Los capitales

Poder adquisitivo, veda y sustitutos: Un reexamen de la demanda interna de carne vacuna en laArgentina, 1950-1972Author(s): Lucio G. Reca and Ernesto GabaSource: Desarrollo Econmico, Vol. 13, No. 50 (Jul. - Sep., 1973), pp. 333-346Published by: Instituto de Desarrollo Econmico y SocialStable URL: http://www.jstor.org/stable/3466170 .Accessed: 04/04/2014 14:29

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PODER ADQUISITIVO, VEDA Y SUSTITUTOS: UN REEXAMEN DE LA DEMANDA INTERNA DE

CARNE VACUNA EN LA ARGENTINA, 1950-1972

LUCIO G. RECA Y ERNESTO GABA *

En esta nota volvemos sobre un t6pico no por cierto inedito en la literatura econ6mica argentina de la ultima decada.1 Lo hacemos con el proposito de contribuir a esclarecer las causas determinantes del consumo interno de came vacuna, pues nuestro convencimiento es que hay t6davia mucho campo que explorar en este tema, cuya trascendencia economica es superfluo destacar. Asimismo, y en base a nuestra interpretaci6n de los hechos, for- mulamos algunas consideraciones sobre la estrategia que enten- demos es mas promisoria para el pais en esta controvertida materia.

I. Los magros resultados obtenidos por Guadagni y Petre- colla2 en su trabajo de 1964 al tratar de cuantificar el efecto del precio de un conjunto de bienes sustitutos sobre la cantidad demandada de carne vacuna, tal vez hayan desalentado otros inten- tos en la misma direcci6n. A nuestro juicio el enfoque seguido por dichos autores es el correcto, y por cierto preferible a la alterna-

* Las opiniones vertidas son a titulo personal y no necesariamente reflejan las de las instituciones a las que los autores etan vinculados.

1 En particular, ALIETO GUADAGNI y ALBERTO PiTRECOLLA: "La funcion demanda de carne vacuna en la Argentina en lel periodo 1935/j1", El Trimestre Economico, abril-junio 1965; HECTOR L. DIEGUEZ: "Un ejercicio econometrico en toro a los problemas de multicolinearidad y autocorrelaci6n", CIE, Instituto T. Di Tella, Cuaderno NQ 48, enero 1968; LUCIO G. RECA: "Consumo interno y ex- portaci6n de came vacuna: interpretaci6n de una reciente experiencia", Estudios de la Economia Argentina, No 12, mayo 1972; MIGUEL E. MARTiNEZ: "Int0errela- ciones de demanda en el mercado argentino de carnes", Facultad de Ciencias Econ6micas de la U.N. de Cuyo, Cuadernmo de Economia 79, afio 1970; GUSTAVO A. NORES: "Estructura trimestral de la economia ganadera argentina", Departa- mento de Economia de INTA (Castelar), Serie Investigaci6n NQ 4, julio 1972; RAUL YVER: "The Investment Behavior and the Supply Response of the Cattle Industry in Argentine", tesis doctoral inedita, mimeografiada, Chicago, 1971.

2 GUADAGNI y PETREOOLLA, ob. cit.


LUCIO RECA Y ERNESTO GABA

tiva restrictiva de oponer al consumo de carne vacuna s61o el de otras carnes y pescados. En consecuencia, se construy6 un indice de precios de un conjunto de alimentos que componen una canasta suficientemente amplia de posibles sustitWtos de la carne vacuna.3 El posible efecto de la veda sobre el consumo fue considerado en el modelo mediante el empleo de una variante binaria, que toma el valor de uno en los afios que ha regido algun tipo de veda y de diez en los restantes. Otra variable explicatoria introducida --el ingreso per capita- es simplemente el ingreso medio por habitante obtenido a partir de las series del producto bruto nacional y de poblaci6n. Finalmente el precio de Zo carne vacuna se introdujo en el modelo en dos formas alternativas: deflacionado por el indice de precios implicitos o relativo al precio de los sustitutos.

Las estimaciones de este modelo, expresadas las variables en logaritmos, se efectuaron en todos los casos por minimos cuadra- dos simples. El primer interrogante que cabe formular es la eleccion de un modelo uniecuacional frente a otras posibilidades conceptualmente mas atractivas, tales como modelos de ecuaciones simultAneas. Nuestra eleccion se ha basado en que la literatura sobre la materia4 senala que es justificable estimar asi funciones de demanda cuando esta es relativamente estable y la funcion de oferta se desplaza como consecuencia de factores que solo afectan a esta ultima, tal como parece ser la situaci6n. Por otro lado, "si la ecuacion esta bien especificada, en el sentido de que la variancia del termino aleatorio es pequena, y si hay importantes fuentes de variaci6n en el sistema fuera de la ecuacion que nos ocupa, el sesgo debido a la no consideracion del problema de la simultaneidad dificilmente sea grande".5

II. Los resultados se han agrupado seguin aios de vigencia de veda en dos categorias, y dentro de cada una de ellas se han estimado cinco alternativas distintas de la funcion de demanda de carne vacuna (ver cuadro 1). Los rasgos mas destacados que surgen del analisis comparativo de ellas se comentan a continuacion.

La veda, representada en el modelo por la variable binaria, muestra alta significancia estadistica y marcada estabilidad en cada uno de los dos grupos de regresiones. Debe recordarse que

3 Detalles sobre la estructura y construccion de dicho indice se brindan en el apendice de este trabajo.

4 A partir del famoso articulo de Working sobre estimaci6n de funciores de demanda, Quarterly Journal of Economics, 1927.

5 Z. GRIuCHES: "El problema de la simultaneidad" (mimeografiado), Chica- go, 1962.

334


CUADRO 1

Fornmiadones altemativca d 'la demon,rr de arnca 19S01971

Ecuaci6n Constcmto Binaria Proco Predlo Pc/Ps Ingreso 2 E DW care austitutos medlo Re TE

por habitante

All 2.748 .087** -.361** -- .260' .83 .051 2.14 (2.117) (3.010) (6.515) (1.965) A2 3.643 .084** -.401 * * .157 - .144 .84 .049 2.31 ( 2.640) (3.017) ( 6.687) (1.540) (.978) A3 4.978 .090** -.386* * .211 -- .84 .049 1.52 ( 27.846) (3.330) ( 6.759) (2.381) A4 6.317 .099**

--.383* -.176' .78 .058 1.35 ( 5.604) (3.105) (5.493) (1.685) A5 4.417 .092* - .429* - .76 .061 1.10 (140.742) (2.782) (6.371) Cl .960 .165*

--.353* - .415** .93 .033 1.41 ( 1.158) (6.809) (10.104) (5.013) C2 1.245 .159* -.369* * .048 - .380* * .93 .033 2.03 ( 1.323) (6.365) ( 8.957) (.0676) (3.823) C3 4.807 .140* o -.844* .205* - .87 .044 1.35 ( 28.408) (4.284) ( 6.363) (2.597) C4 4.693 .152**

-.361* -.032 .82 .053 1.25 ( 4.345) (3.847) (5.536) (.320) C5 4.347 .156* - -.365** - .83 .052 1.20 (116.346) (4.182) (5.873)

Nota: El valor entre parentesis debajo de cada coeficiente es el estadistico "t" de student. Dos asteriscos a la derecha y arriba del coeficiente indican que 6sta difiere de cero con 99 % de probabilidad, uno con 95 % y el signo ' (ap6strofo) con 90 %. Ecuaciones A: incluyen veda en 1952, 53, 64, 65 y 71. Ecuaciones C: veda en 1964, 65 y 71. E es el error tipico de la estimaci6n. TE

Co

c I 1-


LUCIO BECA Y ERNESTO GABA

la primera veda al consumo interno se estableci6 en 1952 6 y si bien s6lo fue suspendida tres aiios despues, de hecho ces6 de funcionar aproximadamente al aio y medio de ser aplicada. La segunda veda (anos 1964 y 1965) introdujo la restricci6n en la venta de carne vacuna dos dias por semana y la ultima, a partir de marzo de 1971, si bien con interrupciones y contramarchas, se ha carac- terizado por fijar la duraci6n de la veda en una semana, hasta su derogaci6n en abril de 1973. No escapa a nuestro criterio que el coeficiente de la variable binaria tal vez sobreestime la magnitud del efecto veda, en virtud de que en los afos en que ella ha regido existi6 un estimulo adicional para la faena clandestina de ganado. Vale decir que las cifras de consumo per capita que entran en nuestro analisis serian inferiores a las reales y por lo tanto la variable correctiva recoge ademas del efecto propio de la veda la subestimaci6n proveniente del consumo no registrado. En cuanto a la magnitud del coeficiente de veda, es claro que al incluir la primera veda, el efecto atribuible a la misma (ver cuadro 1) es considerablemente menor que en el restante. La posible raz6n de este resultado es transparente: la veda de un dia afecta mucho menos al consumo medio que vedas mas prolongadas. En efecto, el grupo A de regresiones asigna a la veda vigencia econ6mica durante (casi) el mismo periodo en que ha tenido vigencia institu- cional y en promedio la reducci6n de consumo atribuible a la veda alcanza a 5,7 kilogramos de carne por habitante y aiio.7 El mayor efecto restrictivo sobre el consumo debido a la prolongaci6n del periodo de veda se aprecia con claridad realizando una estimaci6n similar a la descripta en las ecuaciones del grupo C: en este caso la reducci6n del consumo imputable a la veda alcanza a 9,5 kilogramos por habitante y por aflo. En conclusi6n, la variable binaria con la que buscamos captar el efecto de la veda arroja resultados estadisticamente solidos y econ6micamente plausibles.

La reducci6n en el consumo de carne lograda a traves de la veda de unos 9,5 kilogramos por habitante y por anio implica una caida del consumo ligeramente superior al 10 por ciento. Para lograr un efecto similar dejando operar al sistema de precios sin interferencias, dada la elasticidad precio de la demanda de carne (ver parrafo siguiente), hubiera sido necesario un aumento del

6 Por resoluci6n conjunta del Ministerio de Comercio y del Ministerio de Agricultura y Ganaderia, NQ 86, del 19 de febrero de 1952, se prohibi6 la venta de carne vacuna en todo el pais un dia por semana. Esta medida tuvo vigencia formal hasta agosto de 1955 en que fue suspendida, y el 29 de noviembre de ese afio, por resoluci6n NQ 135 de los mismos ministerios, fue derogada.

7 Promedio simple de la diferencia de consumo con veda y sin ella en los anios 1952, 1964 y 1971, en ecuaciones 1A y 3A.

336


6RAPVIO6 1 kEvoluci6n del ingreso per c6pita y precios de sustitutos

(Deflacionados por el indice de precios implicitos)

1950

FUENTE: V?R TEXTO

1955 1960 1965 1970



precio del orden del 35 por ciento, magnitud por demas elocuente. De modo que la utilizacion de la veda permite restringir el consumo sin recurrir al mecanismo de precios, es decir sin perjudicar a los sectores de la poblacion de menores ingresos.

En las ecuaciones 4 y 5 de cada uno de los dos grupos se ha utilizado como deflactor el precio de los alimentos sustitutivos. Ello implica que cuantificamos el ingreso en funcion de su valor adquisitivo de alimentos, supuesto un tanto restringido, pero que busca conceptualizar la situacion de aquella fracci6n de la pobla- ci6n que emplea una parte sustancial de sus ingresos en la compra de alimentos, y para la que entonces es adecuado medir el ingreso en dichos terminos. Los resultados obtenidos confirman el orden de magnitud de la elasticidad precio de la demanda de carne que surge de las ecuaciones 1 a 3 del cuadro 1 (36 a 41), pero el valor explicativo de esta alternativa es algo menor que el de las otras -ntre 5 y 8 por ciento inferior-. Conceptualmente estos resultados son consistentes con los analizados mas arriba, y una caida en el precio de los sustitutos se traduciria en una reduccion en el consumo de carne vacuna. Las ecuaciones 4A y 4C muestran un coeficiente de ingreso con signo impropio y carente de significa- ci6n estadistica, es decir que al utilizar los precios de alimentos sustitutos como deflactor del precio de la carne y del ingreso, este uiltimo pierde totalmente su capacidad explicativa. Los resultados obtenidos al incluir un conjunto de alimentos considerados como sustitutos de la came vacuna abren una serie de interrogantes. Al comparar las ecuaciones 2 y 3, donde se explicita el efecto de sustitucion, con la ecuacion 1 en ambos grupos de regresiones, se. observa que en 3 de los 4 posibles casos la elasticidad precio de la demanda de carne vacuna aumenta levemente en valor absoluto, al ampliar la gama de posibles elecciones via inclusi6n de precios de bienes sustitutos. Este resultado es precisamente lo que cabe: esperar del analisis te6rico del problema.

Pero, independientemente de la corroboraci6n senialada sobre el efecto de sustituci6n en la cantidad demandada de un determi- nado bien, la inclusi6n de alimentos sustitutivos plantea un serio. interrogante acerca del significado del coeficiente de ingreso en la demanda de carne vacuna (ver grafico 1). En efecto, al exami- nar las ecuaciones 1 se observa que la elasticidad ingreso de la carne vacuna oscilaria entre .26 y .41, siendo este ultimo valor estadisticamente mas significativo en la ecuaci6n 1C. Pero en cuanto se explicita la variable "precio de alimentos sustitutos" (ecuaciones 2), y debido a la colinearidad existente entre ambas, el "efecto ingreso" aparece dividido entre ingreso y alimentos sustitutivos, cayendo la significaci6n estadistica del coeficiente de.

338


PODER ADQUISITIVO, VEDA Y SUSTITUTOS

ingreso, como era de esperar. Por otro lado, al reemplazar la variable ingresos por "precios de alimentos sustitutos" (ecuaciones 3), se observa que esta ultima aparece en los dos casos con fuerte valor explicativo y considerable estabilidad (entre .20 y .21).

III. Al margen del problema econometrico de la colinearidad entre ingresos per capita y precios de sustitutos, deseamos destacar la implicaci6n econ6mica de este fenomeno: en efecto, podemos analizar el hecho descripto partiendo de la siguiente consideraci6n: razones conceptuales -efecto de sustituci6n- apoyan la inclusion de una variable que prueba -en virtud de su multicolinearidad con el ingreso- tener un efecto sobre el consumo analogo al atribuible al ingreso medio. Esto nos debe alertar sobre la validez de las conclusiones frecuentemente aceptadas acerca de la elasticidad

CUADRO 2

Evolucion del precio de los alimentos y del ingreso por habitante en algunos paises

(Indice 1950-54 = 100) Ingreso medio por habitante Precio de alimentos

Pais 1955-59 1965-68 1955-59 1965-68

Brasil 110.8 153.5 117.2 143.7 Canada 106.6 137.5 102.9 110r.2 Estados Unidos 106.8 134.9 97.6 87.0 Francia 118.8 175.5 10'0.0 106.6 Mexico 113.9 145.8 113.9 112.7

Nota: Tasas computadas entre los promedios de los periodos 1965-68 y 1950-54. La infor- maci6n bdsica -serie de indices ingresos por habitante deflacionados por el indice de precios implicitos (IPI), precios de alimentos y precios mayoristas fueron tomados de Statistical Yearbook, Naciones Unidas, varios numeros. El indice de precios de alimentos se dividi6 por el indice de precios mayoristas (IPM) para expresarlo en moneda constante.

CUADRO 3 Tasas anuales de crecimiento medio del ingreso por habitante y del precio

de los alimentos en algunos pcises, 1950-1968 (Por cientos)

Pais Ingreso Precio alimentos (Deflacionado por el IPI) (Deflacionado por el IPM)

Brasil 2.9 2.4 Canada 2.1 0.7 Estados Unidos 2.0 -0.65 Mexico 2.5 0.8 Francia 3.8 0.4

Nota: Ver nota al pie del cuadro 2.

339



CUADRO 4 Argentina. Indices de ingresos y precios en periodos seleccionados

(Indice 1950-54 = 100) 1955-59 1965-68 Tasa anual

(promedio) (promedio) media de crecimiento

1965-68/1950-54 (por ciento)

Ingreso medio por habitante 110.6 131.4 1.85

Precios de alimentos (Excluida carne vacuna) 96.5 135.3 2.05

Precio de la carne vacuna: a) Segfin INDEC 97.4 147.0 2.6 b) Segin JNC 110.1 '185.0 4.2 Nota: Ver en el apendice las series originales. Indices de precios de carnes, calculados en

base a informaci6n del Instituto Nacional de Estadistica y Censos y de la Junta Nacional de Carne. En este cuadro el ultimo periodo es 1965-68, para poder comparar la situacion argentina con la de los paises listados en los cuadros 2 y 3.

ingreso por carne vacuna en la Argentina, con la excepci6n de Martinez,8 quien sugiere un valor de cero para dicho parametro. La informaci6n disponible no permite establecer la magnitud en que el ingreso o los precios de sustitutos (o una combinaci6n de ambos) alientan el consumo de carne vacuna. Pero lo que si es claro, y a nuestro juicio importante, es que las implicaciones son muy distintas segun sea una u otra la causa del desplazamiento de la demanda de carne vacuna. En efecto, mientras que la tendencia mundial ha sido que el ingreso medio crezca mas acelerada- mente que los precios de los alimentos (cuadros 2 y 3), en la Argentina ambas variables se han movido casi al mismo ritmo entre 1950-54 y 1967-71. El precio de los alimentos -excluida la came vacuna y deflacionado por el IPI- aument6 en un 53 por ciento en tanto que el ingreso medio lo ha hecho en un 41 por ciento (cuadro 4). Este comportamiento atipico se presta a toda clase de conjeturas y abre campo para la investigacion critica de una vasta gama de politicas economicas seguidas en el pais.9 Cual de las dos variables -ingreso medio o precio de alimentos susti-

8 M. E. MARTiNEZ, ob. cit. 9 Un examen ligero de la informacion sobre la evoluci6n de precios minoristas

puede facilmente llevar a conclusiones erroneas. Por ejemplo, de acuerdo con el indice de costo de vida (ICV), el costo de la alimentaci6n (deflacionado por el IPI) subi6 en 23 por ciento entre los quinquenios 1950-54 y 1967-71, valor que difiere notablemente del comportamiento de nuestro indice de sustitutos de carne vacuna. Las razones que explican la divergencia son: a) el conjunto de cortes de came vacuna considerados por el INDEC y sus ponderaciones ha subestimado la evoluci6n del precio de la came vacuna, tal como surge al comparar la evolucion de la serie de precios ponderados de care vacuna del INDEC con la elaborada

340


PODER ADQUISITIVO, VEDA Y SUS'II1U 'I OS

tutos- es la relevante en la determinacion del consumo de carne, tiene claras implicaciones econ6micas. En efecto, es no s6lo con- cebible sino deseable y tal vez muy posible lograr un marcado des- censo en el precio de los alimentos. Este objetivo puede lograrse mediante la aplicacion de tecnologias apropiadas en el procesa- miento de alimentos y abaratar el costo de distribucion de los mismos aumentando el grado de competencia en la actividad y concretando posibles economias de escalas. Por otro lado, si el ingreso fuera la fuerza motriz que empuja la demanda por carne vacuna, dado que un objetivo final de toda politica economica es el aumento de los ingresos en el marco de una adecuada distribucion, solo cabria esperar que este factor acentfie la presion por la demanda de came con el transcurso del tiempo. Una idea de las magnitudes involucradas en cada uno de los dos casos sefialados se obtiene a partir de las respectivas elasticidades. Tomando un valor de 0.42 para la elasticidad de ingreso, un incremento en los ingresos medios del 15 por ciento en los proximos 5 afnos -valor algo superior al promedio historico- implicaria un incremento en el consumo interno de unas 110.000 toneladas de came vacuna, es decir alrededor de un 7 por ciento con respecto al consumo de los ultimos dos afios, en tanto que si la causa en el incremento de la demanda fuera el aumento en los precios de los alimentos sustitutivos, una caida del 15 por ciento en el precio de los mismos implicaria una reduccion en el consumo de unos dos kilogramos por habitante y por anio. Es superfluo destacar las consecuencias de una u otra situacion. Bastenos por el momento ilustrarlas con las cifras expuestas.

IV. Finalmente, se han estimado diversas alternativas de demanda de carne vacuna incluyendo el afio 1972 10 (cuadros 5 y

por la JNC y cuya estructura de ponderaciones refleja aproximadamente la com- posici6n de la nes (ver el cuadro 1 en el apendice); b) algunos componentes del rubro alimentacion

-pero que dificilmente puedan juzgarse sustitutivos de la came vacuna- han experimentado caidas reales de precio consid,erables a lo largo del periodo en estudio. Asi, el vino comnun (5,6 por ciento del gasto en alimentaci6n) cay6 un 28 por ciento en terminos reales entre 1950-54 y 1967-71, el azuicar (2,4 por ciento del gasto) cay6 un 8 por ciento en igual periodo y la yerba mate lo hizo en un 18. La eleccion del conjunto relativamente amplio de alimentos con los que construimos el indice de sustitutos (ver el cuadro 9 en el apendice) y el cotejo de los precios de la carne vacuna del INDEC con los de la JNC (cuadro 10) permite sefialar la insanable debilidad de cualquier juicio basado en una considera- ci6n agregada del ICV.

10 Puede observarse que al incluir el afio 1972 (ecuaciones 5.1 y 5.3) el coeficiente de la variable binaria es mayor que el correspondiente a las ecuaciones C1 y C3, resultado que indicaria una mayor efectividad de la veda en 1972 o un aumento grande de la faena clandestina.

341


CUADRO 5 Demanda de came en 1950-1972

(Efecto del ingreso y de un conjunto die sustitutos) Ecuaci6n Constante Binaria Precio Precios Inqreso 2 E DW

carne sustitutos por ha- Rc TE bitante

5.1 1.565 .193** -.340** .353** .92 .039 1.12 ( 1.647) (7.197) (8.341) (3.729) 5.2 2.864 .131 **, -.393** .253' .77 .067 1.17 (1.842) (2.466) (5.867) (1.615) 5.3 4.795 .,156**

-.349 * .208* .90 .044 1.23 (28.404) (5.069) (6.490) (2.655) 5.4 4.845 .127* - .457 * .309** - .83 .057 1.34 (21.7201) (2.784) (7.593) (3.146)

Nota: Ver cuadro 1 para interpretaci6n de los simbolos. Ecuaciones 5.1 y 5.3 incluyen 4 periodos de veda (1964, 1965, 1971 y 1972), en tanto que las ecuaciones 5.2 y 5.4 incluyen s6olo dos anfios con veda (1964 y 1971).

CUADRO 6 Demanda de, ccrne en 1950-72, exclhyenldio !1965 y 1972

(Efecto del ingreso y de un conjunto de sustitutos) rcv wci6n Constante Binaria Precio Precios Ingreso R2 E DW

carne sustitutoa por ha- TE bitante

6.1 .952 .189** -.354** - .414** .92 .033 1.23 (1.142) (6.764) (10.102) (4.9801) 6.2 4.763 .168

-.353** .219* - .87 .044 1.31 (27.798) (4.586) ( 6.542) (2.765) Nota: Ver observaciones al pie del cuadro 1. Veda en 1964 y 1971.

Cl 0

A

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i-


PODER ADQUISITIVO, VEDA Y SUSlllT'TiOS

6). La ecuaci6n 5.1 podriamos llamarla, sin temor a equivocarnos, la "ecuacion de demanda ortodoxa", y muestra coeficientes de elasticidad de precios e ingresos con las caracteristicas habitualmente reconocidas en la Argentina para la carne vacuna: demanda muy inelastica y baja (aunque positiva) respuesta al ingreso. Esta ecuaci6n la comparamos con 5.2, donde se ha supuesto que la veda s6lo ha tenido vigencia economica durante el primer ano de su aplicaci6n. El grado de ajuste de la ecuaci6n es menor que el logrado en 5.1 y el valor del coeficiente de la ecuaci6n binaria no confirma el aserto frecuentemente escuchado de que la veda se deteriora rapidamente con el pasaje del tiempo. En apoyo a lo dicho, la ecuacion 6.1 -donde se han excluido los segundos afios de veda tomandolos como inexistentes a fin de poder evaluar el juicio acerca del deterioro de la veda- presenta resultados virtualmente iguales a los logrados en la ecuacion 5.1. Desde ya no es nuestra pretensi6n, a partir de prueba tan simple, concluir con que es falso que la veda sea una medida de corta vigencia real. Si creemos que la evidencia aportada indica que se debe ser mucho mas cauteloso al tratar este tema. Las ecuaciones 5.3, 5.4 y 6.2 plantean el mismo problema, pero empleando precios de sustitutos como tercer variable independiente en lugar del ingreso, y los resultados confirman lo dicho mas arriba. Es tambien desta- cable la circunstancia de que el ajuste logrado en 5.3 (la version heterodoxa de la demanda de carne) es virtualmente igual a la obtenida en 5.1 y ligeramente superior a la lograda en la ecuaci6n C3 (cuadro 1).

V. Resumen y conclusiones: 1) En las ultimas dos decadas el precio de la carne vacuna -nivel minorista- ha aumentado en terminos reales mucho mas que el de los alimentos que pueden considerarse, en forma generica, como sustitutos de aquella. Esta situaci6n ha derivado en un consumo per capita de carne vacuna de tendencia declinante, ya que su precio relativo ha crecido. Por otro lado, el precio del conjunto de sustitutos de la carne ha aumentado en el periodo en estudio aproximadamente en la misma proporci6n que el ingreso medio por habitante en la Argentina. Ello implica que aun en el caso de que los aumentos de ingresos hubieran ocurrido sin sesgos, los estratos mas pobres de la pobla- ci6n hubieran visto su situacion -en terminos de ingresos reales definidos por el valor adquisitivo de alimentos de su salario- inalterada. Este fenomeno ha tenido lugar en una epoca en que la evidencia reunida para varios paises de caracteristicas econ6- micas y estructurales muy variadas muestran una tendencia exac- tamente opuesta: el ingreso medio crece mas (en terminos reales) que el precio de los alimentos. Dicho en otros terminos, muy po-

343


3LUCIO RECA Y ERNESTO GABA

siblemente un sector de la poblaci6n argentina se ha estado em- pobreciendo en el periodo analizado.

2) La reduccion en el consumo de carne lograda a traves de la veda, considerando las vedas vigentes en los aiios 1964, 1965, 1971, es aproximadamente de 9,5 kilogramos por habitante y por afio. Para lograr el mismo resultado dejando operar libremente al sistema de precios se hubiese requerido un aumento del orden del 35 por ciento en el precio relativo de la came. Esta ultima opcion hubiese perjudicado seriamente a los sectores de la poblacion de menores ingresos. En efecto, la reduccion en el consumo a traves del mecanismo de precios hubiera implicado un gasto adicional por parte de los consumidores cercano al 1,3 por ciento del ingreso medio per capita del afio 1971.

3) El analisis de la evolucion del precio de los alimentos uti- lizando las series del indice de costo de vida desde 1950 no es re- comendable porque el tratamiento dado en el mismo a la came vacuna subestima apreciablemente los cambios ocurridos en los precios del conjunto de los alimentos.

4) La existencia de una elasticidad ingreso positiva -aunque relativamente pequeiia- para la carne vacuna debe ser toma- da con suma cautela. Hemos mostrado que es posible lograr estimaciones satisfactorias de la demanda de came vacuna a partir de su precio, el de bienes sustitutos y una variable que capte el efecto de las vedas. Que la elasticidad ingreso de la carne sea cero o pr6xima a ello no debiera sorprender demasiado, teniendo en cuenta

-y siempre con referencia a los promedios agregados de todo el pais-- que el consumo medio de came en la Argentina, en kilogramos por habitante y por aiio, es bastante alto. Muy pro- bablemente, estimaciones previas que asignaban a este parametro un valor proximo a .35/.40 encubrian el efecto de los bienes sustitutos. Si la demanda estructuralmente depende de una u otra fuerza tiene importancia crucial en el disenio de la politica economica nacional y en la estimaci6n de requerimientos para el consumo interno.

5) Aun sin llegar al punto de plantear el argumento en terminos exdluyentes (o sustitutos o efecto ingreso), una de las conclusiones que surgen de este trabajo es que la posibilidad de contar con mayores saldos exportables de carne vacuna para atender a un mercado mundial en fuerte expansi6n no debe bus- carse solamente en terminos de aumentos de la oferta, sino tomando tambien la iniciativa en la modernizaci6n, mejoramiento y abaratamiento de costos de la industria alimentaria proveedora de genuinos sustitutos de una fracci6n del consumo historico medio de came vacuna.

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CUADRO 7 Series utilizcodas en el landlisis de regresi6n

Anios Co"n,mo Precio de Precio de Inqreso mo- de carne la carne los susti- dio anual vacuna vacuna tutos de la per c&pita

por habi- (minorista) (b) carne va- (on m$n tante (a) cuna (c) do 1960) 1950 96,40 15,22 21,52 44.701,2 1951 95,26 17,20 19,06 45.646,1 1952 87,23 22,97 24,32 42.600,9 1953 87,01 23,68 20,26 44.147,8 1954 88,21 21,98 19,43 45.125,9 1955 94,77 19,91 20,09 47.547,4 1956 100,79 15,87 18,39 48.025,4 1957 99,07 19,67 19,64 49.595,5 1958 98,42 20,38 20,16 51.829,3 1959 72,90 35,35 21,94 47.596,9 1960 75,68 34,38 27,40 50.512,0 1961 86,41 30,30 28,40 53.253,6 1962 89,25 28,61 27,20 51.587,0 1963 89,87 29,07 28,83 49.618,7 1964 67,77 36,12 27,30 53.958,8 1965 69,48 40,87 26,40 58.035,8 1966 79,51 41,87 25,96 57.599,9 1967 82,38 33,64 28,06 58.090,0 1968 86,83 33,21 32,82 59.841,8 1969 92,54 30,64 32,52 63.586,2 1970 84,52 36,76 34,84 65.168,9 1971(d) 66,17 46,59 32,51 66.604,5 1972(d) 62,00 44,83 28,04 68.309,6 (a) Kilogramoa/afio. (b) Segin Junta Naclonal de Carnes, deflacionado por el IPI, en m$n 1960 por kilogramo. (c) Deflaclonados por el IPI en pesos m$n de 1960 por kilogramo. (d) Provisorios Fuente: JNC, INDEC y BCRA.

APENDICE CUADRO 8

Ponderaciones emplecidas para calcular el precio medio de alimentos sustitutos de la camne vacuna

(En por cientos)

Perfodo. Rubro 1950-59 1960-71

Pan frances 25,48 21,31 Arroz 0,82 1,52 Fideos sueltos 3,06 29,36 2,56 25,39 Carne de cordero 0,55 0,46 Carne de cerdo 1,52 1,27 Polio - 2,27 Pescado 0,54 0,45 Jam6n crudo - 2,40 Mortadela 0,72 0,60 Huevos 8,85 12,18 7,39 14,84 Aceite envasado

(suelto en 1950-59) 0,66 0,66 8,12 8,12 Leche suelta 11,96 Leche envasada - 8,21 Manteca 7,50 5,85 Queso fresco 6,13 5,12 Queso de rallar 4,60 30,19 3,86 23,04 Banana 4,93 4,11 Manzana - 5,11 Naranja 3,90 8,83 3,25 12,47 Tomate 6,42 5,37 Papa 6,60 5,52 Cebolla 2,52 2,11 Lechuga 2,16 1,81 Batata 1,58 23,18 1,32 16,13 Total 100,00 100,00

Fuente: Calculado a partir de las publicaciones utilizcadas en el o6m- puto del ICV, INDEC.

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(LUcIo RECA Y ERNESTO GABA

CUADRO 9 Estructura' del gasto en el indice do precios doe aimontcrci6n del costo do vidca (INMEC) y en el indice do precios

de sustitutos de la came vacuna (En m$n de 1960)

Indice de Rubro INDEC precios de

sustitutos

Pan y cereales 528,6 390,6 Carme vacuna 1093,9 - Came de cordero 43,0 7,05 Carrie de cerdo 23,6 19,53 Ayes 47,3 34,76 Pescado 52,5 6,99 Embutidos 131,2 46,00 Aceite 136,2 124,8 Leche y l6cteos 638,0 467,9 Fruta fresca 307,4 191,8 Fruta seca 16,2 - Verduras 394,6 248,2 Bebida sin alcohol 102,6 - Dulcos 188,0 - Az6icar 102,7 - Condimentos 37,2 - Bebidas alcoh6licas 310,5 - Otros 165,1 - Total 4.318,6 1.537,63

Fuonte: INDEC.

iCU-ADRO 10 Precios minoristtas do came vucuna (a)

Afio INDEC JNC

1950 18,91 15,22 1951 27,04 17,20 1952 38,00 22,97 1953 31,66 23,68 1954 28,19 21,98 1955 26,22 19,91 1956 20,91 15,87 1957 25,18 19,67 1958 26,52 201,38 1959 41,26 35,35 1960 45,28 34,38 1961 38,50 30,30 1962 33,93 28,61 1963 33,90 29,07 1964 41,63 36,12 1965 48,19: 40,87 1966 42,64 41,87 1967 39,98 33,64 1968 38,40' 33,21 1969 35,70 30,64 1970 42,57 36,76 1971 56,06 46,59 1972 47,59 44,83

Promedio 1950-54 28,76 20,21 Promedio 1967-71 42,54 36,17 Variaci6n porcentual

1967-71 - 1950-54 47,8 % 78,9 %

(d) Deflacionado par el IPI, on m$n do 1960 por kilogramo.

Estructuras do CUADRO 11

pondercwciones empleudcrs en el c6lculo del precio minorista de la came vacuna

(Por cientos) JNC

Rubro 'INDEC - Novilo NovilUto I Vaca Vaqullona

(1) (2) (3) (4) (5) Asado 18,2 19,6 10,2 9,8 9,7 Bifes 9,23 11,2 9,7 10,3 9,7 Carnaza 40,50 49,0 17,1 17,4 16,5 Cuadril con

hueso 10,61 11,7 1,6 1,7 1,6 Falda 5,21 6,3 3,7 3,5 3,8 Hueso con carre 1,86 2,2 4,1 4,4 3,6 Total 85,71 100,0 46,40 47,10 44,90

Notcz: A partir do 1960 el conjunto do cortes do came vacuna do la muestra del INDEC so se amplia a veinte rubros. En la columna (1) so indican las ponderaciones quo los rubros incluidos on el c6nputo deo nuestro indico do precios tienen on el indice com-putado par el INDEC, y on la columna (2) las ponderaciones efectivamento utilizadas en la construcci6n de la serie do precios do carne vacuna (fuente INDEC) mencionados en este trabajo (cuadro 10). Puede observarse quo las discrepancias entre ambos son muy poquofias, ya quo los rubros incluidos on nuestro indice abarcan ol 85,6 par ciento del total del gasto do carne vacuna considerado por el INDEC. Las coluinnas (3) a (5) muestran las pondoraciones quo para esos mismos rubros considera la Junta Nacioasal do Carmes, y quo so basan en los par ciontos do rendimionto do cada trozo referidos a la media ros vacuna. Segiin informaci6n verbal suministrada por la Junta Nacional do Carres, La ponderaci6n do cads categoria para 4l c6clculo del precio promedio so efoctuaa on base a las cantidades comercializadas par categori a y perfodo do tiempo. La Junta Nacional do Carnes tambi6n incluye el rubro teornros, quo no so consigna en esta planilla por su oscasa importancia cuantitativa. Las discropancias entre las ponderaciones empleadas por ambos organismos son sustanciales.

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Article Contentsp. [333]p. 334p. 335p. 336p. [337]p. 338p. 339p. 340p. 341p. 342p. 343p. 344p. 345p. 346

Issue Table of ContentsDesarrollo Econmico, Vol. 13, No. 50 (Jul. - Sep., 1973), pp. 243-432Front MatterLa presencia de la empresa extranjera en la industria chilena [pp. 243 - 284]Antecedentes y perspectivas de la inversin extranjera y la comercializacin de tecnologa. El caso argentino [pp. 285 - 314]La medicin emprica de la distribucin funcional del ingreso [pp. 315 - 332]Poder adquisitivo, veda y sustitutos: Un reexamen de la demanda interna de carne vacuna en la Argentina, 1950-1972 [pp. 333 - 346]Participacin social y reforma administrativa en la Argentina: Bases para una estrategia [pp. 347 - 367]Las finanzas del Virreinato del Ro de la Plata en 1790 [pp. 369 - 400]Notas y ComentariosPolticas de estabilizacin para una economa inflacionaria: Un comentario [pp. 401 - 407]Acerca de la estructura interna de la ciudad latinoamericana. Modelo general o anlisis concreto? [pp. 408 - 416]

Critica de Librosuntitled [pp. 417 - 421]untitled [pp. 421 - 425]untitled [pp. 425 - 432]

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