EFECTO PASSTHROUGH DE LA DEPRECIACIÓN SOBRE INFLACIÓN Y TÉRMINOS DE INTERCAMBIO INTERNOS EN BOLIVIA*

Transcripción

1 EFECTO PASSTHROUGH DE LA DEPRECIACIÓN SOBRE INFLACIÓN Y TÉRMINOS DE INTERCAMBIO INTERNOS EN BOLIVIA* Erneso Cupé C.** * La versión final de ese rabajo fue presenada en febrero de ** Analisa de la Unidad de Análisis de Políicas Sociales y Económicas, UDAPE. Las opiniones expresadas en ese arículo no necesariamene coinciden con las de la insiución. Rigen los descargos de esilo.

2 Análisis Económico EFECTO PASSTHROUGH DE LA DEPRECIACIÓN SOBRE INFLACIÓN Y TÉRMINOS DE INTERCAMBIO INTERNOS EN BOLIVIA Erneso Cupé C. Resumen: En ese arículo se aplica un enfoque novedoso para esudiar el efeco que iene la depreciación del ipo de cambio nominal sobre precios en la economía boliviana. A parir de revisión bibliográfica exhausiva sobre el ema, se empieza mosrando cómo el efeco passhrough ha ido disminuyendo sosenidamene luego del periodo hiperinflacionario de mediados de la década de los 80s. Poseriormene, a ravés de écnicas economéricas propias del análisis de series de iempo, se muesra que en los úlimos años el coeficiene passhrough diferenciado por componenes principales es alamene heerogéneo; ambién, se deermina el coeficiene passhrough agregado para la economía en los úlimos años, con algunas consideraciones para períodos, como el acual, con rigidez en precios de los principales derivados de hidrocarburos. Finalmene, luego de mosrar a ravés de evidencia empírica cómo los precios relaivos inernos se han modificado en los úlimos años, se muesra que los secores con mayor deerioro de sus érminos de inercambio inernos son los secores menos ransables de la economía y se cuanifica la paricipación del efeco passhrough en dicho deerioro 1. INTRODUCCION Bolivia ha pasado por experiencias exremas en érminos de inflación. En la década de los ochena la ala inflación de los primeros años se convirió rápidamene en hiperinflación y en 1985 había alcanzado una impresionane asa anual de %. En los úlimos años, por el conrario, las asas inflacionarias del país se encuenran enre las más bajas de la región y ambién de la hisoria inflacionaria del país. En 1999 la inflación anual fue de 3.13% consiuyéndose en el regisro inflacionario más bajo del país en los úlimos reina años, el año 2000 la variación de precios fue de 3.41% y el año 2001 la inflación alcanzó a 0.92%, la menor en las úlimas cuaro décadas. Por ora pare, la depreciación del ipo de cambio se esá acelerando en los úlimos años. La rayecoria de la depreciación en esos años pasa de 3.47% el año 1997, a 5.21% en 1998, 6.19% en 1999, 6.67% el año 2000 y alcanza a 6.72% el año En ese arículo se esudia el efeco que iene la depreciación del ipo de cambio sobre el nivel de precios. El arículo iene dos pares principales, en la primera se cuanifica la magniud del efeco passhrough sobre grupos de producos afines en su formación de precios y, a parir de ello, la magniud del efeco passhrough sobre el nivel general de precios; en la segunda, se raa el ema de los cambios en los érminos de inercambio inernos y los coeficienes passhrough diferenciados son aplicados para explicar pare de dichos cambios. Respeco al primer ema, algunas eorías sosienen que una depreciación del ipo de cambio nominal se raduce en mayor compeiividad de los producos nacionales en el mercado inernacional, lo que a su vez se reflejaría en mayores exporaciones y, por ano, en mayor crecimieno; a su vez, las imporaciones se encarecen, lo que, considerando la rigidez en la susiución de imporaciones que caraceriza al país, resringe la capacidad de ofera de la economía. En ese rade-off, el manejo del ipo de cambio posibiliaría mejoras en 1

3 la compeiividad de los producos nacionales en el mercado inernacional en la medida que afeca al ipo de cambio real; la magniud de ese efeco enonces esá en función ambién de la variación de precios inernos, si la inflación domésica es de igual magniud que la depreciación del ipo de cambio nominal, el ipo de cambio real no endrá ninguna variación y ampoco la compeiividad de nuesros producos; a su vez, si la inflación es menor que la depreciación del ipo de cambio nominal, el ipo de cambio real se depreciará generando condiciones de mayor compeiividad. Al cambio del nivel de precios debido exclusivamene a una modificación de ipo de cambio nominal se denomina efeco ransmisión o efeco passhrough del ipo de cambio a precios. Con mayor precisión, a la magniud del cambio porcenual en precios, como respuesa a un cambio de uno por cieno en el ipo de cambio, se conoce como coeficiene passhrough del ipo de cambio a precios. Conocer la magniud del efeco passhrough para una economía permie cuanificar de una manera muy simple los efecos inflacionarios que ha enido o endrá inernamene el manejo del ipo de cambio. Conrasando con la simplicidad de su aplicación, la deerminación del coeficiene passhrough, sin embargo, no es una area simple. De acuerdo a una invesigación bibliográfica realizada por el auor, no se conocen de rabajos publicados sobre el coeficiene passhrough en Bolivia anes de 1985; recién a parir de ese año, como consecuencia de la preocupación generalizada por la esabilización de la economía luego del proceso hiperinflacionario, se han publicado algunos rabajos sobre ese ema. Nauralmene, los resulados difieren según el período esudiado; sin embargo, prácicamene odos confirman que el valor del coeficiene passhrough para la economía boliviana iene una endencia descendene; las variables consideradas en los modelos uilizados para deerminar el coeficiene passhrough en general son prácicamene son las mismas. Esa caracerísica común a rabajos previos sobre el ema se exiende a que las écnicas empleadas en prácicamene odos los casos son écnicas economéricas; una excepción consiuye el rabajo de Huarachi (1987), donde se obiene el passhrough en el marco de un modelo maemáico mulisecorial de la economía. En odos los esudios aneriores, la variación del nivel de precios se ha medido a ravés de variación en el Indice de Precios al Consumidor (IPC); sin embargo, como es evidene, la variación de precios por efeco de la depreciación es alamene heerogénea al inerior de la Canasa Básica, por lo que el IPC resula ser un indicador exremadamene agregado en el esudio del efeco passhrough. En el presene rabajo se presena un enfoque novedoso en el esudio del passhrough al incorporar formalmene en el análisis la evidencia empírica respeco a la exisencia de secores con grados diferenes de dolarización. Como consecuencia de ese enfoque, varios coeficienes passhrough secoriales deben ser deerminados y luego agregados en un coeficiene passhrough general. Al llevar a cabo ese esudio secorializado, desaca el grupo de producos consiuido por los derivados de hidrocarburos y el ranspore. Su evolución no se da en forma coninua sino escalonada, los precios y arifas (desconando esacionalidad en el ranspore) se manienen fijos enre cada acualización del precio de la gasolina (y la consiguiene acualización de arifas del ranspore). Al esimar economéricamene el coeficiene passhrough para un grupo de producos, debe reconocerse que la inflación es un fenómeno muy complejo como para ser represenado por un modelo esrucural simple; por ello, se recurre a esimar el passhrough secorial a parir de una forma reducida expresada como un modelo VAR, incluyendo los casos con relaciones de coinegración enre los niveles de la variables. En cuano al segundo ema cenral, cambios en érminos de inercambio inernos por efeco passhrough, debe mencionarse que la descomposición de la inflación a parir de los componenes principales permie capurar la evolución de precios en cada uno de ellos y, debido a diferencias enre sus rayecorias, las modificaciones que se van dando en los precios relaivos inersecoriales. Los precios relaivos (o érminos de inercambio) inernos han cambiado nooriamene en los úlimos años y el efeco passhrough explica una pare significaiva de ese cambio. Ese resulado es paricularmene imporane en cuano permie idenificar a los secores menos favorecidos por la depreciación y, además, cuanificar el deerioro de sus érminos de inercambio con los demás secores de la economía.

4 2. TRABAJOS ANTERIORES SOBRE EL PASSTHROUGH En sepiembre de 1985, la escalada inflacionaria por la que aravesaba Bolivia alcanzó su puno más alo, la inflación a doce meses llegó a % (veinires mil cuarocienos cuarena y siee por cieno). De acuerdo a Morales y Sachs (1990), en ese año el efeco passhrough alcanzó a la unidad (passhrough compleo). En uno de los esudios macroeconómicos y cuaniaivos más compleos de su época, G. Huarachi (1987) aplica un modelo maemáico para esudiar la relación devaluación-inflación en Bolivia. El modelo, formulado por el consulor E. Buffie de la Universidad de Harvard, considera la ineracción enre precios y canidades bajo condiciones de equilibrio en el secor no ransable de la economía y la solución depende de la deerminación previa de la ofera a ravés de funciones de producción de los secores domésicos. En ese esudio, la variación de precios no es obenida a parir del Indice de Precios al Consumidor (IPC), sino a parir de un índice de precios cuya canasa incluye bienes del secor público exporador, bienes del secor privado exporador, bienes imporados y bienes no ransables. Como resulado del rabajo, para el año 1986 el auor obiene un valor de 0.84 para el coeficiene passhrough. Poseriormene, Morales J. A. (1989) esudia el período La esimación del coeficiene passhrough es obenida a parir de un modelo esrucural de res ecuaciones, el cual es esimado economéricamene por el méodo de Regresiones Aparenemene no Relacionadas. En la ecuación relaiva a la inflación (la cual no incluye variables rezagadas) se incorpora una resricción imponiendo que la suma de los coeficienes correspondienes a las variaciones del ipo de cambio, precio de carburanes y remuneraciones en el secor privado sea igual a la unidad. En odos los casos, las variaciones porcenuales son calculadas como la diferencia del logarimo de la variable en niveles. El modelo esimado es: π = e πcarb w ( 0.002) ( 0.136) ( 0.048) ( 0.120) [2.1a] e 0.278π π 2 = ( 0.099) ( 0.091) [2.1b] π carb = 1.532e 2 ( 0.702) [2.1c] donde π es la inflación, e la devaluación, πcarb variación porcenual de los precios de carburanes, y w es la variación porcenual de un índice mensual de remuneraciones en el secor privado. De acuerdo a los resulados de ese rabajo, el coeficiene passhrough en el período esudiado es igual a 0.736; la ransmisión complea del efeco se da en el curso de un sólo mes. Más adelane, K. Domínguez y D. Rodrik (1990) esudiaron el ema para el período Mediane un modelo economérico uniecuacional, que expresa la inflación en función de la misma inflación con un rezago y las depreciaciones conemporánea y con un rezago, realizan res regresiones dependiendo si la depreciación es calculada a parir del ipo de cambio oficial, del ipo de cambio paralelo o del ipo de cambio base. Además, el esudio considera res subperíodos de esudio; en el primero, ( , 12 observaciones), obienen las siguienes relaciones esadísicamene significaivas enre inflación y ipo de cambio:

5 ( ) ( 0 π ) = π 1 δ + δ 1 ( 0.08) ( 0.243) ( 0.350) ( 0.311) [2.2a] ( p ) ( p π = π δ δ ) ( 0.005) ( 0.254) ( 0.180) ( 0.311) [2.2b] donde π es la inflación mensual en el período, (oficial), p (paralelo), b (base). (i) δ la asa de depreciación del ipo de cambio i, i = o A parir de [2.2a y b], los auores encuenran que en ese período el coeficiene del efeco passhrough con un mes de rezago 1 es 0.6 para la asa de depreciación oficial y 0.8 para la paralela. Se observa que no se ha considerado el efeco passhrough de la depreciación conemporánea, cuyo signo en ambos casos resuló negaivo; respeco al signo, los auores hacen noar que por razones que permanecen sin aclararse, el coeficiene passhrough conemporáneo para el ipo de cambio paralelo es negaivo (y esadísicamene significaivo) Para el segundo subperíodo, , el modelo formulado por K. Domínguez y D. Rodrik no encuenran ninguna relación enre inflación y ipo de cambio (coeficiene passhrough igual a cero), lo que les induce a pensar que el nexo enre el ipo de cambio y la inflación hubiese sido roo 3. Finalmene, para el ercer subperíodo, , K. Domínguez y D. Rodrik obienen las siguienes relaciones esadísicamene significaivas: π π ( ) ( 0 δ δ ) = ( 0.007) ( 0.254) ( 0.329) ( 0.323) [2.3a] ( p) ( p) π = π 0.563δ 0.279δ ( 0.007) ( 0.167) ( 0.253) ( 0.353) [2.3b] Los auores desacan que el efeco passhrough conemporáneo es de cerca de 0.6 en ambos casos. En ese caso, el efeco inflacionario de la depreciación sobre el ipo de cambio es inmediao y se ransmie en un sólo período. Un enfoque diferene es uilizado por J. Comboni y J. De la Viña (1992) para esimar el coeficiene passhrough para el período En su arículo, proponen el siguiene modelo esrucural: π = φ0 + φ1eˆ + φ2p + u1 [2.4a] 1 Es decir, la inflación generada por la depreciación del mes anerior. 2 Domínguez, K, Rodrik, D. (1990). 3 Idem.

6 ( eˆ ˆ 1) e = τ 0 + τ1 ( π 1 π 1) + ε eˆ = β [2.4b] eˆ [2.4c] Noemos que ese modelo asume que el efeco passhrough se ransmie en el lapso de un mes. El modelo [2.4a,b y c] ambién puede ser escrio como π = φ0 + φ1eˆ + φ2p + u1 [2.5a] ( π 1 π 1 ) + ( 1 β ) e 1 u eˆ = δ 0 + δ1 ˆ + 2 [2.5b] donde δ i = β τ i, i =0, 1 y u2 = β ε ; el cual es esimado con daos semanales por el méodo de Máxima Verosimiliud con Información Complea (FIML). El resulado de la esimación para la ecuación relaiva a la inflación es la siguiene 4 : π = e e e e 4 (1.0464) (1.8431) (0.9833) (5.2535) ( ) +... [2.6a] Así, considerando que los parámeros esimados corresponden a un modelo esrucural, el efeco passhrough para el período esudiado es: = [2.6b] Adicionalmene, J. Comboni y J. De la Viña esiman un modelo VAR y un model o de Corrección de Error, por separado. En el primer caso, las variables endógenas son la inflación y la depreciación, se incluyen los precios de los hidrocarburos como variable exógena y una variable dummy por período elecoral; el modelo VAR es esimado en dos versiones, en una se asume que la dinámica del modelo incorpora efecos con hasa un mes de rezago y en la segunda los efecos se darían hasa con dos meses de rezago. Si bien se reporan los resulados de ambas esimaciones, no se usa ninguna de las versiones del modelo VAR para medir el efeco passhrough y ampoco se hace una lecura del modelo en ese senido. En el segundo caso, J. Comboni y J. De la Viña esablecen la exisencia de una relación de coinegración enre inflación domésica * π, inflación exranjera π y depreciación e 5, la cual esaría dada por * e [2.7] = 0.55π 1.53π Escribiendo la relación [2.7] como * = 1.82e 2.78π [2.8] π + 4 Como la dinámica del modelo considera hasa un mes de rezago, la especificación de rezagos en el modelo semanal [2.5a y b] incluye hasa cuaro rezagos. 5 Resula ineresane noar que en el período esudiado por Comboni y De la Viña, esas variables son inegradas de orden 1, I(1).

7 de donde 6 el coeficiene passhrough asociado a la relación de largo plazo [2.7] sería igual a: π =1.82 e [2.9] Poseriormene, como pare de un esudio sobre políica cambiaria, J. Comboni (1994) esudia el efeco inflacionario de la depreciación del ipo de cambio para el período El auor propone el siguiene modelo esrucural uniecuacional: 6 = α0 + αie 1 + α7dpe + α8d1 + α9d3 ε [2.10a] i= 1 π + donde e es la depreciación, D pe una variable dummy que capura las variaciones en el precio del peróleo, D 1, D 3 son variables dummy que capuran las diferencias originadas por la heerogeneidad exisene enre las fuenes de información esadísica 7. La inflación se deermina a parir de un IPC decadarial. La esimación de [2.10a] resula en: π = 0.232e e e e e e ( 0.470) ( 0.970) ( 1.300) ( 0.450) ( 0.070) ( 1.400) [2.10b] Por raarse de un modelo esrucural, la lecura de [2.10b] permie esablecer direcamene la dinámica del ajuse en precios luego de una depreciación en 1% del ipo de cambio; en el primer y cuaro subperíodo los precios caerían en 0.232% y 0.244%, respecivamene; mienras que en los demás subperíodos, los precios se incremenarían, con significaivas subidas en el segundo, ercero y cuaro subperíodo. Así, el agiado ajuse se daría en dos meses y el impaco inflacionario oal sería igual a: % % % % % % = 0.525%. [2.10c] Finalmene, Orellana, W. y Requena, J. (1999) esiman el coeficiene passhrough para el período y Luego de algunas consideraciones, los auores formulan la exisencia de una relación cuadráica enre depreciación y ipo de cambio de la forma: 2 π = δ + αe + λe, λ > 0 [2.11] lo que significa que el coeficiene passhrough no es consane, depende del nivel del ipo de cambio y esá dado por 6 Esa expresión es obenida por el auor para mosrar explíciamene el coeficiene passhrough implício en [2.7]. 7 Para un mismo produco, en el curso de un mes se obienen res precios, uno cada diez días, y de res informanes diferenes; eso hace que la serie no sea homogénea en su fuene de información.

8 π = α +2λe, λ > 0 [2.12] e Los auores esiman los parámeros de [2.12] a parir de un modelo VAR. Como variables endógenas del modelo se consideran la inflación, depreciación al cuadrado y variación de la emisión; la inflación inernacional paricipa en el modelo como variable exógena, ambién se incluyen algunas variables dummy. La siguiene es una pare de la ecuación relaiva a la inflación en el modelo esimado, donde se muesran los érminos correspondienes a la relación enre depreciación al cuadrado e inflación: π = π π π π π e e 2 + e 3 + e 4 e [2.13a] En ese puno, los auores hacen un core meodológico y recurren a una propiedad propia de sisemas dinámicos deerminísicos esables (aunque el modelo es esocásico esacionario) al asumir que en el largo plazo se cumple: = π = π 1 = π 2 = π 3 = π 4 = π 5 π [2.13b] e 2 = e = e 1 = e 2 = e 3 = e 4 = e 5, [2.13c] Enonces, a parir de [2.13] se obiene la siguiene relación de esabilidad, o relación de largo plazo como mencionan los auores, enre depreciación e inflación, π = ( ) π + ( ) e [2.13d] es decir, π = π e π = e [2.13e] A parir de [2.13e], se obiene π =2 * e = e e [2.13f]

9 relación que deerminaría el coeficiene passhrough cuando el nivel de depreciación del ipo de cambio nominal es igual a e. Se observa que el coeficiene passhrough [2.13f] no es consane y es una función lineal de la asa de depreciación. Así, una asa de depreciación, por ejemplo mensual, de 1% endría un efeco inflacionario de % correspondiene a un coeficiene passhrough de ; una asa de depreciación de 0.5% endría un efeco inflacionario de 0.12% asociado a un coeficiene passhrough de 0.24 = *0.5; en cambio, una asa de depreciación de 2% endría un efeco inflacionario de 1.90% asociado a un coeficiene passhrough de 0.95 = *2. Consisenemene con la base de daos empleada, el coeficiene passhrough [2.13f] debería aplicarse a variaciones mensuales del ipo de cambio. En el Cuadro 2.1, se presena gráficamene un resumen de los coeficienes passhrough esimados para Bolivia, además de sus respecivos períodos muesrales. Desaca el comporamieno del coeficiene passhrough anualizado esimado a parir de los resulados de Requena y Orellana (1999), enre 1989 y 1992 el coeficiene passhrough es relaivamene alo e inesable, mienras que enre 1993 y 1999 el coeficiene sería menor a 0.4. Cuadro 2.1 Coeficienes Passhrough Esimados para Bolivia (Período ) 1,2 1 Coeficiene Passhrough 0,8 0,6 0,4 0, I 86.I 87.I 88.I 89.I 90.I 91.I 92.I 93.I 94.I 95.I 96.I 97.I 98.I 99.I 00.I Semesre MyS HyG Mor. DyR 1/ CyDV Com. OyR MyS: Morales, J. A. y Sachs, J. (1990). CyDV: Comboni, J. y De la Viña, J. (1992) HyG: Huarachi, G. y Gumiel, F. (1987) Com.: Comboni, J. (1994) Mor.: Morales, J. A. (1989) OyR: Orellana, W. y Requena, J. (1999) 2/ DyR : Domínguez, K. y Rodrik, D. (1990) 1/ 1/ En el período 1986.I-1987.I se oma el promedio de los passhrough para los ipos de cambio oficial y paralelo, los cuales por ora pare no son muy diferenes. En ese mismo subperíodo, el passhrough considera solamene el efeco inflacionario rezagado y no el conemporáneo; en cambio, para el período 1988.II-1990.I, el coeficiene passhrough esá asociado exclusivamene al efeco conemporáneo. 2/ Esimación de passhrough anualizado realizada por el auor, en base a resulados obenidos por Requena y Orellana.

10 3. MARCO METODOLÓGICO La meodología adopada en ese esudio se define en función de algunas hipóesis básicas. Se considera que el efeco de la depreciación del ipo de cambio sobre el precio de un produco depende del produco; es decir, el efeco passhrough no es homogéneo sobre odos los producos; a su vez, el efeco passhrough sería relaivamene homogéneo sobre cieros grupos de producos y, sin embargo, las diferencias del efeco passhrough Iner-grupos serían significaivas. Eso nos lleva a descarar el IPC por ser un indicador de precios muy agregado y a elaborar IPCs secoriales a parir de clasificar los producos, arículos o servicios en grupos afines en su formación de precios. El esudio del passhrough requiere de relaiva precisión en los resulados y la dinámica del passhrough parece, en primera insancia, ser muy compleja; enonces, inicialmene no es posible formular un modelo dinámico esrucural. En esas condiciones, se iene venajas meodológicas si se recurre a los modelos dinámicos de Vecores Auorregresivos, modelos VAR. Se considera que el grupo de producos sobre los que se mide el IPC esá consiuido por cinco subgrupos denominados componenes principales de la canasa básica 8 ; esos son: Producos Agrícolas, Producos No Transables, Producos Indusriales Transables, Servicios y el grupo de Derivados de Hidrocarburos y Transpore. En función de dichos componenes, el IPC, que es un índice ipo Laspeyres, puede expresarse como: IPC = IPC i *ω [3.1] donde y IPC es el IPC general en el período, (i) ω es su correspondiene ponderación en la canasa básica. (i) IPC es el IPC en el período del componene principal i A parir de [3.1] se obiene la siguiene relación enre la inflación general, en el período 1 y el período, y la respeciva inflación por componenes principales: π = π *ω [3.2a] i donde y π y (i) π son la inflación general y la del componene principal i en el período, respecivamene, IPC 1 (i) ω = * ω es el coeficiene de agregación correspondiene a π. IPC 1 La relación [3.2a] ambién puede expresarse como: π = Incidπ [3.2b] i 8 Para más dealles, ver Cupé (1999).

11 donde (i) Incidπ = π * ω es la incidencia de la inflación π en la inflación general π i. Derivando [3.2a] con respeco a la depreciación e se obiene la expresión que relaciona el coeficiene passhrough oal con los coeficienes passhrough por componene principal, π π = e e i *ω [3.3] π π donde es el coeficiene passhrough general, y los (i = producos agrícolas, no ransables, e e indusriales ransables, servicios, derivados de hidrocarburos y ranspore), son los coeficienes passhrough para los componenes principales. Se raa, enonces, de medir el coeficiene passhrough para cada componene principal del IPC y luego calcular el coeficiene passhrough general mediane [3.3]. Las siguienes cinco secciones raan de la deerminación del passhrough por componene principal. 4. ESTIMACIÓN DEL COEFICIENTES PASSTHROUGH GENERAL Y PARCIAL 4.1. TIPO DE CAMBIO Y PRECIOS DE SERVICIOS Anes de 1995, una pare imporane de los servicios básicos eran presados por empresas públicas, las arifas muchas veces se deerminaban con crierios no económicos y en algunos casos incluían subsidios. A parir de la capialización de las empresas públicas las arifas se indexaron al dólar en la mayor pare de los casos, reflejando las nuevas condiciones del mercado. Las arifas de los servicios no básicos, en general, se deerminan en función de la ofera y la demanda, con mark-up como variable de ajuse, y con el ipo de cambio como una variable referencial imporane. Debido a que el coso de capial necesario para generar la mayoría de los servicios esá alamene dolarizado, los precios en ese componene esán ambién alamene indexados al dólar; en algunos casos la indexación es complea (passhrough igual a la unidad), al como ocurre con las arifas de los servicios básicos. Además de precios de los servicios y el ipo de cambio nominal, inicialmene se han considerado variables asociadas a cosos, a la demanda como la canidad de dinero a ravés de la emisión y precios inernacionales a fin de considerar presión inflacionaria vía cosos debido a que algunos insumos son imporados. Por ano, los precios p en los servicios admien una represenación a ravés de un modelo de la siguiene forma funcional: p S f( p rezagados, ipo decambio, cosos, demandaporservicios) S = S [4.1] Se considera la forma reducida del modelo [4.1] expresada como un modelo VAR, donde las variables endógenas son la inflación en servicios, la depreciación del ipo de cambio nominal, y la variación de la demanda que es omada en cuena vía variación de la emisión.

12 Debe hacerse noar que la emisión es una variable alamene voláil en el coro plazo con esacionalidad en el úlimo mes de cada año, ese comporamieno dificula su raamieno esadísico. Por ello, esa variable es suavizada a ravés de promedios móviles de orden doce cenrados 9. Los precios inernacionales que se consideran en ese arículo, se han consruido a parir de los Indices de Valor Uniario para bienes de consumo imporados. Dichos índices son elaborados y publicados por el Deparameno de Comercio Exerior del Insiuo Nacional de Esadísica, ienen frecuencia rimesral. Como el modelo considera series mensuales y esa variable es muy imporane, ano en el modelo para servicios como para el modelo de producos indusriales ransables que se raa más adelane, ha sido necesario mensualizar los índices de valor uniario; para ello, se ha recurrido al Méodo de Splines 10. Considerando que el país es un omador de precios en el mercado inernacional, los precios inernacionales y sus variaciones se consideran variables exógenas en el modelo. A su vez, la sensibilidad, vía cosos, de los precios a cambios en el precio de los carburanes es capurada a ravés de la variación de precios de la gasolina, que es incorporada en el modelo como variable exógena. A coninuación, se presena el modelo finalmene adopado como resulado del análisis economérico previo. En la Sección A2.1 del Anexo Esadísico, se ienen los resulados del Tes de Coinegración de Johansen aplicado a los niveles de las variables que inervienen en el modelo para Servicios. De acuerdo a ese es exise una ecuación de coinegración, por lo que el modelo inicial de Vecores Auorregresivos debe ser esimado como un Modelo Vecorial de Corrección de Error (VECM) de la forma Z = Γ1 Z Γ Z + ΠZ + ΨD + ε, ε. N(0, Ω) [4.2] 1 k 1 k 1 donde el vecor de variable endógenas k Z Z = Z 1 2, 11 esá consiuido por las siguienes variables I(1) Z 1 = log( IPCS), Z 2 = log( ITCF), donde IPCS es el índice de precios de servicios e ITCF el ipo de cambio a fin de período, el símbolo es el operador diferencia, las Γ I, i = 1,..., k 1, son marices de coeficienes; además, por el Teorema de Represenación de Granger, la mariz Π puede expresarse como Π = α β, con α y β vecores con coeficienes de velocidad de ajuse al equilibrio y coeficienes de largo plazo, respecivamene; Ψ es una mariz de coeficienes asociado al vecor de variables exógenas y dummy D. 9 Esa es una écnica común en esos casos. Sobre la validez esadísica de ese suavizamieno ver, por ejemplo, Espasa y Cancelo (1993). 10 Sobre los fundamenos y aplicaciones de ese méodo, puede consularse De Boer (1978). 11 En las secciones A1.1 y A1.2 se presenan los resulados de los ess de raíces uniarias ADF y de Phillips- Perron correspondienes.

13 El vecor D esá dado por InfG InfG 1 D = DLIemiNT98 DumEneFe donde InfG es la variación de precios de la Gasolina, DLIemiNT 98 es una variable dummy que..., la variable dummy DumEneFe... El número de rezagos es k = 2 y ha sido deerminado de acuerdo al Crierio de Akaike. Los érminos en diferencia del segundo miembro en [4.2] represenan el componene de coro plazo del modelo. El érmino en niveles que les sigue represena la relación de largo plazo; cada parámero de velocidad de ajuse muliplicado a su respeciva ecuación de coinegración, modela la corrección del error o desviación del modelo de coro con respeco al de largo plazo. En la Sección A3 del Anexo Esadísico, se reporan los resulados de la esimación del modelo VECM para servicios. La ecuación de coinegración esablece la siguiene relación enre el nivel de precios de servicios, IPCS y el ipo de cambio nominal ITCF, Log ( IPCS( 1)) = * Log( ITCF( 1)) [4.3] Teniendo en cuena la exisencia de Causalidad en senido de Granger del ipo de cambio hacia precios de servicios, Sección A3 de Anexo Esadísico, la relación [4.3] puede expresarse en érminos de la variación porcenual del nivel de precios en servicios, como respuesa a un cambio de uno por cieno en el ipo de cambio: Log( IPCS) = 0.53 Log( ITCF) Es decir, por cada 1% de depreciación del ipo de cambio se genera una inflación de 0.53% en servicios. Por ano, el coeficiene passhrough para servicios CP S es: CP =0.53 [4.4] S La ponderación del componene servicios, incluyendo servicios básicos y no básicos, en la canasa básica es de 0.185; en el período esudiado su inflación anual promedio es de 8.58% TIPO DE CAMBIO Y PRECIOS DE PRODUCTOS NO TRANSABLES En el componene de producos no ransables se incluyen los alimenos elaborados y los producos indusriales no ransables. No se incluyen en ese grupo los producos agrícolas. La ponderación de ese componene en la canasa básica es de 0.363; la inflación anual promedio en el período muesral es de 4.45%. Los precios en ese componene se forman en función de su esrucura de cosos y de un mark-up adicional. La esrucura de cosos esá afecada por el ipo de cambio y el mark-up es sensible a la demanda. Por ano, los precios p NT de los producos no ransables admien una represenación a ravés de un modelo de la forma funcional

14 p NT = f (ipo de cambio, cosos inernos, mark-up) [4.5] En su forma reducida, el modelo puede expresarse como un modelo VAR donde las variables endógenas incluyen la variación del nivel de precios de los producos no ransables, la variación del ipo de cambio y la variación del nivel de precios de los servicios básicos, como variable proxi de los cosos inernos. Inicialmene ambién se incluyó una variable monearia, la emisión en variaciones, como una variable proxi de la demanda por esos producos; sin embargo, debido a la fala de evidencia esadísica esa variable fue reirada. La variación de precios de la gasolina, se incorpora en el modelo como variable exógena. En la Sección A2.2 del Anexo Esadísico, se ienen los resulados del Tes de Coinegración de Johansen aplicado a los niveles de las variables que inervienen en el modelo para producos no ransables. El Tes de Johansen esablece la inexisencia de alguna relación de coinegración. Enonces, en ese caso, el modelo inicial de Vecores Auoregresivos se maniene y debe ser esimado como un modelo VAR de la forma: Y = Φ1 Y 1 + Φ2Y ΦkY k + ΨD + ε, ε i. i. d. N(0, Ω) [4.6] donde k es el número de rezagos; el vecor de variable endógenas Y Y = Y Y 1 2 3, esá consiuido por las siguienes variables I(0) Y = DLITCF 12 Y = DDLIEMIS Y = DLIPCNT 1, 2, 3, donde DLITCF es la primera diferencia del logarimo del ipo de cambio, DDLIEMIS la segunda diferencia del logarimo de la emisión suavizada y DLIPCNT la primera diferencia del logarimo del índice de precios de los no ransables; el vecor D es un vecor de variables dummies dado por D DUMNT = DUMDIC donde DUMNT esá asociada a... y DUMDIC capura la esacionalidad asociada al mes de diciembre de cada año. k = 2 es el número de rezagos, deerminado según el crierio de Akaike. En la Sección A4 del Anexo Esadísico, se reporan los resulados de la esimación del modelo VAR. En 2 paricular, se observa un grado de ajuse relaivamene bueno, R ajusado igual a En el siguiene cuadro se presena gráficamene la función Impulso-Respuesa acumulada de la inflación en los producos no ransables con respeco a la depreciación. 12 En la Sección A1.2 del Anexo Esadísico, se ienen los resulados de los correspondienes es de Raíz Uniaria ADF y de Phillips-Perron.

15 Cuadro 4.1 Passhrough hacia los producos No Transables: Función Impulso-Respuesa Acumulada Se observa, enonces, que luego de una depreciación de 1%, la respuesa en precios de los no ransables se da principalmene en el segundo y ercer período 13, período luego del cual el efeco passhrough prácicamene ha sido asimilado por los precios y es igual a Así, el coeficiene passhrough para los producos no ransables esa dado por: CP = 0.14 [4.7] NT 4.3. TIPO DE CAMBIO Y PRECIOS DE PRODUCTOS INDUSTRIALES TRANSABLES Los producos indusriales ransables consiuyen un grupo conformado por producos imporados que se ofrecen en el mercado inerno y por producos producidos en el país por grandes y pequeñas indusrias con formación de precios referida a la evolución de precios en el mercado inernacional. La ponderación de los producos indusriales ransables en la canasa básica es de Los precios de los producos imporados se forman en dos eapas; en la primera se considera el precio CIF y esá dada en función de su precio inernacional y el ipo de cambio 14, en la segunda eapa se incorporan cosos de realización inernos como comercialización y ranspore, más un mark-up sensible a la demanda. Los demás producos indusriales ransables ambién dependen de los precios inernacionales, se espera que en menor grado que los imporados, del ipo de cambio, cosos de realización, ipo de cambio y un mark-up. 13 La leve respuesa negaiva del primer período puede considerarse como esadísicamene cero. 14 Por simplicidad, los impuesos arancelarios se consideran consanes.

16 Por ano, los precios p IT en los producos indusriales ransables admien una represenación a ravés de un modelo de la forma funcional p IT = f (precios inernacionales, ipo de cambio, cosos inernos, mark-up, demanda) [4.8] La forma reducida de un modelo de la forma [4.8] es expresada a ravés de un modelo VAR, donde las variables endógenas son la inflación en el componene de producos indusriales ransables, la depreciación del ipo de cambio, las variaciones de los precios inernacionales y los cosos de realización inernos. Anes de pasar al modelo VAR, conviene hacer algunas consideraciones sobre el rol de los precios inernacionales. Debido a que en algunos rabajos publicados se ha observado esa prácica, es necesario hacer noar que en un esudio que busca deerminar el coeficiene passhrough, concepualmene no es consisene incorporar en el modelo un indicador de precios inernacionales elaborado a parir de la fórmula 1 + π + 1 π = θi [4.9] 1 + e i i donde π es la inflación inernacional, π la inflación inerna del país i, e i la variación porcenual del ipo de cambio bilaeral con el país i, y θ i es la ponderación en el comercio enre el país de esudio y su i -ésimo socio comercial. La relación [4.9] es la expresión variacional de la Ley de un sólo precio aplicada a los socios comerciales de un país: P = TC P [4.10] donde P es el nivel de precios inernacional, P es el nivel de precios en moneda nacional y TC el ipo de cambio. Es claro que a parir de [4.10] se obiene LogP LogTC = 1 [4.11] Es decir, la Ley de un sólo precio implica un coeficiene passhrough igual a la unidad. Por ano, si se acepa la Teoría de la Paridad del Poder de Compra (PPC) para los demás países, correspondería hacerlo ambién para el país que se esudia y, bajo ese supueso, ya no es necesario esimar el coeficiene passhrough, pues es igual a uno. Prosiguiendo con las variables incorporadas en la eapa de esimación del modelo, debe señalarse que ane la ausencia de un mejor indicador de los cosos de realización inernos se ha elaborado un índice de cosos inernos proxi a parir de un promedio ponderado de los índices de precios de los producos indusriales no ransables, los servicios básicos y un índice de salarios nominales del secor privado 15. Pueso que no odos los producos ransables son exclusivamene imporados, esa variable inicialmene fue considerada endógena en el modelo, al igual que Inicialmene, las variaciones en demanda se incorporaron en el modelo a ravés de las variaciones de la emisión suavizada y el ipo de cambio. 15 La fuene de ese indicador es UDAPE, se ha mensualizado la serie rimesral original por el Méodo de Splines. Sobre esa écnica, ver De Boer (1978).

17 La variación de precios de los derivados de hidrocarburos, a ravés de la variación de precios en la gasolina, se incorpora en el modelo como variable exógena; asimismo, raándose de una economía pequeña como la nuesra, los precios inernacionales fueron incorporados en el modelo como variables exógenas. A parir de la evidencia esadísica, se adopó el modelo que a coninuación se presena. Luego de esudiar la presencia de relaciones de coinegración enre las variables mencionadas aneriormene, se deerminó la inexisencia de alguna relación de ese ipo. En la Sección A2.3 del Anexo Esadísico, se presenan los resulados del Tes de Coinegración de Johansen aplicado en uno de los varios casos considerados a niveles (en logarimos) de las variables consideradas en ese caso. En la Sección A... del Anexo Esadísico, se presena el modelo VAR esimado finalmene para deerminar el efeco inflacionario del ipo de cambio nominal sobre precios de los indusriales ransables; dicho modelo ienen la siguiene forma: Y = Φ1 Y 1 + Φ2Y ΦkY k + ΨD + ε, ε i. i. d. N(0, Ω) [4.12] donde k es el número de rezagos; el vecor de variable endógenas Y Y = Y 1 2, esá consiuido por las siguienes variables I(0) Y = DLITCF 16 Y = DLIPCTS 1, 2, donde DLITCF es la primera diferencia del logarimo del ipo de cambio nominal de fin de período, DLIPCTS a su vez es la primera diferencia del logarimo del índice de precios de los producos ransables suavizado 17. El vecor D de variables exógenas dado por D = DDLIEMIS DDLIEMIS DLIPISTAR INFG 1 donde DLIPISTAR es la primera diferencia del logarimo del índice de precios inernacionales de bienes de consumo, DDLIEMIS es la segunda diferencia 18 del logarimo del índice de la emisión suavizada e INFG es la variación porcenual de precios de la gasolina. El número de rezagos, deerminado según el crierio de Akaike es k = 2. Aplicando el modelo VAR esimado para medir el efeco passhrough para los producos indusriales ransables, se obiene la función Impulso-Respuesa Acumulada del Cuadro En la Sección A1.2 del Anexo Esadísico, se ienen los resulados de los correspondienes es de Raíz Uniaria ADF y de Phillips-Perron. 17 Se oma la variable suavizada debido a que los precios de esos producos son alamene sensibles a conflicos sociales (bloqueos de carreeras) y expecaivas (crisis en países vecinos), evenos irregularmene disribuidos en el iempo para ser capuradas a ravés de variables dummies. El suavizamieno se ha obenido a ravés de promedios móviles cenrados. 18 La primera diferencia no es esacionaria.

18 Cuadro 4.2 Passhrough hacia los producos Indusriales Transables: Función Impulso-Respuesa Acumulada Se observa, enonces, que luego de una depreciación de 1%, la respuesa en precios de los ransables se da principalmene en los primeros res meses; luego de algunos períodos, el efeco passhrough prácicamene ha sido asimilado y es igual a El efeco passhrough se da prácicamene en los primeros res meses. Así, el coeficiene passhrough para los producos indusriales ransables esa dado por: CP = 0.32 [4.13] T Recordemos que bajo la Ley de un sólo precio, el valor de ese coeficiene debería esar próximo a la unidad TIPO DE CAMBIO Y PRECIOS DE DERIVADOS DE HIDROCARBUROS Y TRANSPORTE A pesar de su relaivamene poca ponderación en la canasa básica, 11.3%, la imporancia de los derivados de hidrocarburos se incremena en función de su impaco inflacionario indireco o efeco muliplicador. En los úlimos años, el efeco inflacionario de la depreciación a ravés de ese componene uvo un comporamieno paricular en relación a años aneriores. Por una pare, a parir del 5 de diciembre de 1997, cuando se desregula el mercado de los derivados de hidrocarburos, los precios de esos producos se deerminan en función de los precios inernacionales del peróleo; por ora pare, a parir del 7 de julio del año 2000, los precios de los principales derivados de hidrocarburos se hallan congelados pero no subvencionados, lo que iende a generar endeudamieno con cargo a una evenual poserior acualización de precios. Si bien los precios de vena al público se hallan congelados, los precios efecivos se fijan de acuerdo a su propio mecanismo donde el facor ipo de cambio esá presene. En realidad, luego de la desregulación de precios en el mercado inerno, se han adopado diversos mecanismos de normar la fijación de precios por ipo de derivado de hidrocarburo. Inicialmene, el precio se fijaba en función de una banda de 5% por arriba y 5% por abajo para el precio inernacional del peróleo, de modo que cuando se rebasaba alguno de esos límies se procedía a acualizar el precio inerno ano con el precio inernacional del peróleo como con el ipo de cambio correspondiene; poseriormene, los límies de la banda se rasformaron en 20% para abajo y 5%

19 para arriba; sin embargo, debido a la endencia asimérica hacia la subida de precios que generaba, esa úlima forma fue abandonada para volver a la banda inicial simérica del 5%. A su vez, debido a consideraciones de orden social, algunos producos como el GLP y el Gas Oil (diesel oil desinado a las ermoelécricas) iene su precio de mercado subvencionado. Así, el coeficiene passhrough para la gasolina (y el kerosene) es igual a la unidad y prácicamene cero para los demás derivados de hidrocarburos de la canasa básica. A ravés de un promedio ponderado por su peso en dicha canasa, se obiene un coeficiene passhrough igual a 0.52 para los derivados de hidrocarburos. Es decir, CP =0.52 [4.14] DH Por ora pare, eniendo en cuena que las arifas del ranspore, sin conar facores esacionales, se acualizan cada vez que se incremenan los precios de los carburanes y asumiendo que el incremeno de arifas correspondiene al incremeno del precio de los carburanes esá en función de su esrucura de cosos 19, se obiene que el coeficiene passhrough para el ranspore es igual a: CP =0.30 [4.15] TRN Por ano, a parir de [4.14] y [4.15], considerando el peso reponderado de los derivados de hidrocarburos y el ranspore en la canasa básica, el coeficiene passhrough para el componene de Derivados de Hidrocarburos y Transpore es: CP 0.31* CP * CP = [4.16] DHTRN = DH TRN Debe hacerse noar que, a diferencia de los coeficienes passhrough correspondienes a los demás componenes principales, el passhrough [4.16] no esablece una función coninua de la depreciación del ipo de cambio a precios de derivados de hidrocarburos y ranspore; la función es escalonada: Cada vez que el precio de la gasolina se acualiza, las arifas del ranspore ambién se acualizan; luego, sigue oro período de precios consanes (desconando la esacionalidad en las arifas del ranspore), hasa una nueva acualización. Cuando los precios y arifas se manienen consanes, mienras la depreciación del ipo de cambio se incremena, se genera inflación rezagada por efeco passhrough 20, la cual se incorpora en el nivel de precios cada vez que se acualizan precios y arifas. Ese concepo es muy úil en el análisis de coyunura. Por ora pare, en Bolivia es conocida la resisencia social a las acualizaciones de precios de la gasolina y arifas del ranspore; ello se debe principalmene al considerable efeco muliplicador que iene dicho reajuse sobre los demás precios de la economía. El efeco muliplicador de cambios en precios de los derivados de hidrocarburos ha sido objeo de varios esudios; en paricular, de acuerdo al Modelo de Precios de UDAPE, 19 Para la esimación, se ha recurrido a la Mariz de Insumo-Produco más reciene disponible, la de Se ha considerado la ponderación de Transpore Terresre en la rama de Transpore y Almacenamieno, ponderación esimada a parir del Valor Bruo de Producción (como acividad principal, la acividad de almacenamieno no es significaiva debido a que figura como acividad secundaria en varias oras ramas); ambién se han esimado la paricipación de la gasolina, además del diesel y grasas y lubricanes, en los cosos por Producos de Refinación del Peróleo. 20 La cual podría esar acompañada de inflación o deflación rezagada por cambios en los precios inernacionales del peróleo.

20 basado en la Mariz de Insumo-Produco, se esima que el impaco inflacionario indireco de un incremeno de 1% en el precio de los derivados de hidrocarburos es igual a 0.079%. Por ano, eniendo en cuena [4.16] y desconando la incidencia inflacionaria direca del ranspore 21, se obiene que el impaco indireco de 1% de depreciación del ipo de cambio iene la siguiene incidencia en la inflación general: DH IncidIND =0.016% [4.17] Así, de acuerdo a [4.16] y [4.17], una depreciación de 1% genera una inflación de 0.369% en derivados de hidrocarburos y ranspore, e indirecamene ambién genera inflación en los demás componenes cuya incidencia alcanza a 0.016%. Ese efeco passhrough rige cada vez que se acualizan precios de los carburanes TIPO DE CAMBIO Y PRECIOS DE PRODUCTOS AGRÍCOLAS La evolución de precios de los producos agrícolas radicionales e incluidos en la canasa básica, se caraceriza por una ala volailidad, la cual esá asociada a una combinación de facores esacionales, climáicos y de accesibilidad a los mercados. Frecuenemene, el efeco inflacionario de esos facores sobre precios se amplifican nooriamene debido al carácer perecedero de esos producos. En el Cuadro 4.3, se presena gráficamene la evolución del nivel de precios de los producos agrícolas y el ipo de cambio nominal los úlimos años. Se observa que mienras el ipo de cambio sigue una endencia creciene, los precios de los producos agrícolas han evolucionado de diferene manera; en paricular, su comporamieno voláil se da más alrededor de una media anes que alrededor de una endencia creciene. Cuadro 4.3 IPC de Producos Agrícolas y Tipo de Cambio Indice de Tipo de Cambio Fin de Período IPC Producos Agrícolas Formalizando dicha fala de correlación, en la Sección A6 se reporan los resulados del Tes de Causalidad en senido de Granger enre la variación de precios en los producos agrícolas y la depreciación, ano en variación mensual como a doce meses; ambién se incluyen los resulados del es considerando la serie desesacionalizada del nivel de precios agrícolas. Como era de esperarse, en odos los casos se rechaza la 21 La ponderación del ranspore en la canasa básica es sobre la unidad.

21 exisencia de causalidad de la depreciación a la inflación en el componene de producos agrícolas. Por ano, al menos para los úlimos años, el coeficiene passhrough para los producos agrícolas radicionales es cero: CP =0 [4.18] ASE 4.6. COEFICIENTE PASSTHROUGH GENERAL Y PARCIAL En el siguiene cuadro se presena un resumen de los coeficienes passhrough por componene principal. Cuadro 4.4 Coeficiene Passhrough por Componene Principal Producos Agrícolas No Transables Indusriales Transables Servicios Derivados de Hidrocarburos y Transpore Coeficiene Passhrough Aplicando [3.3] se obiene el coeficiene passhrough general en érminos de los coeficienes passhrough por componene principal: CP GRAL π = = e π * ω = CP * ω = i e i i IncidCP [4.19] π ( i) donde CP = es el coeficiene passhrough del componene i, IncidCP = CP * ω es la e incidencia sobre la inflación general del efeco inflacionario de 1% de depreciación a ravés del componene i. Los resulados se muesran en el siguiene cuadro. Cuadro 4.5 Coeficiene Passhrough General Producos Agrícolas No Transables Indusriales Transables Servicios Derivados de Hidrocarburos y Transpore Direco Indireco Coeficiene Passhrough General Incidencia

22 Por ano, el coeficiene passhrough general es CP = 0.30 [4.20] GRAL Es decir, una depreciación del ipo de cambio en 1% genera una inflación de 0.30%. El efeco passhrough general [4.20] asume precios de carburanes acualizados. Dado el carácer disconinuo del efeco passhrough a ravés de los derivados de hidrocarburos y ranspore, en la prácica el efeco passhrough general sólo se da compleamene cuando los precios de los derivados de hidrocarburos se acualizan. En el período enre dos acualizaciones consecuivas, donde los precios de los carburanes se manienen consanes, el coeficiene passhrough se reduce al coeficiene passhrough parcial, el cual se obiene desconando el efeco inflacionario de la depreciación a ravés de los derivados de hidrocarburos y ranspore y esá dado por CP CP + CP + CP + CP =0.24 [4.21] PARC = S NT IT ASE Es decir, a parir del 7 de julio del año 2000, el coeficiene passhrough en la economía boliviana sería igual a Respeco al iempo de asimilación en precios del efeco passhrough, ése varía según el componene principal. En el caso de Servicios, los reajuses se dan en aproximadamene dos meses. En los No Transables, el efeco passhrough ambién se asimila prácicamene en los primeros dos meses. El ajuse por efeco passhrough en el componene de Indusriales Transables esaría concenrado en los primeros cuaro meses. Por ora pare, de acuerdo a los regisros inflacionarios por componene, en el caso de los Derivados de Hidrocarburos y Transpore el efeco passhrough se da principalmene en los primeros dos meses, seguido de pequeños reajuses a la baja en el ercer mes, posiblemene por sobredimensionamieno del impaco inicial. 5. TIPO DE CAMBIO Y TÉRMINOS DE INTERCAMBIO INTERNOS Pueso que el efeco secorial sobre precios es diferenciado, la respuesa inflacionaria por pare de cada secor producivo a la depreciación del ipo de cambio es diferene. Ane una misma asa de depreciación, los secores con mayor coeficiene passhrough incremenan más sus precios en relación a los secores con menor coeficiene passhrough; ese hecho, genera cambios en los érminos de inercambio TI i, j del secor i con respeco al secor j, el cual esá definido por: IP i i, j [9.3] IPj TI = donde IP i e IP j son los respecivos índices de precios de los componenes i y j.