, tanto el consumo como el consumidor son ideales, objetos teóricamente construidos a partir de recortes conceptuales a fin de representar indirectamente el universo de bienes y servicios que componen el consumo final de los hogares así como el universo de los reales consumidores. En el siguiente apartado se analiza con mayor detalle la evolución histórica de la construcción teórica de los universos y su relación con las mediciones de gastos de consumo, costo de vida e índices de precios de consumo. 2. Los gastos de los hogares como fuente para los índices de precios al consumidor Los primeros antecedentes de análisis de presupuestos familiares se remontan a la Inglaterra de fines del siglo XVIII, donde David Davies y Francis Morton Eden realizaron por primera vez estudios históricos, no cuantitativos, acerca de la situación de la clase trabajadora. La era moderna del estudio de las condiciones de vida a partir de presupuestos familiares comenzó a mediados del siglo XIX, donde -en parte por la ola de revoluciones europeas y en parte por el desarrollo del análisis estadístico que realizaron figuras como Laplace, Cournot, Poisson y Gauss-, investigadores de la talla de Adolphe Quételet, Édouard Ducpétiaux y Frédéric Le Play iniciaron una línea de trabajo que culminaría algunos años más tarde con la formalización de ciertas regularidades, de la mano de Ernst Engel (11). En Las condiciones de producción y consumo en el Reino de Sajonia, publicado en 1857, Engel diría que mientras más pobre es una familia, mayor es la proporción de su gasto total que debe destinar a la provisión de alimento. Esta afirmación revolucionó el estudio de los presupuestos familiares hasta nuestros días. En conmemoración de su centenario, otro prominente estudioso del consumo de los hogares como H. S. (10) Cada una de estas mediaciones será analizada a lo largo de la publicación así como otras dimensiones relativas a la construcción de índices e indicadores tales como las delimitaciones espaciales y temporales, las relaciones entre universos y muestras o las de las unidades de recolección y las unidades de análisis, que son abordados en profundidad en otros apartados. (11) Stigler, G. (1954), The early history of empirical studies of consumer behavior en Journal of Political Economy, Vol. 62, Nº 2, pp , University of Chicago Press. Documento de trabajo N 22 - IPCNu 1617 Houthakker compiló información de alrededor de 30 países, obteniendo cerca de 40 relevamientos diferentes. La Ley de Engel se confirmó en todos ellos. En Argentina, las primeras mediciones de presupuestos familiares, orientadas a evaluar el costo de vida de los hogares obreros de la Capital Federal, fueron realizadas en 1913 por el Departamento Nacional del Trabajo y recopiladas en 1924 en un documento de carácter fundante en el estudio de las condiciones de vida y su medición en el tiempo (12). El estudio se llamó El costo de la vida y el poder de compra de la moneda (13) y fue publicado por la Dirección General de Estadística, a cargo de Alejandro Bunge. Allí se presentó por primera vez una serie histórica de variaciones de precios, que comprendía el período Por su parte, en la década de los 40 José Figuerola, siendo Jefe de la División Estadística del Departamento Nacional del Trabajo, encabezó el proceso de revisión y reformulación de las mediciones que culminó en el libro Costo de la vida (14), publicado en 1943 por dicho Departamento. Allí se plasmaron las directivas para la realización del número índice, que se basaba en un presupuesto-tipo de la familia obrera de un determinado grupo social, en un período determinado y en la captación de precios periódicos de los artículos de consumo y de los servicios de primera necesidad que integran el referido presupuesto tipo. A partir de esa fecha, se produjo un proceso de ampliación de la población de referencia desde el punto de vista socioeconómico y, muy limitadamente, de la cobertura geográfica de los números índices que predicaban sobre las variaciones de precios al consumidor. Estos cambios fueron, en gran parte, producto de los propósitos para los que fueron utilizados los índices de precios y, por ende, de los diferentes conceptos que subyacen a estas mediciones desde sus inicios hasta nuestros días. La primera discusión, que plantea inicialmente Frisch (15) y sobre la que más adelante profundizará Allen (16), está relacionada con la diferencia entre el costo de vida y la variación pura de precios. La ampliación de la población de referencia del índice puede entenderse como consecuencia del paso de uno a otro concepto. En las primeras mediciones, y hasta bien entrado el siglo XX, las características de los hogares (12) Vale aclarar que, si bien hubo estudios anteriores que relevaban precios de bienes y servicios, así como de salarios (el más importante fue publicado en el boletín del Departamento el 30 de noviembre de 1912), estos estaban compuestos mayormente por notas de inspectores y de representantes sectoriales. (13) Dirección General de Estadística de la Nación (1924), El costo de vida y el poder de compra de la moneda, Buenos Aires. (14) Departamento Nacional del Trabajo (1943), Costo de la vida. Elaboración de presupuestos familiares. Determinación de números índices, Buenos Aires. (15) Frisch, R. (1936), Annual Survey of General Economic Theory: The Problem of Index Numbers en Econometrica, Vol. 4, Nº 1, pp. 1-38, Econometric Society, Estados Unidos. (16) Allen, R. G. D. (1963), Price Index Numbers en Review of the International Statistical Institute, Vol. 31, Nº 3, pp , Netherlands. Documento de trabajo N 22 - IPCNu 1718 considerados para establecer las ponderaciones del índice eran definidas en función de la medición del costo de vida de determinados grupos poblacionales. El índice de Laspeyres (17) utilizado históricamente en este tipo de mediciones apenas permite realizar un análisis muy rudimentario y necesariamente sesgado del costo de vida. Esto comenzó a evidenciarse con las revisiones de 1960 y 1970, reseñadas en el Informe metodológico del Índice de precios al consumidor base 1974=100 (18). En el documento metodológico del Índice de precios al consumidor del Gran Buenos Aires Base 1988=100 se define al índice del costo de la vida, en teoría, como la relación entre el costo mínimo de alcanzar determinado nivel de satisfacción o utilidad del consumidor en el período actual y el costo mínimo de alcanzar ese mismo nivel en el momento de referencia (19). Considerado de esa manera, el documento afirma que: es obvio que la información necesaria para la construcción de este índice no puede ser obtenida. En primer lugar sería necesario conocer el campo de preferencias (o función de utilidad) de cada uno de los consumidores y del conjunto de ellos, tanto en el período de referencia como en el período corriente. En segundo lugar, aunque los gustos de cada uno de los consumidores y la composición de la población no fueran variables, los cambios en la disponibilidad y calidad de los bienes y servicios, en su carácter gratuito u oneroso y en sus precios, pueden modificar las decisiones de gasto. Terminaba, así, de consolidarse el tránsito de una medición que buscaba dar información sobre el poder adquisitivo del salario a otra que pretendía, entre un abanico de objetivos, dar un panorama general respecto de la evolución de los precios de consumo de la economía. El siguiente cuadro presenta las modificaciones en la población de referencia y la cobertura geográfica de los índices hasta la actualidad. Desde el índice base 1999=100 se considera como población de referencia todos los hogares residentes en viviendas particulares del área geográfica sin excluir ningún segmento poblacional. (17) En el apartado 3 de esta sección se presenta la forma de cálculo de un índice de este tipo, mientras que en el apartado 2 de la sección 2 se profundizan las implicancias de su uso. (18) Instituto Nacional de Estadística y Censos (1980), Índice de precios al consumidor. Base 1974=100, Buenos Aires. (19) Instituto Nacional de Estadística y Censos (1993), Índice de precios al consumidor. Base 1988=100, Buenos Aires. Documento de trabajo N 22 - IPCNu 1819 Cuadro 1. Población de referencia de los IPC desde 1933 a 2013 Período Período de referencia de la encuesta de gastos de los hogares Cobertura geográfica de la encuesta de gastos Características de los hogares considerados para calcular las ponderaciones del índice 1933 Octubre de 1933 Capital Federal Matrimonio con 3 hijos menores de 14 años, con jefe de hogar obrero e ingreso entre $115 y $135 moneda nacional 1943 Mayo de 1943 a julio de Enero de 1960 a diciembre de Octubre de 1970 a septiembre de Julio de 1985 a junio de Febrero de 1996 a enero de 1997 Abril 2008 IV trimestre 2013 Capital Federal y suburbios inmediatos Capital Federal Capital Federal y 19 partidos del Gran Buenos Aires Capital Federal y 19 partidos del Gran Buenos Aires (1) Capital Federal y 24 partidos del Gran Buenos Aires Mayo 2008 a Ciudad de Buenos Aires y los 24 diciembre de 2013 partidos del Gran Buenos Aires (2) Marzo 2012 a marzo 2013 Matrimonio con 2 hijos menores, con jefe de hogar obrero industrial no calificado Matrimonio con dos hijos entre 6 y 14 años, El único miembro activo debía ser el jefe de hogar, obrero industrial, con ingreso entre $4.500 y $8.500 moneda nacional Sólo hogares con 2 a 7 miembros, con ingreso total entre $250 y $1.500 ley y jefe de hogar asalariado de la industria o el comercio Se excluyeron los hogares de más altos ingresos (aproximadamente 5% del total) y los hogares unipersonales Todos los hogares residentes en el área geográfica Todos los hogares residentes en el área geográfica Nacional urbano Todos los hogares residentes en localidades de y más habitantes (1) Almirante Brown, Avellaneda, Berazategui, Esteban Echeverría, Florencio Varela, General San Martín, General Sarmiento, La Matanza, Lanús, Lomas de Zamora, Merlo, Moreno, Morón, Quilmes, San Fernando, San Isidro, Tigre, Tres de Febrero y Vicente López. (2) Se corresponden con los tradicionales 19 partidos: Almirante,Brown, Avellaneda, Berazategui, Esteban Echeverría (actualmente dividido en Esteban Echeverría y Ezeiza), Florencio Varela, General San Martín, General Sarmiento (actualmente dividido en José C.Paz, Malvinas Argentinas y San Miguel), La Matanza, Lanús, Lomas de Zamora, Merlo, Moreno, Morón (actualmente dividido en Morón, Hurlingham e Ituzaingó), Quilmes, San Fernando, San Isidro, Tigre, Tres de Febrero y Vicente López. 3. Particularidades de los índices de precios 3.1. Los estadísticos a calcular Una singularidad presente en los IPC radica en el tipo de estadístico a calcular. En la mayoría de los operativos de la estadística oficial (mercado de trabajo, estadísticas económicas, etcétera) existe un parámetro poblacional claro a estimar. Aunque el objetivo del IPC será en general medir la variación de precios, esto no alcanza para precisar cuál es el parámetro que debe estimarse, ya que como detallamos anteriormente, los referentes conceptuales son múltiples y dinámicos; el estudio del total de variedades específicas comercializadas en el territorio nacional implica además que, a diferencia de otros parámetros tales como empresas, viviendas particulares, establecimientos agropecuarios, etcétera, el universo investigado se modifica a gran velocidad aún en períodos de tiempo reducidos, por ejemplo: el mismo producto en otro envase, con aditamentos, ofertas, etcétera. Aún reduciendo teóricamente esa complejidad a la determinación de la canasta de bienes y servicios que se seguirán mensualmente, subsiste el problema de qué indicador o índice calcular para medir la variación de precios. Documento de trabajo N 22 - IPCNu 1920 Suponiendo que se opta por el clásico Índice de Laspeyres N i N b a pi qi N 1 a b wi p (*) i a a i 1 p q i 1 i i donde la sumatoria recorre el conjunto de variedades en el total de locales, b p i es el precio de la variedad i en el momento b (período de referencia del índice), a p i es el precio de la variedad i en el momento a (período base del índice), bien i en el período base a, a q i la cantidad consumida del a w i la ponderación resultante de la variedad i, asociada al momento a, siendo N el total de variedades (cada una asociada a cierto lugar de venta). Un supuesto para esta última fórmula es que se mantiene constante el universo de locales y variedades. Este estadístico es a todas luces imposible de calcular tanto por la cantidad de sumandos cuanto por la imposibilidad de cuantificar w a i para todas las unidades i. De manera obligada entonces debe calcularse un estimador de este estadístico sobre una muestra. El estadístico no puede ser una copia de (*) sobre una muestra de variedades, pues subsiste el problema de los pesos a w i ya que, en la práctica, las encuestas de gastos no permiten cuantificar el peso en el consumo de todas las variedades consumidas. Una alternativa posible es la estimación de (*) en dos pasos: Paso A Estimar la variación de cierto agrupamiento de variedades, agrupamiento elemental cuyo consumo agregado sea estimable. Sea E j, b I j el índice asociado a esta variación, éste es susceptible de ser calculado mediante diferentes fórmulas, tales como: Índice de Carli, que es el promedio aritmético simple de los relativos de precios de los períodos que se comparan: I b Cj 1 n k E j p p b i a i Índice de Dutot, que es el relativo de los promedios aritméticos simples de los precios: I b Dj k E j k E j p p b i a i Documento de trabajo N 22 - IPCNu 2021 Índice de Jevons, que es el promedio geométrico no ponderado de los relativos de precios de los períodos que se comparan que es idéntico al relativo de los promedios geométricos de los precios: I b Jj n n n i 1 n i 1 p p b i a i Cociente de las medias armónicas, I b Hj 1/ 1/ k E k E 1/ p j 1/ p j b i a i No es evidente cuál de ellos es el más apropiado. El índice de Dutot, aunque a primera vista el más lógico, no es el que actualmente se utiliza en general en las oficinas de estadística. Como ejemplo de sus limitaciones, el índice de Dutot depende de la unidad de medida de los productos, razón por la cual no cumple el axioma de conmensurabilidad. Por su parte el índice de Carli no cumple con la propiedad de reversibilidad: si precio de a b a un producto i pasa de p i a p i, para luego regresar a p i, sería deseable que el índice a b a elemental pase primero de I i a I i, para luego regresar a I i. No hay una relación de desigualdad entre estos índices, es decir que puede haber variaciones de precios que hagan que cualquiera de los cuatro sea mayor que los otros tres. El índice de Jevons cumple con la mayoría de las propiedades deseables en un índice elemental. Su extendida utilización actual se debe a que cumple con las propiedades axiomáticas citadas y otras como la sensibilidad a la sustitución de bienes; esto último se relaciona con las funciones de utilidad de la teoría económica. En estos índices, los precios p i correspondientes a variedades elementales no están ponderados; cabe señalar que en la práctica de la mayoría de los organismos estadísticos es usual la construcción de índices elementales según ciertos criterios de estratificación (geográfica, por tipo de local, etcétera) lo cual implica equiponderación sólo al interior de estos estratos. La preferencia de una forma de cálculo sobre otra (el índice de Jevons es el utilizado mayoritariamente) no se basa en que uno de ellos obtenga mayor precisión en la medición Documento de trabajo N 22 - IPCNu 2122 de la variación de precios, sino que se relaciona con los conceptos de costo de vida, sustitución y función de utilidad, conceptos que se retoman un poco más adelante. Paso B Una vez calculados los índices elementales b I j se puede calcular el índice final IF IF b a n j 1 w a j I b j ya que se asume que para los agregados elementales era posible hallar w a j, las ponderaciones de los agregados elementales E j. Reaparece de manera ineludible el problema de los referentes conceptuales, es decir de los universos relacionados con el índice de precios. Ello presenta la necesidad de resolver problemas tales como los criterios a seguir para la selección de la muestra de variedades elementales, determinar cuáles son los agregados elementales a construir, escoger la función de cálculo a aplicar para obtener los índices elementales I b j y establecer el procedimiento de ensamblado del índice general a partir de los índices elementales, entre otros Problemas de muestreo. Selección probabilística y no probabilística Como se ha mencionado, en los índices de precios al consumidor se yuxtaponen muestras de hogares, zonas, locales informantes, bienes y servicios y períodos de observación. Dada la complejidad de la operación estadística, en la práctica internacional tienden a combinarse en diversas etapas los métodos probabilísticos con técnicas de selección dirigida. La inclusión de la aleatoriedad en algunas etapas del proceso de construcción de un IPC es una práctica recomendada en la literatura para garantizar, por ejemplo, la cobertura de diferentes tipos de locales o de áreas geográficas. Tanto el Manual del Índice de Precios al Consumidor (20) como la Guía Práctica (21) recomiendan la selección probabilística de locales aún cuando la probabilidad de selección no interviene en el proceso de cálculo de los índices. (20) FMI y otros (2006), Capítulo 5: Muestreo en Manual del índice de precios al consumidor: Teoría y práctica, pp , Washington D. C. (21) FMI y otros (2009), Capítulo 5: Procedimientos de muestreo en Guía Práctica para el Establecimiento de índices de precios al consumidor, pp , Nueva York. Documento de trabajo N 22 - IPCNu 2223 La existencia de marcos de muestreo sin errores de cobertura y con cierta estabilidad es lo que permite a los estadísticos aplicar eficientes métodos de selección y estimación. En el caso de los IPC, dichos marcos de muestreo estables no existen. En una situación ideal, para una selección probabilística de variedades debería contarse con un listado exhaustivo de locales o en el caso de un muestreo multietápico, poder seleccionar una muestra probabilística de áreas con probabilidad de selección proporcional a la cantidad de locales. Esto está fuera del alcance de la mayoría de las oficinas de estadística, aún aquellas de países con un fuerte desarrollo en la estadística oficial. Ante la ausencia de esta información (cantidad de locales en las áreas geográficas a seleccionar) una alternativa sugerida por el Manual de la OIT es asignar las probabilidades de selección según población o viviendas. En el caso del IPCNu esta alternativa se complementó con una selección dirigida (22). Una vez seleccionada la muestra de locales, se debe seleccionar en forma aleatoria la muestra de precios. Esto es teóricamente posible pero presenta dificultades operativas. Implicaría listar todos los precios presentes en cierto momento en el local seleccionado, para luego seleccionar entre ellos la muestra aleatoria de variedades cuyos precios se seguirán a lo largo del tiempo. Otros dos problemas característicos de los índices de precios son las ausencias temporales de datos y los permanentes cambios que experimenta el universo de las variedades bajo estudio. El primero involucra en general la imposibilidad de medir el precio que se está siguiendo: ausencia temporal de un producto, cierre de un local, etcétera El segundo hace referencia a un cambio en el universo estudiado: desaparición de un producto, aparición de nuevos productos consumidos, cambios en la calidad, etcétera. Los datos faltantes y los cambios en el universo bajo estudio pueden hacer que una selección probabilística no sea la mejor opción: seleccionar el producto más vendido y no uno seleccionado al azar puede dar resultados más precisos (23). Hubo pocas evaluaciones en cuanto a la precisión relativa (Error Medio Cuadrático) de los diferentes enfoques de muestreo, ya que se requeriría para ello conocer la totalidad de los precios del conjunto de transacciones en todos los puntos de venta. En un interesante trabajo, A. Dorfman y otros (24) realizaron una simulación comparando los diseños de EE.UU. (probabilístico) y de Gran Bretaña, a esa fecha no probabilístico. Los (22) Ver Sección 2.7 Marco muestral de locales informantes de una muestra dirigida de áreas. (23) Armeknecht P. y Maitland Smith F. (2004), Producer Price Index Manual. Theory and Practice, OIT, Ginebra. (24) Dorfman A., Lent J., Leaver S. y Wegman E. (2006), On Sampling Survey Designs for Consumer Price Indexes, Survey Methodology en Statistics Canada, Vol. 32, Nº 2, pp Documento de trabajo N 22 - IPCNu 2324 autores puntualizan el grado de dificultad de construcción de un IPC (comparado con otros estudios por muestreo) y la falta de consenso, aun sobre cómo estimar los índices elementales. Según los autores uno de los motivos para la no aplicación del muestreo probabilístico es la virtual imposibilidad de construir algún marco de muestreo con la totalidad de los precios (aún si se deseara un muestreo polietápico), y la falta de información actualizada sobre las cantidades vendidas. Los autores además consideran que probablemente sea imposible comparar la precisión entre ambos métodos en el caso de los IPC, aún cuando en la simulación realizada el método no probabilístico proporcionó mejores estimaciones para el caso particular del universo por ellos construido. Agregan, a favor de los métodos de selección no probabilísticos, que al efectuar la comparación de los costos de la canasta para dos períodos consecutivos se retienen para la comparación sólo los productos que se mantienen. Las metodologías usuales, al seleccionar los productos más vendidos, minimizan la probabilidad de seleccionar algún producto que desaparezca al período siguiente. 4. Sesgos en el IPC 4.1. Sesgos en el cálculo de un IPC El sesgo es un efecto derivado de un procedimiento de estimación o de selección que sistemáticamente conduce a subestimar o sobreestimar el valor que se desea medir. Por lo general, el estadígrafo no controla o desconoce la magnitud de la subestimación o sobreestimación. De otra forma, se podría eliminar en el cálculo esta distorsión. Un IPC (como cualquier otro indicador estadístico) puede tener reducida variabilidad pero estar afectado por un sesgo importante. A diferencia de la variabilidad, que puede ser estimada estadísticamente, la cuantificación del sesgo es más difícil. La discusión sobre la problemática del sesgo en los IPC aparece ya con las primeras mediciones de índices de precios, pero se populariza a partir del trabajo realizado en EE.UU. por la comisión del Senado presidida por el economista Michael Jay Boskin (25). La Comisión Boskin clasificó los sesgos que pueden afectar a un IPC en cuatro categorías (26) : (25) Boskin, M. y otros (1998) Consumer Prices, the Consumer Price Index and the Cost of Living en The Journal of Economic Perspectives, Vol. 12, Nº. 1, pp. 3-26, The American Economic Association, New York. (26) FMI y otros (2006), Capítulo 11: Errores y sesgos en Manual del índice de precios al consumidor: Teoría y práctica, pág. 248, Washington D. C. Documento de trabajo N 22 - IPCNu 2425 Sesgo en los agregados elementales Sesgo por sustitución en el nivel superior Sesgo debido al cambio en la calidad o a la introducción de nuevos bienes Sesgo debido a la incorporación de nuevos puntos de venta Esta categorización no tiene sentido si no se asume un cierto marco conceptual, ya que subyace en el trabajo de la comisión Boskin el supuesto de que el objetivo de un IPC es medir un Índice de Costo de Vida (ICV) (27) Sesgos en los índices elementales Un tipo posible de sesgo es el que puede surgir en el cálculo de los agregados elementales. Recordemos que agregado elemental es la menor categoría de bien o servicio cuyos precios serán promediados sin ponderación, en general por ausencia de información sobre las cantidades consumidas de cada uno de ellos. El índice en general se construye a partir de una suma ponderada de índices elementales: I 0, t i A I donde los i son los pesos del agregado elemental i, e agregado elemental i, que mide la variación de 0 a t. Los i se obtendrán en general de fuente externa, siendo i 0, t i t I, i 0 el índice correspondiente al t I, i 0 calculado con los precios observados en los períodos 0 y t, en las variedades del agregado elemental i. La fórmula de Dutot por ejemplo, no presenta sesgo si suponemos una función de utilidad de Leontieff: U min x1 / a1,..., x k / a k, con a j 0 donde los x i son las cantidades consumidas del producto i, y los a j son constantes positivas. Esta fórmula expresa que para mantener el nivel de utilidad, no importa la variación de precios, deben ser constantes las cantidades consumidas. Se trata de una función de utilidad muy poco realista. Como se mencionó anteriormente la fórmula actualmente más utilizada en el cálculo de los índices elementales es la de Jevons. Esta posee una propiedad importante en relación (27) Los resultados de la Comisión no son unánimemente aceptados por los especialistas. Documento de trabajo N 22 - IPCNu 2526 a nuestro interés: si se supone que la función de utilidad de un consumidor está dada según la función de Cobb-Douglas: U x x k k xi i i donde los i son constantes positivas cuya suma es igual a 1, el índice geométrico de Laspeyres ponderado (IGL), dado por IGL N i 1 p p t i 0 i 0 w i, con w 0 i N p i 1 0 i p q 0 i 0 i q 0 i (donde t 0 p i es el precio de la variedad i en el momento t, p i el precio de la variedad i en el momento inicial 0) proporciona el Índice de Costo de Vida exacto. Observemos que la ponderación 0 w i se refiere a las cantidades consumidas en el período inicial ( 28). Las recomendaciones internacionales sugieren preferencia por la fórmula de Jevons para el cálculo de los índices elementales (29). Algunos estudios muestran sin embargo que las diferencias entre los índices obtenidos mediante diferentes fórmulas no serían significativas (30) Sesgos por sustitución en los agregados superiores Dentro de esta categoría se encuentra el sesgo que aparece al utilizarse la fórmula de Laspeyres. Como en esta fórmula las cantidades consumidas son fijas, el IPC nos dice cuánto deberían disponer los consumidores para adquirir la misma canasta con los nuevos precios. No se toma en cuenta que ante un cambio en los precios relativos los consumidores podrían modificar las cantidades compradas para así aumentar su nivel de satisfacción. Se trata de un sesgo alcista, o sea ICV IL ( IL = Índice de Laspeyres). Como comentario final, se menciona lo que sostiene el Manual del IPC (31) "...el sesgo del IPC no es susceptible de ser estimado con el mismo rigor que el utilizado en la estimación de la varianza del IPC". El motivo es que el parámetro a estimar (la verdadera variación de precios o el ICV) ni aún en teoría puede ser estimado mes a mes sin hacer supuestos (28) Ha Y. y Xie S. (2004), Measurement limitations in the Consumers Price Index, Consumers Price Index Revision, Advisory Committee, Statistics New Zealand. (29) Para profundizar en esta temática, ver Silver,M., y Heravi, S. (2006). Why Elementary Price Index Number Formulas Differ: Price Dispersión and Product Heterogenity, documento de trabajo del FMI. (30) Ha Y. y Xie S. (2004), op. cit. (31) FMI y otros (2006), Capítulo 11: Errores y sesgos en Manual del índice de precios al consumidor: Teoría y práctica, pág. 248, Washington D. C. Documento de trabajo N 22 - IPCNu 2627 fuertes o discutibles sobre la variación en las cantidades consumidas o la función de utilidad de los consumidores. Documento de trabajo N 22 - IPCNu 2728 29 SECCIÓN 2 Características del IPCNu Documento de trabajo N 22 - IPCNu 2930 31 1. Representatividad del IPCNu El Índice de Precios al Consumidor Nacional urbano base IV trimestre 2013=100 (IPCNu) mide las variaciones de los precios de un conjunto fijo de bienes y servicios representativos del gasto de consumo final de todos los hogares residentes en viviendas particulares en las localidades de y más habitantes en todo el territorio nacional. Para la construcción del Índice de Precios al Consumidor Nacional urbano se establecieron 6 regiones geográficas. Esto obedece a que, si se distribuyera la muestra de informantes del IPCNu de acuerdo a un criterio estrictamente ajustado a la participación de las áreas geográficas en el gasto nacional, la muestra se concentraría en menos de 10 aglomerados, dadas, las características de la distribución territorial de la población argentina. Las regiones del IPCNu son: Región Metropolitana de Buenos Aires: Ciudad Autónoma de Buenos Aires y 42 partidos de la provincia de Buenos Aires (32) ; Región Pampeana: provincias de Córdoba, La Pampa, Entre Ríos, Santa Fe y el territorio de la provincia de Buenos Aires no incluido en la Región Metropolitana de Buenos Aires; Región Noroeste: provincias de Jujuy, Salta, Tucumán, Catamarca, La Rioja y Santiago del Estero; Región Noreste: provincias de Corrientes, Misiones, Chaco y Formosa; Región Cuyo: provincias de Mendoza, San Juan y San Luis; Región Patagónica: provincias de Neuquén, Río Negro, Chubut, Santa Cruz y Tierra del Fuego, Antártida e Islas del Atlántico Sur. La observación de las distintas dimensiones que comprende el IPCNu es posible a partir de la utilización de fuentes de datos auxiliares, principalmente las relacionadas a la composición y distribución del gasto de consumo, y las que refieren a informantes de precios de los bienes y servicios consumidos. A continuación se abordan en detalle estas fuentes auxiliares de información y el tratamiento realizado para su utilización en el IPCNu. (32) Partidos de: Almirante Brown, Avellaneda, Berazategui, Berisso, Brandsen, Cañuelas, Campana, Ensenada, Escobar, Esteban Echeverría, Exaltación de la Cruz, Ezeiza, Florencio Varela, General Las Heras, General Rodríguez, General San Martín, Hurlingham, Ituzaingó, José C. Paz, La Matanza, La Plata, Lanús, Lobos, Lomas de Zamora, Luján, Malvinas Argentinas, Marcos Paz, Mercedes, Merlo, Moreno, Morón, Pilar, Presidente Perón, Quilmes, San Fernando, San Isidro, San Miguel, San Vicente, Tigre, Tres de Febrero, Vicente López y Zárate. Documento de trabajo Nº 22 - IPCNu 3132 2. Investigación del consumo final de los hogares para el IPCNu: la ENGHo-2012/2013 La Encuesta Nacional de Gastos de los Hogares 2012/2013 fue realizada por el INDEC y las direcciones provinciales de estadística entre el 16 de marzo de 2012 y el 19 de marzo de 2013, a partir de una muestra probabilística, polietápica y estratificada extraída de la Muestra Maestra Urbana de Viviendas de la República Argentina (MMUVRA) (33). De esta muestra maestra, construida a partir del Censo Nacional de Población, Hogares y Viviendas 2010, fueron seleccionadas alrededor de viviendas. El marco conceptual de las encuestas de gastos de los hogares o de presupuestos familiares está dado por las recomendaciones internacionales en la materia, las prácticas del Sistema de Cuentas Nacionales y las recomendaciones de la Organización Internacional del Trabajo (OIT) y del Fondo Monetario Internacional (FMI). Todas ellas han sido incorporadas en el marco del Sistema Integrado de Encuestas a Hogares del INDEC (34). Este sistema ordena el relevamiento de la información necesaria para cumplir con los objetivos propuestos, entre los que se destacan la estimación de la estructura de gastos de los hogares y su asignación a los distintos gastos para la obtención de la información requerida para construir la estructura de ponderaciones del Índice de Precios al Consumidor Nacional urbano. El gasto, en su forma de gasto de consumo, constituye un fenómeno observable que nos permite acercarnos a la noción de calidad de vida. En el marco de las encuestas de presupuestos familiares se definen como gastos de consumo -es decir, como aquellos tipos de gasto que más se aproximan a retratar el fenómeno del consumo efectivo- a las adquisiciones realizadas por los hogares para satisfacer sus necesidades. En la ENGHo 2012/2013, para tipificar este gasto, se utilizó el Clasificador de Consumo Individual por Finalidad (CCIF) (35), que estructura el consumo de los hogares en divisiones, grupos y clases según la necesidad de consumo que satisfaga; subclases y artículos dependiendo del tipo de producto o servicio de que se trate. Los gastos de consumo se clasificaron en nueve divisiones, según su finalidad: (33) Muestra Maestra Urbana de Viviendas de la República Argentina (MMUVRA), documento de trabajo presentado en la I Reunión del Grupo de Trabajo sobre Encuestas a Hogares de la Conferencia de Estadística de las Américas el 15 y 16 de octubre de 2012 en Buenos Aires, Argentina. (34) Comari, C. y Moyano, A. (2013), El Sistema Integrado de Encuestas a Hogares de Argentina. Claves para el sostenimiento de un sistema de estadísticas sociales abarcativo, robusto, ágil y coherente, presentado en el XLI Coloquio Argentino de Estadística. Sociedad Argentina de Estadística (SAE) / Universidad Nacional de Cuyo (UNCu) en Mendoza, Argentina. (35) Naciones Unidas (2001), Clasificaciones de gastos por finalidades: Clasificación del consumo individual por finalidades (CCIF), Serie M informes estadísticos N 84. División de Estadística, Nueva York. Documento de trabajo Nº 22 - IPCNu 3233 1) Alimentos y bebidas: incluye todos los alimentos y bebidas (alcohólicas y no alcohólicas) adquiridos para consumir dentro y fuera del hogar. 2) Bienes y servicios varios: incluye cigarrillos, artículos de tocador, servicios para el cuidado personal y otros bienes y servicios diversos. 3) Enseñanza: incluye servicios educativos para la educación formal (cuota y aranceles para preescolar, enseñanza primaria, secundaria y universitaria) y no formal (idiomas, entre otros), así como textos y útiles escolares. 4) Equipamiento y mantenimiento del hogar: incluye los bienes para equipar el hogar (muebles, artefactos, electrodomésticos; vajilla, blanco y mantelería); los artículos para el mantenimiento del hogar (artículos de limpieza y herramientas) y los servicios para el mantenimiento del hogar (reparaciones de muebles, reparaciones de artefactos y electrodomésticos, tintorería, lavadero y servicio doméstico). 5) Esparcimiento: incluye los servicios de turismo, los equipos de audio, televisión, video y computación, los servicios de esparcimiento (espectáculos deportivos, cine, teatro, conciertos, cuotas del club deportivo, televisión por cable, etcétera), libros, diarios y revistas no profesionales; y otros bienes (equipos de cine y fotografía y sus accesorios, películas; juguetes y juegos, animales domésticos y artículos para deporte). 6) Indumentaria y calzado: está conformado por indumentaria (abrigos, vestimenta interior y exterior para hombres, mujeres y niños), calzado (para hombres, mujeres y niños), telas, accesorios y servicios (hilados, artículos de mercería, reparación de vestimenta y calzado). 7) Propiedades, combustibles, agua y electricidad: incluye el alquiler de la vivienda, gastos comunes y reparaciones, así como combustibles para usar en el hogar (gas envasado, gas de red, leña, entre otros), agua y electricidad. 8) Salud: incluye los productos medicinales y accesorios terapéuticos (medicamentos, elementos para primeros auxilios, aparatos y accesorios) y los servicios para la salud (sistema prepago de asistencia médica, consultas médicas y odontológicas, internaciones, parto, fisioterapia, análisis clínicos y radiológicos). 9) Transporte y comunicaciones: incluye la compra-venta de vehículos particulares, su funcionamiento y mantenimiento (combustibles, seguros, estacionamiento, etcétera), el transporte público, el correo y el teléfono. Por oposición, los gastos no imputables al consumo son aquellos que realizan los hogares sin que medie contraprestación directa en su beneficio. El gasto más significativo en esta categoría es el de los impuestos, tanto de la vivienda como de los vehículos de uso del hogar. Documento de trabajo Nº 22 - IPCNu 3334 Existen también otros tipos de gasto, entre los que se destaca la inversión del hogar en formación bruta de capital. Un ejemplo de este tipo de gasto es la compra de una propiedad inmueble. Con el objetivo de minimizar la subdeclaración, cada tipo de gasto tiene un período de referencia determinado. De este modo, la adquisición de bienes no durables es registrada para la semana anterior a la entrevista en el hogar, mientras que la indagación sobre la adquisición de bienes semidurables abarca un período que va del mes anterior a los seis meses previos a la entrevista. La adquisición de bienes durables es registrada en un período de un año. En el caso de los servicios de la vivienda (luz, gas, agua y teléfono, entre otros), el período de referencia puede ser mensual o bimestral Resultados relevantes de la ENGHo-2012/2013 A la hora de analizar los resultados de las encuestas de gastos de los hogares, un recurso utilizado frecuentemente como indicador de bienestar es el porcentaje de gasto de consumo destinado a la adquisición de alimentos y bebidas. Lo que comúnmente se denomina Ley de Engel (36) indica que el gasto total en alimentos y bebidas de un hogar varía proporcionalmente menos que el ingreso. Numerosos estudios, entre los que se incluye la Encuesta Nacional de Gastos de los Hogares 2012/2013, corroboran esa aseveración. Es así como suele decirse que, cuando disminuye la participación relativa del gasto en alimentos y bebidas, los hogares gozan de un mayor bienestar. Sin embargo, el razonamiento sería falaz si se utilizara en una comparación intertemporal, como puede ocurrir a la hora de analizar los resultados de diferentes encuestas de presupuestos familiares, donde lo que se debe tomar en cuenta es la evolución de los precios relativos y su impacto en el poder de compra del salario. Como se menciona en El ingreso y el gasto de los hogares (INDEC, 2000) (37) al referirse a la composición del presupuesto de los hogares del Gran Buenos Aires entre 1985/1986 y 1996/1997: Si el poder de compra de los salarios se hubiera mantenido constante, los cambios en los precios relativos, que en el período significaron un abaratamiento de los alimentos con respecto al resto de los bienes y servicios, hubieran provocado que los hogares asignaran un menor porcentaje de su presupuesto para mantener la misma canasta alimentaria, pero, probablemente, el dinero que no gastaron en alimentos sólo hubieran podido destinarlo a sostener el nivel de consumo efectivo del resto de los bienes y servicios que componían la canasta, ya que estos últimos se encarecieron relativamente, como por ejemplo los servicios privatizados, la salud, la educación y los servicios de vivienda. (36) Esta afirmación surge de un trabajo publicado en 1857 por el estadístico alemán Ernst Engel en el texto citado anteriormente. (37) Instituto Nacional de Estadística y Censos (2000), El ingreso y el gasto de los hogares, en Serie Perfil de Condiciones de Vida Nº 1, Buenos Aires. Documento de trabajo Nº 22 - IPCNu 3435 Los resultados de la ENGHo 2012/2013 referidos a la distribución de los gastos de consumo nos proporcionan las siguientes estructuras a nivel nacional y de cada región ENGHo: Cuadro 2. Gasto de consumo de los hogares según región de residencia y finalidad del gasto. Total del país. Años 2012/2013 Región Finalidad del gasto Total del país Gran Buenos Pampeana Aires Noroeste Noreste Cuyo Patagónica % Total Alimentos y bebidas 33,2 33,3 32,0 39,8 39,0 31,6 27,4 Bienes y servicios varios 5,2 5,5 5,1 4,5 4,8 5,2 4,9 Enseñanza 2,9 3,3 2,5 3,1 1,9 2,5 2,8 Equipamiento y mantenimiento del hogar 7,3 7,0 7,5 6,7 7,5 8,0 7,9 Esparcimiento 8,3 8,2 9,0 6,5 6,3 8,4 9,5 Indumentaria y calzado 8,7 8,6 8,2 9,8 9,5 9,1 9,8 Propiedades, combustibles, agua y electricidad 10,2 10,9 10,2 7,4 8,8 8,3 11,5 Salud 5,6 6,3 5,8 4,3 4,2 5,0 3,9 Transporte y comunicaciones 18,6 16,9 19,7 17,9 18,0 21,9 22,5 Nota: a causa de los redondeos, la suma de las cifras parciales puede no coincidir con los totales que se presentan en el cuadro. Fuente: INDEC. Encuesta Nacional de Gastos de los Hogares 2012/2013. Como se aprecia en el cuadro 2, en la región Patagónica se observa la menor participación del gasto en Alimentos y bebidas, mientras que en las regiones Noroeste y Noreste se registra para esta división la participación más alta. Respecto de las demás finalidades, se aprecia que en la región Patagónica se presenta la mayor participación relativa de gasto de consumo en Esparcimiento, Indumentaria y calzado, Propiedades, Combustibles, agua y electricidad y Transporte y comunicaciones. Puede observarse, asimismo, la baja participación del gasto en Transporte y comunicaciones en Gran Buenos Aires respecto de la media nacional, al tiempo que presenta relativamente la mayor participación de gasto de consumo en Bienes y servicios varios, Enseñanza y Salud. El análisis de las subclases que componen el primer 25% del gasto permite tener un panorama más o menos acertado de las preferencias de consumo de los hogares según el lugar en que se encuentren (38). En el siguiente cuadro se presentan, ordenados según su peso a nivel total del país y resaltados, los grupos de bienes y servicios que concentran el primer 25% del gasto total de consumo de los hogares. (38) Este umbral se determina al ordenar las subclases en forma decreciente y según su participación en el gasto de consumo y sumarlas hasta llegar a un valor que alcance o supere el 25% del total del gasto de consumo. Todos los hogares del dominio (en el cuadro el total del país o el total regional) están incluidos en el cálculo. Documento de trabajo Nº 22 - IPCNu 3536 Cuadro 3. Subclases que abarcan el primer 25% de gastos de consumo de los hogares según región. Total del país. Años 2012/2013 Subclase de gasto Total del país Gran Buenos Aires Pampeana Noroeste Noreste Cuyo Patagónica Orden Carne vacuna Alquiler de la vivienda Combustibles y lubricantes para vehículos del hogar Comidas y bebidas fuera del hogar Compra-venta de vehículos Productos de panadería y pastelería Servicio de telefonía móvil Productos farmacéuticos Aguas minerales, bebidas gaseosas y jugos Carne de ave Verduras, tubérculos y legumbres Servicios culturales Comidas listas para consumir Seguros relacionados con el transporte personal Ropa exterior para hombres Servicios de transporte automotor Fuente: INDEC. Encuesta Nacional de Gastos de los Hogares 2012/2013. El primer 25% de gasto de consumo de los hogares urbanos del país está compuesto por Carne vacuna, alquiler de la vivienda, Combustibles y lubricantes para vehículos de uso del hogar, Comidas y bebidas fuera del hogar, Compra-venta de vehículos y Productos de panadería y pastelería. La carne vacuna ocupa el primer o el segundo lugar en todas las regiones, a excepción de la Patagónica. Esta última región concentra su primer 25% de gasto de consumo en sólo cuatro conceptos, siendo el alquiler de la vivienda el que tiene mayor participación, seguido por dos gastos relacionados a los vehículos de uso del hogar (compra-venta y combustibles). Los productos farmacéuticos sólo forman parte del primer 25% de gasto de consumo en Gran Buenos Aires. Lo mismo ocurre con el gasto en aguas minerales, bebidas gaseosas y jugos en Noroeste y el servicio de telefonía móvil en Noreste. El alquiler de la vivienda no parece tener un lugar preponderante en la estructura de gastos de consumo de la región Noroeste. Las comidas y bebidas fuera del hogar, por su parte, sólo quedan comprendidas en el primer 25% en las regiones Gran Buenos Aires y Pampeana. 3. La ENGHo 2012/2013 como fuente de datos para la composición y estructuración de la canasta del IPCNu En un índice de precios al consumidor las ponderaciones deben dar cuenta de la importancia relativa de los bienes y servicios según su participación en el consumo total de la población de referencia. Estas ponderaciones se calculan como proporciones del gasto de consumo destinado a cada uno de los bienes y servicios, estimadas a partir de la información disponible. La ponderación que se asigne a cada bien o servicio determina el efecto que tendrá la variación de su precio en el índice general. Documento de trabajo Nº 22 - IPCNu 3637 Tal como menciona la Resolución de la OIT de 2003 sobre los IPC (39), una de las principales fuentes para determinar las ponderaciones (y seleccionar los bienes y servicios) de la canasta son las encuestas de gastos de los hogares. En el Índice de Precios al Consumidor Nacional urbano de la República Argentina, como en la mayoría de los países, se utilizaron como fuente para la construcción de las ponderaciones los resultados de la encuesta de gastos de los hogares. Como se mencionó anteriormente, uno de los principales propósitos de la ENGHo 2012/2013 (40) fue la construcción de las ponderaciones del IPCNu. La población de referencia de la ENGHo 2012/2013 fue el conjunto de hogares particulares que residen en localidades de y más habitantes. 4. Definición y selección de las variedades Dentro de la estructura de agregación de la canasta del IPCNu, la variedad es el menor agrupamiento que tiene una ponderación determinada y es lo que se denomina agregado elemental (41). Se define entonces como variedad a la menor categoría de un bien o servicio que forma parte de la canasta del IPCNu. Las variedades se definen conforme a sus especificaciones y atributos. Para este operativo, los bienes son los objetos físicos susceptibles de demanda sobre los que se pueden establecer derechos de propiedad y cuya titularidad puede transferirse mediante transacciones realizadas en los mercados. Por ejemplo: dentífrico. Los servicios, a diferencia de los bienes, no son tangibles, es decir carecen de presencia física, no se los puede almacenar. Por ejemplo: corte de cabello. Uno de los requisitos que deben cumplir las variedades es que deben ser observables y comparables en el tiempo, es decir que debe haber homogeneidad en el tiempo en el relevamiento de precios. La especificación de una variedad es la descripción o lista de características que se utilizan para identificarla cuyo precio se desea relevar mes a mes y puede ser abierta o cerrada. (39) OIT (2003), Resolución sobre Índices de Precios al Consumidor. XVII Conferencia Internacional de Estadísticos del Trabajo. OIT. Ginebra. (40) Ver Anexo I. (41) Agregado elemental: agregado más pequeño sobre el que existen normalmente datos de gasto que se utiliza en el cálculo del IPC para computar un índice elemental de precios. Los gastos de consumo vinculados a los agregados elementales sirven para ponderar los índices elementales de precios y obtener índices de nivel superior. FMI y otros (2009). Guía práctica para el establecimiento de Índices de Precios al Consumidor. División de Estadística, Nueva York. Documento de trabajo Nº 22 - IPCNu 3738 Una especificación cerrada es una descripción suficientemente precisa como para limitar la diversidad de artículos entre los que puede elegir el encuestador, mientras que una especificación abierta es una descripción genérica que le otorga al encuestador cierto margen para decidir las características de la variedad a seleccionar. La especificación define las características que necesariamente debe tener un bien o servicio para pertenecer a una determinada variedad. Un ejemplo de especificación cerrada para la variedad puré de tomate en conserva, sería envase tetra brik de 500 a 550 g. Dicha especificación se utiliza para verificar que el bien o servicio a relevar en campo tenga correlato con la descripción requerida. Dadas las características de la oferta de ciertos productos, resulta a veces imposible determinar especificaciones cerradas. Un ejemplo de especificación abierta para la variedad mandarina sería suelta, todas las variantes, precio por kilo, en la cual el encuestador definirá en el local informante cuál es el tipo de mandarina de la que tomará precios en los meses sucesivos. Los atributos constituyen una descripción que completa la especificación con el fin de identificar de forma exacta a la variedad para la que se toman precios en un local informante. La identificación de la variedad se completa asignando valores a esos atributos. Cada uno de los atributos tiene un nombre determinado y adopta distintos tipos de valores (numéricos, lógicos y de texto). Por ejemplo: los atributos de la variedad puré de tomate en conserva con especificación envase tetra brik de 500 a 550 g serían marca y gramaje. VARIEDAD ESPECIFICACIÓN ATRIBUTO Puré de tomate en Envase tetra brik de Marca: TomaT conserva 500 a 550 g Gramaje: 500 g Para seleccionar las variedades que componen las canastas del IPCNu (6 dígitos en la clasificación CCIF) se partió de los artículos de la ENGHo 2012/2013 (5 dígitos en la clasificación CCIF). Se tuvo en cuenta la posibilidad de la recolección de precios en términos de accesibilidad y continuidad en el tiempo. Adicionalmente se definieron las especificaciones y atributos de las variedades. Una de las situaciones que se presentó en esta instancia fue la existencia de artículos de la ENGHo comprendidos por varios bienes o servicios cuyos precios son susceptibles de evolucionar en forma distinta (por ejemplo: otras telas u otros artículos de plástico ). Ante la imposibilidad de construir las variedades correspondientes en el IPC, su gasto se asignó a artículos restantes del agrupamiento superior en la clasificación. Documento de trabajo Nº 22 - IPCNu 3839 Finalmente se seleccionaron en cada región las 520 variedades que componen las canastas regionales del IPCNu. Para ello se tuvieron en cuenta las variedades con un gasto mayor al 0,025% del total del gasto de consumo por región. En esta instancia no se tuvieron en cuenta determinados artículos que aparecían en la ENGHo considerados de exclusión forzosa por la imposibilidad de ser medidos en campo como por ejemplo cartera de cuero, video juego para consola o flores ya que no presentan homogeneidad en el tiempo. Por el contrario se incorporaron variedades de inclusión forzosa debido a la representatividad del bien en términos de la proporción de hogares que incurrieron en ese gasto, aún cuando la participación en el gasto fuera inferior al 0,025% (ejemplo. sal gruesa, preservativos o calzoncillo de niño ). 5. Composición de las canastas del IPCNu Cada canasta regional del IPCNu base IV trimestre 2013=100 está compuesta por 520 variedades que se agrupan, siguiendo el ordenamiento de la CCIF, en Artículos, Subclases, Clases, Grupos y Divisiones. El siguiente es un ejemplo de la estructuración de la canasta: Nivel División 1 ALIMENTOS Y BEBIDAS Grupo 11 ALIMENTOS PARA CONSUMIR EN EL HOGAR Clase 111 PRODUCTOS DE PANIFICACIÓN, CEREALES Y PASTAS Subclase 1111 PRODUCTOS DE PANIFICACIÓN Artículo Pan fresco Variedad Pan francés tipo mignon Como se señaló anteriormente, no todas las canastas regionales poseen las mismas 520 variedades, ya que algunas de ellas sólo se consumen en determinada región (un claro ejemplo es la variedad Subterráneo, que sólo se encuentra en la región Metropolitana de Buenos Aires). A nivel nacional, todas las canastas tienen en común 63 clases y 470 variedades. Las 6 canastas regionales del IPCNu (42) presentan la siguiente distribución en términos de la CCIF. Nivel Metropolitana de Buenos Pampeana NOA NEA Cuyo Patagónica Aires División Grupo Clase Subclase Artículo Variedad (42) Ver Anexo II. Documento de trabajo Nº 22 - IPCNu 3940 6. Ponderaciones en el IPCNu Una vez definidas las 6 canastas regionales de 520 variedades del IPCNu base IV trimestre 2013=100 se determinó el peso relativo de cada una de ellas en el total de cada canasta, es decir, la ponderación. La ponderación de un bien o servicio es proporcional a la importancia del gasto (el valor formado por el producto de las cantidades por los precios) realizado para adquirirlo respecto del gasto total, independientemente de la cantidad de hogares que incurrieron en ese gasto. Teniendo en cuenta los resultados de la ENGHo 2012/2013, la fórmula de las ponderaciones de las variedades de cada canasta regional del IPCNu es la siguiente: i, R i h h g b h, i, R g b h, i, R Donde b g h i, R, se refiere al gasto de consumo en el período b de la ENGHo 2012/2013, del hogar h, región R en el bien o servicio i. Por lo que el numerador expresa el total del gasto de consumo de una variedad en la región y el denominador el total de los gastos de consumo de todas las variedades en la región. Finalmente, para calcular la ponderación de cada variedad se mantuvieron los gastos a nivel de división tal como arrojó la ENGHo 2012/2013 y se reponderó en todos los niveles restantes del IPCNu, asignando todo el peso del artículo, subclase o clase a las variedades que se miden. En consecuencia, y en consonancia con la CCIF, cada variedad que se seleccionó es representativa del conjunto de variedades que conforman el artículo correspondiente. En el caso particular que un artículo de la ENGHo se derive en dos o más variedades IPC, el peso se reparte de manera equiponderada entre las variedades del IPC (43). A su vez, se incluye el siguiente cuadro que presenta el peso relativo de cada división por región. (43) Ver Anexo II. Documento de trabajo Nº 22 - IPCNu 4041 NIVEL C# VARIEDAD PONDERACIÓN METROPOLITANA PONDERACIÓN PAMPEANA PONDERACIÓN NOA 0 0 NIVEL GENERAL 0,462 0,298 0, ALIMENTOS Y BEBIDAS 0,458 0,292 0, INDUMENTARIA 0,453 0,283 0, VIVIENDA Y SERVICIOS BÁSICOS 0,490 0,299 0, EQUIPAMIENTO Y MANTENIMIENTO DEL HOGAR 0,450 0,306 0, ATENCIÓN MÉDICA Y GASTOS PARA LA SALUD 0,504 0,314 0, TRANSPORTE Y COMUNICACIONES 0,431 0,310 0, ESPARCIMIENTO 0,470 0,311 0, EDUCACIÓN 0,512 0,263 0, OTROS BIENES Y SERVICIOS 0,489 0,294 0,064 NIVEL C# VARIEDAD PONDERACIÓN NEA PONDERACIÓN CUYO PONDERACIÓN PATAGÓNICA 0 0 NIVEL GENERAL 0,050 0,054 0, ALIMENTOS Y BEBIDAS 0,059 0,051 0, INDUMENTARIA 0,055 0,056 0, VIVIENDA Y SERVICIOS BÁSICOS 0,043 0,044 0, EQUIPAMIENTO Y MANTENIMIENTO DEL HOGAR 0,051 0,058 0, ATENCIÓN MÉDICA Y GASTOS PARA LA SALUD 0,037 0,048 0, TRANSPORTE Y COMUNICACIONES 0,049 0,064 0, ESPARCIMIENTO 0,037 0,055 0, EDUCACIÓN 0,036 0,047 0, OTROS BIENES Y SERVICIOS 0,046 0,051 0,055 NIVEL C# VARIEDAD TOTAL DEL PAÍS 0 0 NIVEL GENERAL 1, ALIMENTOS Y BEBIDAS 1, INDUMENTARIA 1, VIVIENDA Y SERVICIOS BÁSICOS 1, EQUIPAMIENTO Y MANTENIMIENTO DEL HOGAR 1, ATENCIÓN MÉDICA Y GASTOS PARA LA SALUD 1, TRANSPORTE Y COMUNICACIONES 1, ESPARCIMIENTO 1, EDUCACIÓN 1, OTROS BIENES Y SERVICIOS 1,000 Por otro lado, al utilizar una fórmula de cálculo de tipo Laspeyres para los índices de agregados superiores se presenta el problema de la distancia temporal entre el período de referencia de las ponderaciones (que es el período en que se realiza la encuesta de gastos de los hogares que se utilizará como insumo para las ponderaciones del IPC), y el período de referencia de los precios (es decir el momento en que se calculan variaciones). Generalmente, las encuestas de gastos se realizan con bastante antelación al cálculo del indicador. Por esta razón las ponderaciones suelen actualizarse mediante las variaciones de precios observadas entre el período de referencia de las ponderaciones y el período de referencia de los precios, lo cual permite obtener lo que se conoce como ponderaciones híbridas. Los antecedentes en nuestro país han seguido esta dinámica: el IPC-GBA base 1988=100 se basó en la ENGHo 1985/1986, el IPC-GBA base 1999=100 en la ENGHo 1996/1997 y el IPC GBA base Abril 2008=100 en la ENGHo 2004/2005; la inédita situación de cercanía temporal entre los períodos de referencia de las ponderaciones y de los precios, y principalmente la cobertura geográfica del índice ponen en cuestión la utilidad de las ponderaciones híbridas en el IPCNu. Al respecto, en un trabajo desarrollado en conjunto Documento de trabajo Nº 22 - IPCNu 4142 por técnicos del INDEC y la Federación Nacional de Docentes Universitarios presentado en XLI Coloquio Argentino de Estadística (44), se concluyó que: la utilización de ponderaciones híbridas para actualización de ponderaciones de gastos por precio tiene desventajas no sólo operativas sino también conceptuales. Las primeras se observan, principalmente, cuando se construye un índice por primera vez, ya sea porque no existen antecedentes de índices de precios al consumidor o porque cambia el carácter del índice al modificarse significativamente la población de referencia o la cobertura geográfica. Esto es lo que sucede en el caso argentino, donde por primera vez desde la publicación de un índice de precios al consumidor se ampliará la cobertura al total urbano nacional. No se puede asegurar que las dinámicas de precios sean iguales en todo el país, y sería de una robustez metodológica insuficiente realizar un estudio que trate de captar las variaciones regionales utilizando fuentes como la Encuesta Nacional de Gastos de los Hogares (ENGHo). Del mismo modo, mal se podría recopilar precios de una canasta aún no definida. Conceptualmente, el escollo más difícil de sortear tiene que ver con la definición misma de ponderaciones híbridas. Por un lado, se encuentra la canasta de bienes y servicios obtenida de la ENGHo, un promedio ponderado por gasto que contempla las modificaciones en los patrones de consumo a lo largo del período de relevamiento. Por otro lado, la actualización por precios de las cantidades de esta canasta pareciera dejar de lado el efecto sustitución presente en la ENGHo, como sucede posteriormente con el cálculo de la variación a partir de la base. A modo de cierre, afirmamos que, debido a los altos costos operativos y conceptuales que conlleva, así como a su limitado impacto en el cálculo final, la utilización de ponderaciones híbridas no representa una alternativa superadora en situaciones como en las analizadas en el presente trabajo. En consecuencia en el IPCNu base IV trimestre 2013=100 se utilizan los resultados de la ENGHo sin modificaciones. 7. Marcos de muestreo para la selección de la muestra de locales informantes Antes de abordar la cuestión de la selección y asignación de la muestra de informantes y variedades, resulta conveniente recordar que en la primera etapa de muestreo se delimita el ámbito de recolección a una muestra de localidades pertenecientes al universo de interés. Como se señaló en la Sección 1, resulta habitual -y conveniente- en el campo de los índices de precios combinar técnicas de muestreo probabilísticas y no probabilísticas: el experto en estadísticas de precios puede decidir excluir las localidades con un número de puntos de venta inferiores a un mínimo determinado a fin de asegurar que en cada localidad seleccionada se pueda compilar una canasta de compra completa (es decir, que contenga todos los artículos del IPC) (45). (44) Pilorget, J. P. y otros (2013). Ponderaciones Híbridas: Propósitos, Ventajas y Desventajas de su Utilización en Índices de Precios., presentado en el XLI Coloquio Argentino de Estadística. Sociedad Argentina de Estadística (SAE) / Universidad Nacional de Cuyo (UNCu). Mendoza, Argentina. (45) Naciones Unidas (2009), Guía Práctica para el Establecimiento de índices de precios al consumidor, p.p , Nueva York. Documento de trabajo Nº 22 - IPCNu 4243 La selección se realizó siguiendo esta premisa logrando una muestra que contiene localidades en todos los tramos de tamaño determinados a partir de un umbral en cada región (46). Por motivos de costo/beneficio y capacidades operativas, la unidad geográfica para esta selección fue la región y no la provincia Marco muestral de locales informantes (47) obtenido de una muestra aleatoria de áreas Para la confección del primer registro de locales informantes se seleccionó de la Muestra Maestra Urbana de Viviendas de la República Argentina (MMUVRA) una muestra probabilística de 760 áreas en las cuales se realizó un listado exhaustivo de puntos de venta de proximidad (tradicionales). En las áreas seleccionadas se registraron los datos que identifican a cada comercio y los cuatro principales rubros de venta de los mismos. El rubro indica el tipo de variedades vendidas en el local. Por ejemplo, en el rubro Panaderías se consignan aquellos establecimientos que vendan productos panificados Marco muestral de locales informantes de una muestra dirigida de áreas Dado que la muestra aleatoria de áreas pudo haber omitido áreas con alta concentración de comercios pero con poca población (la variable auxiliar para la selección de las áreas en la MMUVRA es la cantidad de viviendas particulares del área) se complementó entonces la muestra probabilística de áreas con una selección dirigida de áreas. Esta se obtuvo mediante un listado de grandes cadenas de ventas minoristas ubicadas en las localidades seleccionadas para la recolección de precios. Estas cadenas fueron georreferenciadas y los radios censales en los que estaban conformaron una muestra suplementaria de áreas. Esta muestra está compuesta por 230 áreas en las que se aplicó el mismo procedimiento para el listado de los puntos de venta que en el caso del marco anterior Marco muestral de supermercados e hipermercados A partir de registros administrativos, se construyó un listado con los supermercados e hipermercados ubicados en las localidades seleccionadas, que contiene 968 comercios. (46) Ver Anexo III. (47) El término local informante refiere a un establecimiento dedicado a la venta de bienes o a la prestación de servicios que desarrolla su actividad en un local o puesto con libre acceso al público, con entrada directa desde la calle o indirecta desde cualquier tipo de galería, mercado, feria (no ambulante), shopping y pasaje. Documento de trabajo Nº 22 - IPCNu 4344 7.4. Marco muestral de precios de registro Este registro contempla un listado de empresas y organismos que prestan servicios a los consumidores (electricidad, agua, gas natural por red, transporte de pasajeros, salud, educación, etcétera) Metodología de selección muestral La selección de las muestras de informantes de los precios de las variedades que se medirán, se obtuvo a partir de una selección polietápica que requiere de la puesta en relación de los ámbitos geográficos de recolección con locales, rubros y variedades de acuerdo con los tamaños mínimos y máximos de observaciones requeridas Asignación de la muestra para los marcos obtenidos de las muestras de áreas A continuación se esquematiza el proceso de selección de la muestra de los dos primeros marcos mencionados. La determinación de los tamaños teóricos de muestra n Ri (cantidad de precios a colectar en locales, TTM) para cada variedad i en una región R, se realizó mediante la asignación de Neyman (48) n Ri n R WRiSRi W S v Rv Rv donde n R es el total teórico inicial de muestra a medir en la región R, W Ri -en el numerador- es la ponderación dentro de la región R de la clase a la que pertenece la variedad i (según la ENGHo 2012/2013), y S Ri es el desvío estándar (a nivel de subclase a la que pertenece la variedad i) de las variaciones de los precios, de un mes a otro consecutivo. Mientras que en el denominador la sumatoria recorre todas las variedades v presentes en la región R. Este método asigna mayor cantidad de mediciones a las variedades que tienen un mayor desvío estándar ( S ) en sus variaciones mensuales (no depende de la dispersión o los Ri niveles de precios) o tienen mayor ponderación ( W ). Se estableció la cantidad teórica inicial de precios a medir en locales informantes para el total de variedades en (= n R ). Ri (48) COCHRAN, W.G. (1977) Sampling techniques, 3ª edición, Nueva York, John Wiley & Sons. Documento de trabajo Nº 22 - IPCNu 4445 El tamaño teórico muestral a nivel regional se determinó a partir de los pesos relativos de los gastos observados en la ENGHo 2012/2013 en cada región. Los W Ri se obtuvieron de la ENGHo 2012/2013 y representan las ponderaciones a nivel de clase, tercer nivel de agregación de la CCIF. La estimación de los S Ri se realizó a partir de las observaciones del IPC-GBA correspondiente a los meses de septiembre y octubre de 2012, mediante la técnica de Jackknife (49),(50) utilizando la siguiente fórmula: S Ri ( ˆ) 1 k( k 1) ( ˆ ˆ) 2 Donde ˆ es la variación estimada de la variedad i, teniendo en cuenta todos los precios de la variedad en cuestión, calculada mediante el cociente de las medias geométricas, k es la cantidad de precios medidos en cada variedad. fórmula: ˆ está dada por la siguiente ˆ k ˆ ( k 1) ˆ ( ) ˆ siendo ( ) la variación estimada eliminando el precio de la variedad en cuestión. El supuesto es que se tiene una muestra aleatoria de precios. En la práctica la selección de precios incluye una estratificación por tipo de local, por lo que podemos suponer que hay una sobreestimación de la varianza. Teniendo en cuenta que el cálculo se realizó con las observaciones de sólo dos meses podría suceder que entre ellas se registraran variaciones atípicas. Para suavizar este error, se estimó S Ri a nivel de subclase, cuarto nivel de agregación de la CCIF. A través de los dos criterios mencionados se realizó la asignación de precios por variedad. Todos los TTM obtenidos a nivel de región fueron superiores al tamaño teórico inicial de 8 precios (umbral mínimo internacionalmente aceptado) Tabla rubro-variedad Otro insumo en el proceso de selección de la muestra de locales-variedades lo constituye la tabla construida que contiene para cada rubro de venta las variedades que teóricamente se comercializan, teniendo en cuenta que en rubros diferentes se pueden (49) Wolter, K. (1985). Introduction to Variance Estimation. Springer-Verlog, Nueva York. (50) Andersson, C., Forsman G. y Wretman J. (1987) Estimating the Variance of Complex Statistics: A Montecarlo Study of Some Aproximate Techniques en Journal of Official Statistics, Vol. 3, N 3, pp , Estocolmo. Documento de trabajo Nº 22 - IPCNu 4546 vender variedades iguales (51). La matriz contiene variedades comercializadas en 91 rubros Marco de locales informantes y variedades En un solo listado se unificaron los dos marcos de muestreo compuestos por locales comerciales. Es decir, se obtuvo un listado compuesto por los locales ubicados en las áreas seleccionadas de manera probabilística y por los comercios situados en las áreas seleccionadas de manera dirigida. El mismo quedó conformado por algo más de comercios. Este listado se vinculó con la tabla rubro-variedad con el fin de obtener una matriz que contenga los comercios relacionados con el rubro y las variedades que en ellos se venden. De esta manera, el marco de locales informantes y variedades se compone de aproximadamente registros, donde para cada uno se especifica la ubicación geográfica del local, su rubro y la variedad de venta Proceso de selección de los locales-variedades La selección se realizó por variedad, dentro de cada región, mediante un muestreo sistemático. El proceso se hizo de la siguiente manera para cada región R: Se comienza por la variedad i que tiene menor muestra teórica; Del marco de locales y variedades, se seleccionan los locales que se encuentran en la región R, que vendan la variedad i y que no hayan sido seleccionadas previamente; Esta sub-tabla se ordena por provincia y localidad censal, con el fin de mantener la representatividad a ese nivel dentro de cada región; El intervalo de selección: I [ n / N], donde n es el tamaño muestral teórico de cada variedad i en cada región R y N es la cantidad total de locales que venden la variedad i en la región R. El arranque aleatorio AA fue dado por un número entero 1 AA I seleccionado aleatoriamente; Determinados el intervalo de selección I y el arranque aleatorio AA, se seleccionó la muestra comenzando en AA, con un salto I entre cada elemento seleccionado; Al ser seleccionado el local que comercializa una variedad i, quedó seleccionado como local informante para todas las variedades de la canasta que allí se venden; (51) Ver Anexo IV. Documento de trabajo Nº 22 - IPCNu 4647 Una vez seleccionados los locales informantes de la variedad i, se actualizó la cantidad teórica a seleccionar para todas las restantes variedades, ya que si una variedad se vende en un local seleccionado, se considera que ya fue seleccionada. Este procedimiento se replicó para cada variedad por región. Como resultado de este procedimiento, finalmente la cantidad de precios a medir resultó superior a Para la totalidad de las variedades que se relevan en campo debe determinarse de manera precisa la información a recolectar para cada local, es decir incluir las especificaciones y atributos de las variedades. Esto implica una etapa de selección que se realiza en el local informante a partir de establecer cuál de los productos de la variedad allí comercializados es el más vendido. En comercios tradicionales se establece por indagación y en el caso de supermercados e hipermercados se selecciona el producto que ocupa mayor espacio en góndola. A partir de ello se recolecta siempre en el local la información sobre la misma variedad de acuerdo con las especificaciones y atributos determinados. Este proceso de selección elimina cualquier discrecionalidad durante el operativo de campo. Para el IPCNu este proceso se desarrolló durante el mes de julio de 2013 en todos los locales informantes para todas las variedades de la canasta seleccionada Asignación de la muestra para los marcos obtenidos de registros Del marco de supermercados e hipermercados se seleccionó una muestra que es la que efectivamente se visita dos veces por mes. Dicha muestra fue seleccionada por criterios operativos, con la condición de que en cada aglomerado seleccionado hubiera, al menos, un local perteneciente a cada una de las grandes cadenas nacionales y provinciales. La muestra seleccionada de supermercados e hipermercados contiene 464 puntos de venta. Ciertas variedades presentan particularidades tales como tener un solo proveedor, tener un precio único, contar con un registro unificado y actualizado de precios, entre otras características y por ello las empresas u organismos que proveen los precios de dichas variedades fueron incluidas en el marco de precios de registro. Dependiendo las características de cada variedad, se ajusta el criterio de selección. Si hay un único proveedor, se releva en todo el universo. Si son varios proveedores o múltiples variedades, se selecciona acudiendo a información complementaria. Documento de trabajo Nº 22 - IPCNu 4748 8. Cálculo de índices en el IPCNu El cálculo del IPCNu se realiza en dos etapas. En primer término se calculan los índices de precios de los agregados elementales (las variedades), para lo cual se combinan precios individuales. Estos agregados elementales pueden incluir la estratificación por región y por tipo de comercio. Posteriormente estos índices se agregan para obtener los índices de nivel superior utilizando las ponderaciones. Generalmente se utiliza una fórmula de tipo Laspeyres Tratamiento y cálculo de índices de los agregados elementales Los agregados elementales deben cumplimentar las siguientes propiedades (52) : Deben componerse de grupos de bienes y servicios homogéneos; Deben estar compuestos de productos de los cuales se esperan variaciones de precios parecidas, a efectos de minimizar la dispersión de las variaciones dentro del agregado; Dentro del agregado elemental deben seleccionarse los productos que sean representativos de otros similares dentro del mismo agrupamiento; La cantidad de productos dentro del agregado elemental debe ser suficiente a fin de que la estimación del índice de precios resulte estadísticamente confiable; Debe ser susceptible de ser medido en el tiempo el precio del mismo producto en el mismo local informante o mientras sea representativo Precios promedio de las variedades Como se verá en el capítulo referido a Aspectos operativos, la mayoría de los precios de los bienes y servicios que forman parte de las canastas del IPCNu se recopilan en forma continua en los locales informantes previamente seleccionados. La totalidad de la muestra se distribuye por días a lo largo del mes y según el tipo de local: los denominados tradicionales son visitados una vez al mes y los supermercados e hipermercados, cada quince días. En caso que los precios de un mismo producto en el mismo local informante se recopilen más de una vez por mes (como sucede con los supermercados) esos precios se promedian antes de usarlos en la compilación del índice elemental (53). (52) FMI y otros (2006), Manual del índice de precios al consumidor: Teoría y práctica, Washington D. C. (53) Como menciona la Guía práctica para el establecimiento de Índices de Precios al Consumidor, en el caso de un IPC mensual basta con tomar un promedio aritmético simple de las cotizaciones de precios de cada artículo en cada local informante para obtener un único precio. Documento de trabajo Nº 22 - IPCNu 4849 Para calcular el precio promedio por variedad se utiliza un promedio geométrico (sin ponderaciones) de las distintas observaciones de la misma variedad por tipo de negocio en determinada región: p t, R i, M i, M p t, R i, M 1 n M R Donde i se refiere a cada variedad de bien o servicio, M es el tipo de negocio (tradicional o supermercado), n R M se refiere a la cantidad de locales informantes en la clase M, t se refiere al período actual y R a la región determinada. Cada observación de precios que interviene en la fórmula es previamente sometida a un proceso de normalización donde se unifica la unidad de medida (en el caso donde la especificación de la variedad sea abierta y permita distintas presentaciones de la variedad dentro de un rango determinado). Finalmente, el precio promedio de la variedad para una determinada región se calcula como: p t, R i, M t, R p i, M T t, R i, M S p con 1 T S Donde T/S es la ponderación de los locales denominados tradicionales T y supermercados e hipermercados S (54), respectivamente. Dicho valor se desprende de la ENGHo 2012/2013 y representa la proporción del gasto de cada artículo realizado en cada tipo de negocio. Cabe mencionar que existen casos especiales (generalmente correspondientes a servicios) donde el precio promedio de la variedad se calcula a partir de una fórmula polinómica. Mayoritariamente estas variedades se corresponden a las tarifas y a los precios compuestos. Habitualmente, para cada una de estas variedades, el cálculo se realiza a partir de una combinación lineal donde intervienen los distintos componentes del precio; por ejemplo: el precio de la tarifa está formado por distintos componentes, tales como el consumo promedio, el cargo fijo, el precio por la cantidad consumida, etcétera Los coeficientes para el cálculo de estas fórmulas se obtuvieron de fuentes complementarias (55) a la ENGHo 2012/2013. Dichos casos especiales incluyen: alquileres, servicios básicos (gas, agua y electricidad), transporte (colectivos urbanos, taxis, trenes urbanos, subterráneo y seguro automotor), comunicaciones (abono telefónico residencial, servicio telefónico celular y servicio de (54) Entendemos como supermercados e hipermercados a aquellos establecimientos cuya modalidad de venta es la de autoservicio, conteniendo más de 4 cajas de salida. Pueden dedicarse tanto a la venta de productos alimenticios como de indumentaria, artículos para el hogar, etcétera. (55) Por ejemplo, cantidad de pasajeros por tramo de colectivo urbano, o usuarios por empresa, etcétera. Documento de trabajo Nº 22 - IPCNu 4950 Internet), esparcimiento (servicio de televisión por cable, diarios, revistas y cine), educación formal (enseñanza primaria, enseñanza media y enseñanza universitaria), educación no formal (curso de computación) y bienes y servicios varios (cigarrillos); entre otros Precios del período base Para calcular el precio medio de cada variedad para el período base del Índice de Precios al Consumidor Nacional urbano IV trimestre 2013=100 se utilizó una media aritmética simple de los precios medios y diciembre del año 2013: t R p, i correspondientes a los meses de octubre, noviembre p 0, R i t 10 p t, R i Donde 0 se refiere al período base IV trimestre 2013=100, t al mes, i a la variedad y R a la región. Los precios medios de cada variedad en los meses del período base se calculan como se mencionó en los apartados precedentes, mientras que el precio medio del período base R p, i 0 es el que se utilizará como denominador para el cálculo de los índices de los agregados elementales Cálculo de índices de las variedades o agregados elementales Como se mencionó anteriormente, para el cálculo de los índices de los agregados elementales hay tres métodos principales que se suelen utilizar: la formula de Carli, la de Dutot y la de Jevons. En el IPCNu base IV trimestre 2013=100 se utiliza la fórmula de Jevons, donde el precio promedio para una variedad se calcula utilizando el promedio geométrico. Dicha fórmula es la usualmente utilizada por los recopiladores de índices de precios al consumidor en todo el mundo. De esta manera, los índices de las variedades en cada mes t de una determinada región R, referido al período de base 0, se calculan al comparar el precio medio geométrico de ese mes con el precio medio aritmético del período base: I t / 0, R i p p t, R i 0, R i. 100 Documento de trabajo Nº 22 - IPCNu 5051 O, de la misma manera, el índice de la variedad i en el período t se calcula en referencia al índice de la variedad i en el mes anterior (t-1) comparando los precios de esos períodos (encadenamientos mensuales): t, R t / 0, R t 1/ 0, R p i I i Ii t 1, R p i 9. Tratamiento y cálculo de índices de los agregados superiores Se puede definir a un índice de precios como el cambio porcentual en el costo total de adquirir un conjunto dado de bienes y servicios cuyas cantidades son fijas (denominado canasta) entre los períodos comparados. Dicho tipo de índice se denomina índice de Lowe (56), y se utiliza en la mayoría de las oficinas de estadística. Se retoma la cuestión de los períodos de referencia ya que todo índice de precios contempla tres tipos de referencias temporales: Período de referencia de las ponderaciones. Es el período que abarcan las estadísticas de gasto que se utilizan para calcular las ponderaciones. En el caso del IPCNu se corresponde al período de referencia de la ENGHo 2012/2013; Período de referencia de los precios. Es el período que se utiliza como denominador para el cálculo de los índices elementales. En el IPCNu dicho período es el IV trimestre del año 2013; Período de referencia del índice. Es el período para el cual el valor del índice se fija en 100. En el IPCNu coincide con el período de referencia de los precios y es el IV trimestre Un índice de nivel superior es un índice de un agregado de gasto mayor al de un agregado elemental, por ejemplo el IPC Nivel General o los índices que corresponden a cada una de las 9 divisiones (Alimentos y bebidas, Indumentaria, etcétera). Para calcular los índices de los agregados superiores se utilizan los índices de los agregados elementales y sus ponderaciones Fórmulas de cálculo de índices de agregados superiores La fórmula para el cálculo de los índices de precios de los agregados superiores se plantea de la siguiente manera: (56) FMI y otros (2006), Manual del índice de precios al consumidor: Teoría y práctica, p.3, Washington D.C. Documento de trabajo Nº 22 - IPCNu 5152 I t / 0, R NS t / Ii NS i i NS 0, R R i R i Donde NS se refiere a cualquier nivel superior e I i se refiere a los índices que componen ese nivel superior. Es decir que el índice del agregado artículo en la región R se calcula como el promedio aritmético ponderado (con la ponderación de cada variedad i en la región R) de los índices de las variedades que lo componen Variación e incidencia de los índices de precios La variación v del índice entre el mes t y mes anterior t-1 surge de calcular el cociente entre los valores de los índices de precios correspondientes a esos meses: v I t / 0, R NS t 1/ 0, I R NS 1 La incidencia de un nivel superior NS en un determinado mes t es la proporción en que habría aumentado el nivel general NG del índice si todos los otros niveles superiores hubiesen permanecido constantes. Es decir que nos dice cuanto incide ese nivel superior en el total del índice. Se calcula de la siguiente manera: inc t / t 1 NS I t NS I t I t 1 NS 1 NG NS, lo que es similar a: inc t / t 1 NS Donde la suma de todas las incidencias de los niveles superiores es igual a la variación mensual del nivel general del índice de precios. v t NS I NS t 1 NG I t 1 NS NS inc t / t 1 NS I I t / 0 NG t 1/ 0 NG Cálculo del IPCNu como agregado nacional Tal como se mencionó anteriormente, el IPCNu base IV trimestre 2013=100 está compuesto por 6 canastas regionales. Debido a las propiedades de la fórmula de cálculo utilizada para los índices de niveles superiores, el cálculo del IPCNu se puede construir tanto a partir de los índices regionales como a partir de los agregados superiores a nivel nacional. Es decir que si se calculase independientemente cada región del IPCNu (con las ponderaciones correspondientes a cada región) y luego se promediasen con el peso Documento de trabajo Nº 22 - IPCNu 5253 (según el gasto de consumo) de cada región en el total del país, se proporcionaría un resultado idéntico que el obtenido si se construyeran índices de niveles superiores a nivel nacional y luego se promediaran con el peso de cada nivel en el total del país. Donde: I t / 0 NACIONAL NG t / 0; R R I NG R NS I t / 0; Nac NS NS t /0 I es el índice nacional del nivel general NG en el mes t respecto del período 0. NACIONALNG t / 0; R I NG es el índice regional del nivel general NG de la región R en el mes t respecto del período 0. t / 0; Nac I NS es el índice nacional del nivel superior NS en el mes t respecto del período 0. R es la ponderación de la región R en el total del país. NS es la ponderación del nivel superior NS a nivel nacional. 10. Tratamiento de situaciones particulares Datos faltantes e imputaciones Puede suceder que en algún período el precio de una variedad no esté disponible temporalmente -el caso de ausencia definitiva será tratado más adelante, al igual que las variedades estacionales. Para el tratamiento de estos casos la Guía práctica para el establecimiento de Índices de Precios al Consumidor (57) indica que se pueden considerar las siguientes opciones: Recalcular los agregados elementales omitiendo el producto faltante tanto en el período t como en el t-1. Esta alternativa puede causar problemas si se desequilibra la muestra. Replicar para el período t el último precio observado para ese producto. Esto puede ser fuente de sesgos. Aplicar al precio en t-1 faltante en t la variación en el mismo período del resto de las observaciones del agregado elemental. Este procedimiento se denomina imputación de la media global. (57) Naciones Unidas (2009), Guía Práctica para el Establecimiento de índices de precios al consumidor, cap. 7 pp , Nueva York. Documento de trabajo Nº 22 - IPCNu 5354 Aplicar al precio en t-1 faltante en t la variación en el mismo período de observaciones de productos comparables en un local informante semejante, dentro del mismo agregado elemental. Este procedimiento se denomina imputación de la media de la clase. En el caso particular del IPCNu, se utilizan las dos últimas alternativas mencionadas, en donde se imputa, en primera instancia, con la media de la clase en el aglomerado. En caso de que esto no sea posible, se imputa con la media global de la región. En ambos casos el relativo de imputación se construye con la variación observada en los locales informantes que informaron precios en ambos meses. Tanto los precios relevados efectivamente en campo como los imputados se utilizan para calcular el precio promedio de la variedad. Dado que en los supermercados e hipermercados el precio del local informante se calcula promediando aritméticamente las dos visitas (una por quincena) realizadas en el mes, el faltante de precio se resuelve de la siguiente manera: Si el faltante se produce en una visita, sólo se considera el precio de la visita restante, lo que es análogo a repetir el precio de la visita relevada; Si el faltante se produce en las dos visitas, el precio del local informante se imputa en referencia a la variación promedio de los precios de la variedad que están disponibles en idéntico tipo de negocio Faltante de productos En el caso de faltante definitivo, se procede a reemplazar el producto por otro con similares características. Para proceder a la sustitución de un producto se requieren dos condiciones: que no se encuentre en el local informante a lo largo de dos meses consecutivos y que su reemplazo sea medido durante al menos dos meses, previo a la sustitución. Para identificar los productos con similares características se deben tener en cuenta los siguientes aspectos (58) : Las principales características tendrán que estar básicamente equiparadas, sobre todo las que determinan el precio; Los productos tendrán que utilizarse para el mismo propósito y en situaciones parecidas; Son considerados como bienes sustitutos por los consumidores, aún cuando difieran ciertas características. (58) Naciones Unidas (2009). Guía práctica para el establecimiento de Índices de Precios al Consumidor. División de Estadística, Nueva York. Documento de trabajo Nº 22 - IPCNu 5455 Una vez determinado el producto de reemplazo, se debe adoptar un método para introducir el precio de reemplazo. Según la Guía práctica para el establecimiento de Índices de Precios al Consumidor de las Naciones Unidas se pueden utilizar tres métodos: Comparación directa: si el producto seleccionado como reemplazo se considera comparable, la variación del precio observado se considera como una variación pura del precio; Ajuste por calidad directo (explícito): el valor monetario de la diferencia de calidad se determina directamente y luego se aplica al precio observado del artículo viejo en el período anterior. Una de las maneras de realizar estos ajustes es utilizar una regresión hedónica (59) para estimar el valor de las variaciones de las características del producto; Ajuste por calidad implícito (imputación): se crea un precio imputado que se basa en las variaciones de precios registradas en variedades semejantes al producto. El método de la comparación directa en el IPCNu es el más utilizado para determinar el reemplazo en casos de cambio de calidad temporal. Los otros métodos -de una complejidad mayor- suelen aplicarse en caso de cambios de calidad en productos evolucionarios o revolucionarios Productos estacionales En relación a la imputación de precios faltantes de los denominados productos estacionales, básicamente existen dos situaciones: No están en el mercado durante determinada época del año; Están disponibles todo el año pero sus precios o cantidades varían según la época del año. En este apartado se focalizará en los productos del primer tipo. La resolución de la OIT (60) sobre los índices de precios al consumidor menciona que los productos estacionales deben incluirse en la canasta del índice de precios al consumidor y afirma que la manera de tratar estos artículos debería ser determinada por las circunstancias nacionales, la finalidad principal del índice y la posibilidad de compilación. (59) En una regresión hedónica se expresa el precio del producto en función de sus características mediante un modelo de regresión lineal o no lineal. Para más detalle, consultar Triplett, J. (2004), Handbook on Hedonic Indexes and Quality Adjustments in Price Indexes: Special Application to Information Technology Products, documento de trabajo de la Organización para la Cooperación y el Desarrollo Económicos. (60) OIT (2003), Resolución sobre Índices de precios al consumidor. Departamento de Estadística, Ginebra. XVII Conferencia Internacional de Estadísticas del Trabajo, OIT. Ginebra. Documento de trabajo Nº 22 - IPCNu 5556 A este respecto, presenta dos enfoques para el tratamiento de dichos productos: el enfoque de ponderaciones fijas, que adopta la misma ponderación para la variedad estacional en todos los meses, con un precio imputado para los meses fuera de estación y el enfoque de ponderaciones variables, en el que se atribuye a la variedad estacional una ponderación que cambia según los meses. En la práctica, las oficinas de estadística utilizan una u otra alternativa, sin que exista una preponderancia de un enfoque sobre el otro. En el IPCNu base IV trimestre 2013=100 se adopta un enfoque de ponderaciones fijas con un método de imputación que depende del porcentaje de precios observados respecto del total de precios a relevar para la variedad, de acuerdo al siguiente criterio: Si los precios relevados alcanzan o superan el 20% del total, los precios faltantes se imputan aplicando la variación de precio de la misma variedad (imputación de la media de la clase en el aglomerado o imputación de la media global en la región) ; Si el número de precios relevados para la variedad en la región es inferior al 20% del total, esos precios se descartan y se imputa toda la variedad aplicándose la variación del agregado superior al que pertenece (artículo en la estructura de las canastas del IPCNu) Detección de valores atípicos Por último, la validación de datos en la oficina del INDEC contempla métodos estadísticos y no estadísticos. En ambos casos, los métodos se utilizan para la detección de valores atípicos. Uno de los controles no estadísticos consiste en realizar un análisis de las variaciones de precios de la variedad-local informante, cruzando información con tablas referenciales como el historial de la variedad y el comportamiento del local informante. Para los controles estadísticos se utiliza una variante del Algoritmo de Tukey, tal como se indica en la Guía práctica para el establecimiento de Índices de Precios al Consumidor. Este método detecta posibles errores y valores atípicos. El tratamiento de los mismos se realiza en forma individual y en una instancia posterior a la detección. Respecto de los controles estadísticos, en la Guía citada en el párrafo precedente se menciona que: estas técnicas calculan automáticamente los límites de los movimientos aceptables de acuerdo con los datos. Estas técnicas tienen la ventaja de ajustar automáticamente los límites aceptables a medida que se reciben nuevos datos sobre precios, teniendo en cuenta todo cambio global de la volatilidad de los precios. Como requieren una gran Documento de trabajo Nº 22 - IPCNu 5657 cantidad de datos para producir resultados fiables, son ideales para los compiladores de índices que trabajan en oficinas regionales y centrales, que reúnen datos sobre precios de varios centros de recopilación, no solo a nivel local (61). Esta técnica consiste primero en ordenar la muestra de relativos de precios, en escala de fractiles de los valores observados e identificar, de ser posible, el 5% más alto y el 5% más bajo de los valores de esa muestra, que se marcan como posibles valores atípicos. Luego se calcula la media aritmética (MA) de las observaciones restantes (excluyendo también de la muestra las observaciones que no exhibieron movimientos de precios). Dicho valor MA se utiliza como valor divisorio para obtener dos submuestras: un conjunto superior y uno inferior de los relativos de precios. La media aritmética de cada una de estas submuestras se calcula a continuación (MAS, MAI). Posteriormente, se calcula el límite superior e inferior de Tukey modificado (TS, TI) de la siguiente manera: TS= MA + 2,5 (MAS-MA) TI= MA 2,5 (MA-MAI) Todas las observaciones superiores a TS o inferiores a TI se marcan como posibles valores atípicos. Las muestras a analizar con el algoritmo se construyen por variedad y por provincia, y se consideran todos los precios de campo relevados Actualización de las listas de variedades En determinadas circunstancias puede suceder que un artículo (definido a 5 dígitos en la estructura del IPCNu según la CCIF) deje de estar representado por las variedades que lo componen lo cual puede llevar a que la oficina del IPCNu deba decidir agregar o eliminar variedades o cambiar sus ponderaciones con el objetivo de mantener actualizada la canasta del índice. Para mantener la representatividad de las canastas del IPCNu tanto las especificaciones como los atributos de las variedades pueden cambiarse si desaparece (o aparece) una variedad, sin necesidad de utilizar una nueva encuesta de gastos de los hogares. Al realizar estos cambios, puede o no modificarse la ponderación de la variedad, dependiendo de la información externa disponible respecto del comportamiento del mercado. Es importante destacar que este procedimiento no altera el carácter fijo de la canasta de bienes y servicios del índice. Al respecto, la Organización de Naciones Unidas define en la Guía Práctica para el Establecimiento de Índices de Precios al Consumidor dos tipos de productos: (61) Naciones Unidas (2009). Guía práctica para el establecimiento de Índices de Precios al Consumidor. División de Estadística, p.p. 206, Nueva York. Documento de trabajo Nº 22 - IPCNu 5758 revolucionarios y evolucionarios. Los primeros se refieren a productos totalmente nuevos que no están vinculados a un producto que se encontraba en venta (por ejemplo una tableta electrónica), mientras que los productos evolucionarios son aquellos productos antiguos cuyas características y calidad cambian (por ejemplo un nuevo tipo de tecnología en televisores). Se prevén tres casos donde se pueden incorporar productos nuevos a un IPC: Como reemplazo de productos que dejaron de existir; Como suplementos de la muestra, incorporando una variedad nueva o efectuando una sustitución específica para eliminar una variedad obsoleta y añadir una nueva; Como introducción de un producto revolucionario que se comienza a ofertar en el mercado. La incorporación debe realizarse sólo bajo las siguientes condiciones: que se tengan suficientes observaciones en los períodos t y t-1 y que se asegure la continuidad de los índices de los artículos y niveles superiores Localización de nuevos locales informantes Si se presentan situaciones de establecimientos que hayan cambiado de rubro o cerrado, en caso de ser necesario, se tendrán que localizar otros que los reemplacen. El local informante de reemplazo deberá ser de características similares, tanto en comercialización de productos, como en tamaño y deberá buscarse de acuerdo al siguiente orden: 1. En el área en la que se dio de baja al informante; 2. En un área de similares características al área del informante. En caso de realizarse un reemplazo, las observaciones provenientes del nuevo local informante deben registrarse durante tres meses consecutivos para ser tenidas en cuenta. Documento de trabajo Nº 22 - IPCNu 5859 SECCIÓN 3 Aspectos operativos Documento de trabajo Nº 22 - IPCNu 5960 61 1. Metodología del operativo Como se mencionó anteriormente el operativo de relevamiento de precios se lleva a cabo de forma continua en los centros urbanos seleccionados de todo el territorio nacional, donde se toman los precios de una canasta fija de bienes y servicios. Para calcular mensualmente el IPCNu, 160 encuestadores relevan aproximadamente precios en más de locales informantes. Los precios a relevar se observan en la muestra de informantes seleccionada a partir de los marcos de muestreo realizados por el INDEC, que fueran anteriormente presentados. Para la organización del operativo de campo y la determinación de los locales informantes que integran la carga diaria de trabajo de los encuestadores, las áreas en las cuales se encuentran los locales informantes fueron clasificadas según los locales que hay en ellas: Áreas con alta concentración comercial; Áreas con supermercados e hipermercados; Áreas con negocios dispersos (que incluyen almacenes, carnicerías, etcétera). A su vez, los locales informantes se clasificaron e identificaron según los rubros de venta. Por ejemplo: negocios de rubro múltiple (supermercados), almacenes, panaderías, tintorerías, peluquerías, etcétera. 2. Estructura del relevamiento Para llevar adelante el operativo, en cada Dirección Provincial de Estadística (DPE) se ha conformado la siguiente estructura organizativa, cuyas funciones operativas se rigen por la Ley N que garantiza el secreto estadístico: Documento de trabajo N 22 IPCNu 6162 Las funciones de cada componente de la estructura son las siguientes: a- Coordinador Provincial del IPCNu Es responsable de planificar, organizar, coordinar y controlar el operativo de campo y de ingreso de datos del Índice de Precios al Consumidor Nacional urbano (IPCNu). Para llevar adelante el operativo se conformó un equipo de trabajo que está bajo la dependencia de la Coordinación Provincial la cual en contacto directo con dicho equipo organiza y controla sus tareas, resuelve los problemas que pudieran surgir durante el relevamiento y garantiza la calidad de los datos recogidos en terreno. b- Supervisor Es responsable de supervisar el trabajo de los encuestadores y de recuperar las no respuestas según se lo indique el Coordinador del operativo. c- Encuestador Es responsable de realizar el relevamiento en los locales informantes que le hayan sido asignados a través de los formularios de captación de datos. d- Recepcionista-ingresador Es responsable de recibir y controlar la carga de trabajo de los encuestadores y supervisores e ingresar los datos relevados en todos los locales informantes que figuran en los formularios y en las hojas de ruta. Cada una de las posiciones de la estructura funcional y operativa del IPCNu cuenta con su correspondiente Manual de Procedimientos y cada posición es ocupada a posteriori de la aprobación del curso de capacitación. Adicionalmente al curso inicial de capacitación se desarrollaron actividades de recapacitación cuyos contenidos abarcan el repaso de los procedimientos de rutina Documento de trabajo Nº 22 - IPCNu 62 Mostrar más
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