RESUMEN

Objetivo

Analizar las elasticidades de corto plazo y de largo plazo de la demanda de cigarrillos en El Salvador como instrumento para apoyar recomendaciones sobre aumentos de impuestos para reducir la prevalencia y el consumo vía aumento de precios.

Métodos

Se analizó la demanda de cigarrillos en El Salvador mediante un modelo econométrico de series de tiempo con una base de datos proveniente de la Dirección General de Impuestos Internos (DGII) y la Dirección General de Estadística y Censos (DIGESTYC) de El Salvador. El período de análisis fue trimestral: 2000Q1-2012T4. Se realizaron las pruebas habituales para evitar que la estimación econométrica fuera espuria. Se halló que las variables ventas en volumen, los precios reales de venta y el ingreso real per cápita estaban cointegradas de primer orden; este resultado permite utilizar un modelo de corrección de error con estimaciones de las elasticidades en el corto plazo y en el largo plazo.

Resultados

Se halló que solo las elasticidades de largo plazo son estadísticamente significativas al 5% de probabilidad. Los resultados señalan una elasticidad precio de largo plazo (cinco trimestres) de -0,9287 e ingreso de 0,9978.

Conclusiones

El nivel del valor absoluto de la elasticidad precio es algo elevada, aunque está dentro de los niveles estimados en otros estudios en los países de menores ingresos per cápita. Un aumento del impuesto de un monto base de USD (dólares estadounidenses) 1,04 por cajetilla de 20 cigarrillos a USD 1,66 en un período de tres años reduciría la demanda entre 20% y 31% y aumentaría los ingresos fiscales entre 9% y 22%.

Palabras clave
Uso de tabaco; economía de la salud; El Salvador

ABSTRACT

Objective

Analyze short- and long-term elasticities of demand for cigarettes in El Salvador as a tool for supporting recommendations on tax increases to reduce prevalence and consumption through price increases.

Methods

Demand for cigarettes in El Salvador was analyzed through an econometric time-series model using a database from El Salvador’s General Directorate of Internal Taxes (DGII) and the General Directorate of Statistics and Census (DIGESTYC). The analysis period was quarterly: 2000Q1-2012Q4. The usual tests were done to prevent a spurious econometric estimation. It was found that the variables volume sales, actual sale prices, and actual per capita income exhibited first-order cointegration; this result makes it possible to use an error correction model with short- and long-term elasticity estimates.

Results

Only long-term elasticities were found to be statistically significant to 5%. Results show long-term price elasticity (5 quarters) of –0.9287 and income price elasticity of 0.9978.

Conclusions

Absolute price elasticity is somewhat high, although it is within the levels estimated in other studies in low per-capita income countries. A tax increase from a base amount of US$1.04 per pack of 20 cigarettes to US$1.66 within three years would reduce demand by 20% to 31% and would increase tax revenues by 9% to 22%.

Key words
Tobacco use; health economics; El Salvador

Hasta octubre de 2014, El Salvador era el único país en América Central y uno de los pocos en el mundo que no había ratificado el Convenio Marco para el Control del Tabaco (CMCT), a pesar de haberlo firmado el 18 de marzo del 2004. Si bien aprobó una ley de control del tabaco el 23 de junio de 2011, el aumento de impuestos y precios nunca formó parte de las estrategias de control del tabaco. Esta estrategia ha sido considerada desde hace años como esencial y la más costo-efectiva en este combate, como lo ha reconocido la Organización Mundial de la Salud (¹1 World Health Organization (WHO). Technical Manual on Tobacco Tax Administration. WHO Press, Geneva. Organización Mundial de la Salud, 2010.).

Una política fiscal sobre los cigarrillos debe descansar en una estimación de la demanda que El Salvador no tiene y que ya existe en casi todos los países de la región.

El presente estudio de demanda se orienta a cubrir ese déficit. Al efecto de estimar la demanda de cigarrillos en El Salvador, se siguieron como enfoques los pasos metodológicos actualizados y estudios recientes en la región (²2 Guindon E, Paraje G, Chaloupka F. Impact of Prices and Taxes on the Use of Tobacco Products in Latin America and the Caribbean. American Journal of Public Health. 2015;105(3). Disponible en: http://www.ncbi.nlm.nih.gov/pmc/issues/249485/ Acceso el 16 de mayo de 2016.
http://www.ncbi.nlm.nih.gov/pmc/issues/2... , ³3 Ramos-Carbajales A, Clemente A, González-Rozada, M. Impuestos al tabaco y políticas de control del tabaco para México, Brasil y Uruguay. Resultados para Uruguay. México D.F: Fundación InterAmericana del Corazón, 2013. Disponible en: http://ficmexico.org/wp-content/uploads/2014/08/uruguay_web.pdf Acceso el 16 de mayo de 2016.
http://ficmexico.org/wp-content/uploads/... ).

La demanda de cigarrillos suele tener una elasticidad precio menor a 1 en valor absoluto, lo que indica que se trata de un bien con una rigidez relativa en la demanda frente a variaciones de precios: la demanda cae como resultado de ser un bien normal, pero menos que proporcionalmente al aumento de precio. Esta característica es uno de los pilares en los que se sustenta una política de aumento de precios e impuestos, ya que el doble efecto de un aumento de precios vía impuestos es el de reducir el consumo y aumentar la recaudación fiscal.

El aumento de los ingresos de los fumadores determina mayor consumo y, por lo tanto, la elasticidad ingreso es de signo positivo; en la mayoría de los estudios se ubica cerca de 1. Esto significa que es un bien normal respecto del ingreso.

Básicamente, las elasticidades pueden estimarse en un modelo econométrico de corte transversal (por ejemplo, mediante datos de una encuesta de prevalencia y consumo con datos de fumadores y no fumadores) o un modelo de demanda agregada donde la variable del consumo son las ventas de cigarrillos.

MATERIALES Y MÉTODOS

En el caso de El Salvador, se trabajó solo con un modelo de demanda agregada a través de una serie de tiempo. El periodo de análisis fue trimestral a partir de 2000Q1 (primer trimestre de 2000) hasta 2012Q4 (cuarto trimestre de 2012) inclusive, datos de ventas entregados por la Dirección General de Impuestos Internos (DGII). Los datos fundamentales son los de los precios de los cigarrillos, el volumen de las ventas y el ingreso de los fumadores. La variable de los precios reales fue obtenida a partir de datos de precios nominales entregados por la DIGESTYC y deflactados por el índice de precios del consumo. La cantidad demandada (aproximada por el volumen de las ventas) se calculó a partir de datos de la DGII sobre el valor de las ventas, que fueron deflactados por el índice de precios de los cigarrillos para obtener un índice de volumen de ventas, el que se trimestralizó. El ingreso real se calculó como la suma del producto interno bruto (PIB) trimestralizado por el Banco Central. Los autores agregaron las remesas provenientes del exterior (de la misma fuente), que en el caso de El Salvador son muy importantes.

En las figuras 1 y 2 se analiza la evolución de estas tres variables principales.

La evolución del precio real de los cigarrillos y la cantidad demandada mantienen una relación inversa, como suele suceder en los estudios de demanda. Se observa también una fuerte caída de las ventas al final del período.

La serie del ingreso real de la población salvadoreña en la figura 2 muestra una caída y posterior recuperación en 2009 (⁴4 Ministerio de Hacienda de El Salvador. Efectos de la Crisis y Medidas Implementadas para Enfrentarla. Boletín Presupuestario. 2011(1). Disponible en: http://www.transparenciafiscal.gob.sv/downloads/pdf/DC4333_Boletin_Presupuestario_Enero-Marzo_2011.pdf Acceso el 16 de mayo de 2016.
http://www.transparenciafiscal.gob.sv/do... , ⁵5 Banco Mundial. El Salvador: panorama general. Disponible en: http://www.bancomundial.org/es/country/elsalvador/overview Acceso el 16 de mayo de 2016.
http://www.bancomundial.org/es/country/e... ). La crisis financiera de 2008 en Estados Unidos golpeó a la economía salvadoreña en varios sentidos, con una disminución de las exportaciones y, por lo tanto, del ingreso de exportadores. Esto causó desocupación y más emigración, así como disminución de remesas familiares. Ante la caída de las ventas, las tabacaleras tendieron a aumentar mucho el precio real (como se observa en la figura 1), tal vez para compensar, a través del precio mayorista, la menor demanda por caída del ingreso real.

Definición de las variables del estudio econométrico

Volventas_sapc

Son las ventas en volumen de cigarrillos desestacionalizadas, trimestralizadas y llevada a valores per cápita usando proyecciones de población mayor de 15 años de la Dirección General de Estadística y Censos (DIGESTYC). Es un índice base dic 2009 = 100 . Es la variable dependiente, es un proxy del consumo per cápita de cigarrillos.

Realpricetrim

Es el cociente de la serie de precios de los cigarrillos entregada por la DIGESTYC y el índice de precios al consumidor (IPC). Los precios de los cigarrillos resultan de una base de precios de mercado recogida por la DIGESTYC para el lPC en 1992 y 2009.

Ynbreal_sapc

Se define como una serie trimestral estimada del ingreso nacional bruto disponible a precios constantes. Su construcción se hizo a partir del PIB trimestralizado del Banco Central de Reserva de El Salvador, al cual se agregaron las remesas provenientes del exterior (principalmente de emigrantes a sus familias en El Salvador, dato también del Banco Central de Reserva), que constituyeron alrededor del 10% del PIB. La serie se desestacionalizó y se estimaron valores per cápita, así se generó la variable Ynbreal_sapc.

Dadas las caracteristias observadas en las figuras 1 y 2, se trató como valores extremos (outliers) a los trimestres finales (también a los iniciales de la serie) mediante la creación de la variable ficticia “dum-outliers”).

Para reflejar la recuperación del ingreso real a partir de 2008 se utiliza una variable binaria (igual a uno desde 2008 en adelante).

Definición del modelo econométrico

El modelo se focaliza en la relación en el largo plazo y en el corto plazo que define la demanda de cigarrillos como resultado de los cambios en el precio e ingresos reales.

Se usó el contraste de Dickey-Fuller aumentado (ADF) para evaluar la estacionariedad de cada serie (⁶6 Dickey DA, Fuller WA. Distribution of the Estimators for Autoregressive Time Series with a Unit Root. J Amer Statistic Assoc. 1979;74(366):427–31.). El resultado para las variables ventas desestacionalizadas (volventas_sa), precio real (realpricetrim) e ingreso real (ynbreal) es de que todas son no estacionarias y siguen un proceso estocástico integrado de primer orden.

El resultado del análisis de ADF solo para ynbreal_sapc fue de -1,68, pero para las otras variables es igual. El valor del estadístico de contraste -1,68 no es superado por los valores críticos usuales (5%); por lo tanto, no se rechaza que la variable tiene una raíz unitaria, lo que equivale a decir que es I(¹1 World Health Organization (WHO). Technical Manual on Tobacco Tax Administration. WHO Press, Geneva. Organización Mundial de la Salud, 2010.) (integrada de primer orden).

Como resultado, las variables, individualmente, son no-estacionarias y contienen una tendencia estocástica.

La variable ingreso real (ynbreal) presenta un caso especial por posible cambio estructural a partir del segundo trimestre de 2008. Por eso se utiliza el contraste de Perron (1989) (⁷7 Perron, P.The Great Crash, the Oil Price Shock, and the Unit Root Hypothesis. Econometrica. 1989;57(6):1361-401.), que acepta la hipótesis nula de raíz unitaria en presencia de cambio de estructura en la serie.

De esta forma, se confirma que las tres variables son I(¹1 World Health Organization (WHO). Technical Manual on Tobacco Tax Administration. WHO Press, Geneva. Organización Mundial de la Salud, 2010.) y, por lo tanto, se debe evaluar si están cointegradas. Con dicho fin se usó el test de la traza de Johansen (⁸8 Johansen S. Estimation and Hypothesis Testing of Cointegration Vectors in Gaussian Vector Autoregressive Models. Econometrica. 1991;59(6):1551-80.) cuyo resultado se presenta en el cuadro 1. Se acepta la hipótesis nula de una relación de cointegración entre las variables; por lo tanto, la función de demanda de cigarrillos puede especificarse mediante un modelo de corrección de errores.

Dada la característica de trayectorias aleatorias I(¹1 World Health Organization (WHO). Technical Manual on Tobacco Tax Administration. WHO Press, Geneva. Organización Mundial de la Salud, 2010.) de las variables del modelo, y que están cointegradas, en el corto plazo la mejor predicción de dicha trayectoria la constituye el valor de la variable en un momento inmediatamente anterior más su tasa promedio de crecimiento, lo que agrega un componente aleatorio.

Por tanto, las diferencias entre dos valores consecutivos en el tiempo de las variables se plantean como:

donde δ es la diferencia finita de orden uno, que determina cuál es el cambio en c (p, y) entre t-1 y t, η_1,t (η₂, t, η_3,t) es un proceso estacionario de media cero y g_c (g_p, g_y1, g_y2) es la tasa de crecimiento promedio del consumo de cigarrillos (precio e ingreso, respectivamente). D es una variable binaria que adopta el valor unitario a partir del segundo trimestre de 2008.

La relación entre estas tres variables determina que en equilibrio las tres tasas de crecimiento sean iguales.

Las variables están cointegradas, por lo que esta función representa la relación de equilibrio de largo plazo entre las variables medidas en logaritmos naturales:

donde c_t es el logaritmo natural del consumo de cigarrillos (aproximado por las ventas desestacionalizadas per cápita, volventas_sapc), p_t es el logaritmo natural del índice de precio de venta real de los cigarrillos (representado por la variable realpricetrim), yt es el logaritmo natural del ingreso real per cápita de la población (ynbreal_sapc) en el período t: k_i, λ₁ y λ₂ son parámetros a estimar y u_t es un error estacionario con media cero.

λ₁ y λ₂ son las elasticidades de largo plazo a estimar con respecto al precio y al ingreso real respectivamente, de la demanda de cigarrillos. En el corto plazo, las variables podrían no estar en su sendero de equilibrio.

Se parte de un modelo general con r trimestres de rezago para la dinámica del corto plazo:

donde, δ, α, β, γ, αj*, β₀, βj*, γ₀, γj* y κi*, son los parámetros del modelo y e_t es un término de error estacionario. En este modelo, la dinámica del consumo a través de la diferencia en un período t frente al anterior se explica por dos componentes. El primero es la diferencia entre el consumo en el período anterior y la relación de equilibrio (el término entre llaves) y está afectado por un coeficiente que puede ser positivo o negativo.

El término entre llaves es igual a u_t-1; por lo tanto, para que las variables se encuentren en equilibrio en el largo plazo u_t-1 debe ser igual a 0.

Todos los demás componentes en primeras diferencias son los efectos de corto plazo en el cambio de las variables.

RESULTADOS

En el cuadro 2 se muestra el resultado de la estimación de las elasticidades de largo plazo. Se observa que el modelo responde a los datos en forma adecuada, la relación de largo plazo determina una estimación estadísticamente significativa al 5% de significación de la elasticidad precio de -0,9287. Este es un valor mayor en valor absoluto a lo estimado en otros países de la región América Latina, donde la mayoría de las estimaciones son menores a 0,5 (²2 Guindon E, Paraje G, Chaloupka F. Impact of Prices and Taxes on the Use of Tobacco Products in Latin America and the Caribbean. American Journal of Public Health. 2015;105(3). Disponible en: http://www.ncbi.nlm.nih.gov/pmc/issues/249485/ Acceso el 16 de mayo de 2016.
http://www.ncbi.nlm.nih.gov/pmc/issues/2... ). La elasticidad ingreso es también estadísticamente significativa al 5% y estimada en 0,9978. Este valor estimado es mayor a lo observado en la mayoría de los estudios en la región donde las estimaciones se centran en 0,5, aunque fuera de la región hay una fuerte varianza en los resultados (⁹9 International Agency for Research on Cancer (IARC). Effectiveness of Tax and Price Policies for Tobacco Control. En: Handbooks of Cancer Prevention. Tobacco Control. Lyon: IARC; 2011. Disponible en: http://www.iarc.fr/en/publications/pdfs-online/prev/handbook14/ Acceso el 16 de mayo de 2016.
http://www.iarc.fr/en/publications/pdfs-... ).

Las elasticidades de corto plazo se muestran en el cuadro 3 son no significativas, lo que indica que, dado que el rezago en niveles es de 5, el equilibrio de largo plazo frente a un cambio en el precio real y el ingreso se alcanza en 5 trimestres. Este resultado es similar al de otros países de la región como Argentina (⁴4 Ministerio de Hacienda de El Salvador. Efectos de la Crisis y Medidas Implementadas para Enfrentarla. Boletín Presupuestario. 2011(1). Disponible en: http://www.transparenciafiscal.gob.sv/downloads/pdf/DC4333_Boletin_Presupuestario_Enero-Marzo_2011.pdf Acceso el 16 de mayo de 2016.
http://www.transparenciafiscal.gob.sv/do... ), Perú (¹⁰10 Gonzalez-Rozada M, Ramos-Carbajales A. Implications of raising cigarette excise taxes in Peru. Rev Panam Salud Publica. 2016; XX(X):XXX-XX., ¹¹11 Ramos-Carbajales A, González-Rozada M, Vallarino H. Tributación sobre los productos del tabaco: panorama general y propuesta de reforma. Lima: Comisión Nacional Permanente de Lucha Antitabáquica (COLAT); 2014.) y Uruguay (³3 Ramos-Carbajales A, Clemente A, González-Rozada, M. Impuestos al tabaco y políticas de control del tabaco para México, Brasil y Uruguay. Resultados para Uruguay. México D.F: Fundación InterAmericana del Corazón, 2013. Disponible en: http://ficmexico.org/wp-content/uploads/2014/08/uruguay_web.pdf Acceso el 16 de mayo de 2016.
http://ficmexico.org/wp-content/uploads/... , ⁷7 Perron, P.The Great Crash, the Oil Price Shock, and the Unit Root Hypothesis. Econometrica. 1989;57(6):1361-401.).

Simulación de una política de impuestos sobre la base de las estimaciones efectuadas

En El Salvador, los cigarrillos y productos del tabaco en general han estado gravados por impuestos selectivos (impuesto sobre los productos de tabaco, IPT) y generales (del tipo del impuesto al valor agregado, IVA) desde hace muchos años. En 2012, año tomado como base, se aplicaba un impuesto selectivo a los productos de tabaco (IPT) de tipo mixto, compuesto por un componente ad valorem con una alícuota del 39% sobre el precio de venta al público (PVP) (la base imponible excluía el IVA y el propio impuesto) que implicaba 24,83% del PVP; un componente específico de USD 0,45 por cada cajetilla de 20 cigarrillos que explicaba 18,99% del PVP; y un IVA del 13 % que implicaba un 11% del mismo. La columna 1 del cuadro 4 establece la composición del PVP de la marca mas vendida en dólares corrientes de acuerdo a dichos porcentajes comentados, cuya incidencia porcentual sobre el PVP se presenta en la columna 2.

Se formulan dos hipótesis sobre la base de un impuesto específico, como recomienda hoy en día la OMS (¹²12 World Health Organization (WHO). Framework Convention on Tobacco Control (FCTC). Convention of the Parties. Guidelines for the application of art. No. 6. Sixth session Moscow, Russian Federation, 13-18 October 2014. Disponible en: http://www.who.int/fctc/treaty_instruments/Guidelines_Article_6_English.pdf?ua=1 Acceso el 16 de mayo de 2016.
http://www.who.int/fctc/treaty_instrumen... ), según las posibles estrategias opuestas de las tabacaleras eimportadoras con sus precios mayoristas y con los márgenes en la distribución y venta al detalle que ellas controlan.

La propuesta que se simula es subir el IPT de un nivel de (0,45 + 0,59) = USD 1,04 por cajetilla de 20 cigarrillos en el año base a USD 1,66 en el año 3 (aumento de 60% de punta a punta).

El sistema de ecuaciones de formación del PVP tiene dos grados de libertad:

donde tabac son las tabacaleras. Dada la tasa del IVA y al fijar una proyección a 3 años para el IPT, el PVP depende de las tabacaleras. Las estrategias opuestas serían transferir al precio final al consumo (PVP) el impuesto sin modificar el precio mayorista y demás márgenes en la venta o subirlo hasta compensar respecto de la utilidad bruta la caída del volumen de las ventas. Por supuesto, también serían alternativas válidas todas las intermedias entre estas dos hipótesis. Estas hipótesis opuestas se analizan en los cuadros 4 y 5.

Con estos aumentos de impuestos y en esta primera hipótesis, la caída de las ventas = consumo sería de 20% en 3 años y la recaudación fiscal aumentaría 22%.

Se simula a continuación la segunda hipótesis, que considera que las tabacaleras e importadoras subirían los precios mayoristas y márgenes de distribución hasta compensar en términos de valor la caída de las ventas en volumen. Se ha comprobado la eficacia de esta estrategia en Uruguay (⁷7 Perron, P.The Great Crash, the Oil Price Shock, and the Unit Root Hypothesis. Econometrica. 1989;57(6):1361-401.).

En esta segunda hipótesis (cuadro 5), en el año 3 la reducción de las ventas = consumo sería de 31% y el aumento de la recaudación fiscal, de 9%.

DISCUSIÓN

Se puede concluir considerando ambas hipótesis, que el consumo se reduciría entre 20% y 31% en tres años y que la recaudación fiscal subiría entre 9% y 22% según las hipótesis manejadas de aumentos de impuestos y reacción de las tabacaleras a dicho aumento.

De acuerdo a la simulación efectuada, los PVP de los cigarrillos de la marca más vendida variarían entre USD 3,08 y 3,60 en el año 3 y la presión fiscal total sobre los niveles de PVP entre 57,6% y 65,4%.

De haberse implementado estas políticas en El Salvador en el año 2012, hubieran dado como resultado en 3 años un PVP de la marca más vendida similar al de Costa Rica (USD 2,70), cercano al de Uruguay (USD 3,51) pero algo menor que en Panamá (USD 3,73) y Chile (USD 3,74). Respecto de la presión fiscal total sobre el PVP, se ubicaría en un nivel similar al de Panamá (56,5%) algo menor que en Uruguay (68,5%) y bastante menor que el de Costa Rica (71,5%) y en particular, al de Chile (81%) (¹³13 World Health Organization report on the global tobacco epidemic 2013. National taxes and retail price for a pack of 20 cigarettes, 2012. Disponible en: http://www.who.int/tobacco/global_report/2013/appendix_ix_table_9_1.pdf?ua=1 Acceso el 16 de mayo de 2016.
http://www.who.int/tobacco/global_report... ).

El hecho de no disponer de precios promedio de los cigarrillos podría ser una limitante para la simulación efectuada de aumento del IPT, aunque la marca más vendida usada en el análisis se ubicaba, en 2012, en un nivel de precios intermedio entre la más barata y la más cara.

Por último, cabe destacar que una política sustentable en materia de presión fiscal a los cigarrillos no se debería agotar en tres años.

Asimismo, el modelo de demanda agregada utilizado aquí no permite visualizar el impacto de aumentos de impuestos y precios sobre los distintos grupos socio-económicos. Esto debería realizarse en futuros trabajos de investigación a partir de bases de datos de encuestas de prevalencia y consumo específicas.

Financiamiento

Los autores agradecen al International Development Research Center (IDRC) de Canadá a través del Proyecto “Raising tobacco taxes in selected countries of Central America” IDRC 106841-001.

Agradecimientos

Los autores agradecen el apoyo recibido en El Salvador de Liliana Choto, Verónica Villalta y Luis Morera

Conflictos de interés

Ninguno declarado por los autores.

Declaración

Las opiniones expresadas en este manuscrito son responsabilidad del autor y no reflejan necesariamente los criterios ni la política de la RPSP/ PAJPH y/o de la OPS.

REFERENCIAS

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