Incidencia del impuesto al valor agregado en los precios en Colombia
Resumen:

Este artículo estima empíricamente el efecto que el impuesto al valor agregado (IVA) tiene en los precios al consumidor. La estrategia de estimación aprovecha la frecuencia de las reformas tributarias en Colombia, que generan abundante variación en las series de tiempo del IVA. La identificación de los efectos del IVA en los precios se realiza utilizando series del índice de precios al consumidor (IPC) calculadas por el Departamento Administrativo Nacional de Estadística. Las estimaciones indican que en Colombia la incidencia del IVA en el precio es, a nivel nacional, cercana a uno. El estudio también encuentra que la incidencia promedio es menor cuando se toman bienes individuales, sin ponderar por su importancia en la canasta de consumo, y controlando por la posibilidad que los mismos productos tengan características no observables distintas para cada ciudad. Este resultado resalta la heterogeneidad en la incidencia del impuesto por medio de los mercados.

Abstract:

This paper empirically estimates the pass-through of the value-added tax (VAT) on Colombian consumer prices. The identification strategy uses the consumer price index and takes advantage of the relatively frequent tax reforms that have taken place recently in Colombia. The results suggest that the pass-through for the consumer basket is about one at the national level. We also consider a specification where the goods are treated individually (hence not taking in to account their weight in the consumer basket), and where we control for unobservable city characteristics. The results in this case show a lower average pass-through and bring to the fore the heterogeneity of the VAT incidence across markets.

Palabras clave:
    • impuesto al valor agregado;
    • incidencia tributaria;
    • impuestos al consumo.

Introducción

En Colombia la frecuencia de las reformas tributarias es al mismo tiempo una oportunidad y una dificultad para la investigación de temas tributarios. Por un lado, se dispone de abundante variación en las series de tiempo de tasas de impuestos; por otro, es difícil establecer si los efectos que se detectan en el comportamiento de los contribuyentes son efectos de corto o largo plazos. Explotando el caso colombiano, este trabajo se centra en estimar el efecto que el impuesto al valor agregado (IVA) tiene en los precios al consumidor.

La identificación de los efectos del IVA en los precios se realiza utilizando series del índice de precios al consumidor (IPC) calculadas por el Departamento Administrativo Nacional de Estadística (DANE), el organismo colombiano de estadísticas. Estas estimaciones, sin embargo, presentan dos complicaciones potenciales. Por una parte, el DANE modificó la metodología del cálculo del IPC en 1998. Aunque se dispone de series mensuales, no hay series lo suficientemente desagregadas antes de diciembre de 1998, y las disponibles actualmente no consideran el producto. El uso de índices de precios en vez de precios de bienes exige una interpretación cuidadosa de los resultados. La segunda complicación estriba en que el IVA en Colombia es un impuesto de carácter nacional: no hay variación entre regiones. Este documento utiliza la variación del IVA a lo largo del tiempo y de agregaciones de productos, así como la variación en la composición de la canasta familiar por ciudades, para estimar los efectos del impuesto en los precios.

Este trabajo utiliza información mensual, por ciudad cuando es posible, que va desde diciembre de 1998 a septiembre de 2006. Las estimaciones se obtienen a partir de un modelo en el que los precios dependen de una serie de controles y el IVA correspondiente. Los resultados muestran que en Colombia el aumento de un punto porcentual en el IVA corresponde a un incremento similar en los precios de los bienes en la canasta. Además, la evidencia sugiere que el efecto es diferente según el tipo de bienes que se trate.

El artículo consta de seis secciones. La sección I analiza algunos aspectos técnicos y teóricos del IVA, mientras que la sección II muestra la importancia del IVA en el sistema tributario colombiano, así como la evolución del mismo desde su creación. Las secciones III y IV presentan y describen los datos con los cuales se va a trabajar. La sección V muestra las diferentes opciones metodológicas para estimar el efecto del IVA en precios, y presenta el modelo cuyos resultados se ofrecen en la sección VI. A final se presenta las conclusiones del trabajo.

I. Aspectos teóricos del IVA

1. Implementación del IVA

El IVA es un tipo de impuesto al consumo creado para gravar los bienes finales sin tener que identificar el momento en la cadena productiva en que se llega a ellos. El objetivo es gravar solamente el valor agregado en cada etapa productiva. Para comprender su funcionamiento supóngase que un bien se produce en dos etapas, y que el valor agregado es v1 en la primera etapa y v2 en la segunda. En mercados competitivos y sin impuestos, el precio final del bien sería v1 + v2. Si en cambio se grava el valor agregado en cada etapa a tasas uniformes, el precio al consumidor sería

que es equivalente a un impuesto a las ventas del bien final. La manera directa de aplicar este gravamen requiere entonces determinar el valor agregado en cada momento de la cadena; este se denomina IVA de tipo sustracción.1

En contraste, en Colombia se utiliza el IVA con crédito por recibos, que calcula el impuesto por pagar con base en el valor total de la venta, y después descuenta los impuestos pagados en etapas anteriores de la producción. En su versión ideal, el segundo productor en la cadena observa el precio q1 de su insumo (inclusive del impuesto tv1 que registran los recibos) y sustrae el impuesto que ya se había pagado, lo que halla el valor agregado hasta la etapa anterior,

Posteriormente el productor le aña de su propio valor agregado v2 y calcula el impuesto por pagar

De esta manera el precio final (que incluye el impuesto) es

En Colombia el artículo 447 del Estatuto Tributario estipula que la base gravable del IVA es "el valor total de la operación". Según se analiza de manera pormenorizada en Jaramillo y Tovar (2007), es posible entonces que el vendedor transfiere el IVA al comprador como si fuera costo de insumos, creando una cascada tributaria. El precio final del bien es entonces (v1 + v2) (1 + t) + v1(1 + t) t.

2. Tasas diferenciales de IVA

La sección anterior supuso tasas de IVA constantes a lo largo de la cadena productiva, pero en general la teoría tributaria del consumo requiere tasas diferenciales para los bienes. Las tasas diferenciales no complican el cálculo de los impuestos en las etapas anteriores en el IVA con créditos. Dado que se lleva la contabilidad del total pagado, y no de los costos por insumos individuales, basta con sumar los recibos, sin importar las tasas correspondientes. Sin embargo, las tasas diferenciales tienen efectos en la recaudación del gravamen y en quien recibe los créditos. En la medida en que los mercados sean imperfectos, quien recibe los créditos también tiene efectos en la incidencia del impuesto.

Aun en la hipótesis de mercados competitivos, las tasas diferencia les de tributación entre bienes pueden generar tasas finales efectivas diferentes entre ellos, dependiendo de las tasas a que tributen las etapas intermedias de producción. De particular relevancia en el caso colombiano es el efecto de no gravar algunos bienes, lo que se puede lograr de dos maneras: asignando una tasa 0 al bien (bien exento), o excluyéndolo de la base (bien excluido). Los efectos de estas dos maneras de proceder son diferentes y dependen de si el bien favorecido es intermedio o final, como se observa en el cuadro 1.

Opciones de exención para IVA con créditos (mercados perfectos)

En general, la decisión de utilizar tasas 0 y no excluir bienes tiene la ventaja de que mantiene la integridad de la cadena del IVA y evita cascadas tributarias. Sin embargo, la decisión de excluir bienes evita también que el contribuyente incurra en costos administrativos de cumplimiento, que pueden ser altos. Esta consideración sugiere que la exclusión es una opción útil en los bienes finales, pero que en los bienes intermedios puede ser mejor utilizar tasas 0.2

Finalmente, hay que advertir que desde el punto de vista de la administración tributaria el IVA suele considerarse un impuesto eficiente, en el sentido de que su capacidad de recaudación es alta. Rutherford et al (2006) lo ubican como el más eficiente de los vehículos tributarios del gobierno colombiano. Sin embargo, las pruebas internacionales son menos concluyentes al respecto. Keen et al (2002) evalúan la introducción del IVA en diferentes países, y muestran que en algunas situaciones en que el IVA ha remplazado otros impuestos, la recaudación ha subido, en tanto que en otras ha bajado.

En términos administrativos, una de las ventajas que aducen los defensores del IVA con créditos es que genera incentivos para informar, y que es por tanto más sólido frente a la evasión que el IVA por sus tracción o los impuestos a las ventas. Además, el IVA, al re partir el ingreso del gobierno entre las distintas etapas de la producción, reduce las perdidas por evasión (Zee, 1995).

3. Evidencia empírica de la incidencia del IVA

Las predicciones de la teoría de la incidencia del IVA son ambiguas, como se analiza líneas abajo, dependiendo de la estructura de mercado y de si hay economías de escala. En consecuencia, la cuestión es esencialmente empírica. Resulta entonces sorprendente que la bibliografía empírica de la incidencia del IVA en los precios sea relativamente escasa.

La información ideal para establecer la incidencia del IVA en los precios consistiría en un censo en el que se detallaran las cantidades y los precios paga dos por los hogares al comprar bienes. Esto permitiría analizar no sólo el efecto de impuestos en los precios, sino también en la decisión de consumo de los consumidores. Sin embargo, en la práctica es imposible plantear un censo de estas características y la mejor aproximación son las encuestas de ingresos y gastos. En Colombia el DANE ha realizado la denomina da encuesta de ingresos y gastos (similar a la Consumer Expenditure Survey de los Estados Unidos), la última de las cuales se hizo entre marzo de 1994 y febrero de 1995. La riqueza de esta información permite realizar simulaciones de los efectos tributarios en el consumo.3

En el caso colombiano Ávila y Cruz (2006) utilizan datos de la Encuesta de Calidad de Vida de 2003 y la Encuesta de Ingresos y Gastos de los Hogares de 1994 para intentar establecer la incidencia del IVA en desigualdad del ingreso, y concluyen que el efecto es pequeño. Sin embargo, no investigan los efectos de manera directa por medio de precios de bienes, si no por el gasto total (agregado por decil de ingreso) en distintos rubros de bienes y servicios. El valor del gasto se compara entonces con la recaudación de IVA por esos conceptos.

Otro tipo de modelo, basado en los modelos teóricos de beneficios sociales netos, son los de equilibrio general computable. El problema de estos modelos es la sensibilidad a la elección de los parámetros de calibración, así como la confiabilidad en la elección de los mismos. Además, son poco indicados para establecer magnitudes absolutas confiable y, por construcción, son incapaces de identificar imperfecciones en los mercados y efectos de precios por medio de la evasión. Para Colombia, Rutherford et al (2006) utilizan un modelo de equilibrio general computable (EGC) para examinar el efecto en equidad de varios impuestos, entre ellos el IVA, y encuentran que éste, si bien es la manera más eficiente de aumentar permanentemente la recaudación, tiene efectos altamente regresivos.4

En esencia tanto los modelos EGC como los basados en métodos estadísticos tradicionales requieren estimar un sistema de demanda, para lo cual es necesario disponer de información de cantidades y precios. En la medida que ambas variables estén ausentes, la utilización de estos modelos se hace impracticable. Esta información no es explícita en las encuestas de ingresos y gastos pero es posible inferirla. La última encuesta de ingresos y gastos data de hace más de diez años, así que utilizar la para inferir la incidencia del IVA en los precios (y el consumo) no es una opción razonable, dados los cambios significativos que ha tenido la economía colombiana en ese periodo.5

En vista de la carencia de una base con información reciente de precios y cantidades, este estudio la sustituye utilizando la información de precios existentes, aplican do la metodología basada en Poterba (1996) y Besley y Rosen (1998). Estos artículos realizan sendas estimaciones del efecto del impuesto a las ventas en los Estados Unidos. La diferencia principal entre ambos documentos radica en la información que utilizaron. Poterba (1996) utilizó información trimestral de precios e impuestos a las ventas en ocho áreas metropolitanas de los Estados Unidos para tres bienes durante el periodo 1947-1997. Besley y Rosen (1998) argumentan que la información utilizada por Poterba aún es demasiado agregada. Por tanto, utilizan información de bienes específicos -huevos o ropa interior para niños, entre otros- en 155 ciudades, también de los Estados Unidos. Cabe resaltar que ambos casos explotan de manera decisiva el hecho que en los Estados Unidos la tasa impositiva varía a través de regiones. Nosotros utilizamos la variación temporal de las tasas y la espacial en la composición de la canasta de consumo.

En resumen, la evidencia empírica de la incidencia de los tributos no es concluyente. Dependiendo del estudio, la incidencia del precio final es mayor que 1 -overshifting (Besley y Rosen, 1998; Poterba, 1996) -, igual a 1 (Besley y Rosen, 1998; Poterba, 1996) o menor que 1.6 La heterogeneidad -tan to geográfica como entre productos- de las pautas de incidencia es tal vez la única constante en la evidencia.

II. El IVA en las reformas tributarias

En Colombia la historia del IVA se remonta a 1989, cuando se expidió el decreto 624 o Estatuto Tributario, que ha sido modificado varias veces a lo largo de sus 17 años de historia. Las reformas de interés para el desarrollo de este trabajo son aquellas en las cuales se ha modificado de alguna forma la tarifa general del IVA, los bienes exentos y excluidos del tributo o las tarifas diferenciales para algunos bienes. Dichas reformas se han realizado en 1990, 1992, 1995, 1998, 2000, 2002, 2003 y 2006. La muestra con la que trabajamos permite aprovechar las de 2000, 2002 y 2003. En el cuadro 2 aparece la evolución de la recaudación desde 1990 hasta 2005, en la que la del último año es casi 30 veces mayor que la de 1990. Además, se observa que históricamente la participación del IVA en la recaudación de la DIAN ha sido en promedio de 28 por ciento.

Recaudación del IVA, recaudación total de la DIAN y participación

Fuente: DIAN-DANE del autor.

a

Preeliminar.

También se advierte que la participación del IVA como proporción del PIB ha crecido a lo largo de los pasados 15 años. Partiendo de una base de 1.71% en 1990, el IVA ha llegado a representar el 4.26% en 2005.

El cuadro 3 muestra la evolución de la tarifa general, la cual aumentó de 10% en 1989 a 16% en 2000; este último valor es el que rige en la actualidad. La reforma tributaria proyectada por el gobierno propone mantener la tarifa general de 16%. Esto contrasta con valores observados en otros países como Bélgica donde fluctúa entre 21 y 27% o Islandia donde es de 24.5%. Otros países como Taiwán y Tailandia tienen porcentajes bajos, 5 y 7 respectivamente.

Reformas tributarias y tarifa general del IVA (Porcentaje)

Fuentes: Decreto 624 de 1989, Ley 49 de 1990, Ley 6 de 1992, Ley 223 de 1995, Ley 448 de 1998, Ley 633 de 2000, Ley 788 de 202, Ley 863 de 2003 y Gaceta del Congreso núm. 663.

En Colombia la tendencia de las diferentes reformas ha sido reducir la cantidad de bienes declarados exentos o excluidos. El cuadro 4 muestra la cantidad de bienes exentos, excluidos y con tarifa diferencial en cada una de las reformas. Finalmente, en el cuadro A1 del apéndice se presenta en detalle los cambios introducidos en cada una de las reformas tributarias.

Bienes exentos, excluidos y con tarifa diferencial

Fuente: Decreto 624 de 1989, Ley 49 de 1990, Ley 6 de 1992, Ley 223 1995, Ley 448 de 1998, Ley 633 de 2000, Ley 788 de 2002, Ley 863 de 2003 y Gaceta del Congreso núm. 663. a Bienes con diferencial mayor son aquellos cuyo IVA está por encima de la tasa general. Análogamente, bienes con diferencial menor son aquellos cuya tasa está por debajo de la general.

III. Datos

El análisis se basa en series de precios. Las fuentes principales son por tanto el IPC originado en el DANE y el índice de precios al productor (IPP) originado en el Banco de la República. Estos indicadores, de periodicidad mensual, presentan una serie de limitaciones, en las que la más importante es que en dos cambios metodológicos son difíciles de obtener series desagregadas desde más allá de diciembre de 1998. El problema que esto genera es que desde esa fecha la tarifa general del IVA se ha modifica do únicamente una vez, en 2000, y las tarifas diferencia les dos, en 2002 y 2003. Las estimaciones econométricas aprovechan por tanto la variación transversal, tanto entre precios por productos como en la composición del gasto por ciudades.

1. Índice de precios al consumidor (IPC)7

El efecto del IVA se estudia determinando cambios en la serie de precios ante variaciones en la tarifa del mismo. En Colombia el DANE es el encargado de registrar el IPC. Este es un índice de Laspeyres de ponderaciones fijas, es decir busca establecer el cambio en el ingreso necesario para adquirir una misma canasta de bienes y servicios en un periodo base.

Si bien es posible suponer que las preferencias de los consumidores están dadas, este es un supuesto que no se puede mantener por periodos largos. Es por esto que el DANE revisa periódicamente las preferencias y cambia tanto la metodología de medición del IPC (para hacerlo más representativo) como los bienes que se incluyen en su cálculo. A la fecha el DANE ha empleado cuatro metodologías, la última de las cuales, denominada IPC-98, se describe de manera pormenorizada a continuación.

La IPC-98 se basa en la encuesta de ingresos y gastos de 1994 y considera el área metropolitana de 13 ciudades y sus zonas de influencia. Estas corresponden a Bogotá, Medellín con Bello, Envigado e Itagüí, Cali y Yumbo, Barranquilla y Soledad, Bucaramanga con Florida blanca y Girón, Manizales y Villa María, Pasto, Pereira y Dos Quebradas, Cúcuta con Dospatios, el Zulia y Villa del Rosario, Cartagena, Montería, Neiva y Villavicencio. Además del índice nacional también existe otro para cada una de las ciudades incluidas en la muestra.

Uno de los principales cambios introducidos en la más reciente revisión metodológica fue la introducción de un cálculo flexible del IPC. Los artículos que integran la muestra pueden ser cambia dos según diferentes criterios, entre los cuales se encuentran: la participación en el gasto, frecuencia de la demanda y las expectativas de crecimiento en la demanda. También se introdujeron cuatro niveles de agregación, de mayor a menor agregación quedan do ocho grupos, 34 subgrupos, 79 clases de gasto y 176 gastos básicos. Los grupos son alimentos con 136 artículos, vivienda con 65, vestuario con 44, salud con 29, educación con 31, esparcimiento con 28, transporte con 34 y otros gastos con 38. En total, por tanto, son 405 artículos.

2. Relación entre el IPC y el IPP

En nuestra estimación es necesario controlar el comportamiento de los precios intermedios para separar el efecto del IVA del que puedan tener los costos de los insumos. Este control se realiza mediante el índice de precios al productor (IPP). El IPP puede interpretar se como el cambio en los costos de un productor para generar la misma cantidad de producto en un periodo base y con niveles de tecnología constantes, sin incluir impuestos. La responsabilidad del cálculo de este índice ha sido hasta 2006 del Banco de la República.8 A diferencia del IPC, el IPP se calcula sólo en lo nacional. La última revisión de su metodología se hizo en 1999, pero existen series de tiempo empalmando las diferentes metodologías.

Una preocupación que podría surgir al realizar los ejercicios econométricos es que hubiese una sobreposición entre bienes contabilizados en el índice de precios al consumidor y en el del productor. Esta sobre posición no resulta problemática por dos razones. En primer lugar, las agrupaciones emplea das por el DANE y por el Banco de la República son diferentes, por tanto es posible analizar grupos similares que no contienen exactamente los mismos productos. En segundo lugar, aun cuando fuesen los mismos bienes, el IPP mide el costo de producirlos, mientras que el IPC está asociado con el costo de adquirir los para consumo final, que es precisamente la diferencia que nos interesa identificar.9 Finalmente, el IPP no incluye impuestos, en tanto que el IPC sí.

IV. Descripción de los datos

Los datos de IPC del DANE se dividen en ocho grupos de productos que a su vez se subdividen en subgrupos, clases de gasto y gastos básicos. Los ocho grupos en los cuales el DANE divide el IPC son: alimentos (29.5% de la canasta básica), vivienda (29.4%), vestuario (7.3%), salud (3.9%), educación (4.8%), esparcimiento (3.6%), transporte (13.5%) y otros gastos (7.9%).10 A este nivel de agregación no hay pruebas directas de cambios debido a variaciones del IVA. Esto incluso en grupos, como alimentos, con un gran número de los bienes gravados con tarifa diferencial (7% entre 2003 y 2005 y 10% de 2005 en adelante) o exentos. En general, según lo previsto, la tendencia de los índices en esta agregación no muestra señales de ser afectada por las reformas. Ni siquiera en 2001, cuando la tarifa general pasa de 15 a 16%, es evidente un cambio en las series. La gráfica 1 muestra los IPC de alimentos, vivienda, vestuario y salud. Se observa que la serie de alimentos crece con algunas irregularidades y caídas, debidas posiblemente a que este grupo está compuesto por productos con varianza alta de precios (como las hortalizas).

Índice de precios al consumidor

Fuente: DANE. Cálculos del autor.

En la gráfica 2 se encuentran los IPC de educación, esparcimiento, transporte y gastos varios. Vale la pena notar el comportamiento escalonado del IPC de educación y la caída a mediados de 1999 en esparcimiento. El comportamiento del primero se explica por las matriculas que suelen variar anualmente, el segundo se de be a la recesión económica en ese año.

Índices de precios al consumidor

Fuente: DANE. Cálculos del autor.

1. Tasa efectiva del IVA para la canasta de gasto

La construcción de la variable IVA merece mención especial. La información más desagregada disponible del IPC es por gasto básico, que sin embargo no llega al nivel de producto que sería lo ideal. Por tanto, para correlacionar el IPC con el IVA que efectivamente le corresponde, hay que ponderar este último. La metodología que se sigue parte del nivel más desagregado de IPC y a partir de ahí se agrega con las ponderaciones del IPC para generar el IVA ponderado.

El primer paso consiste en determinar el IVA pagado por cada gasto básico. En ciertos casos esto es bastante sencillo, pues corresponden directamente a un producto. Sin embargo, otros gastos básicos contienen varios productos que no están especificados en los datos suministrados por el DANE, ya que corresponden al componente móvil del IPC. Ante la imposibilidad de ponderar a este nivel se optó por usar el promedio sencillo de los IVA que lo integran.

Con el cálculo del IVA para cada uno de los gastos básicos se determina el pago promedio para las clases de gasto según

en que IVA es el correspondiente a la agregación y P es la ponderación asignada por el DANE. CG y GB indican que las variables son las correspondientes a clase de gasto y gasto básico, respectivamente. El cociente en las ponderaciones es para encontrar la participación del gasto básico dentro de la clase de gasto a la cual pertenece. Se calcula así puesto que el DANE asigna las ponderaciones según la participación en el IPC total. Para ha llar el IVA promedio de las agregaciones, grupos y subgrupos se emplea de manera recursiva la fórmula anterior.

V. Metodología para estimar el efecto del IVA en los precios

El modelo básico se basa en Poterba (1996), quien supone que una empresa i maximiza eligiendo cantidades qi tal que

en que Q es la cantidad total de bienes en la industria (compuesta por N empresas), PQ) representa la función inversa de la demanda, c denota el costo marginal y τ es la tasa impositiva de las ventas finales. La condición de primer orden para este problema es:

que se puede reorganizar como la ecuación (2) en la que se introduce un parámetro θ que incorpora las expectativas que tiene una empresa de la reacción de otras empresas ante un crecimiento en la cantidad; es decir, se está suponiendo competencia imperfecta. Esto se conoce en la bibliografía como variación conjetural (conjectural variation).11

En competencia perfecta, θ será igual a 0 con lo cual el precio será igual al costo marginal más el impuesto. En otras palabras, (2) es resultado de maximizar ganancias en un mercado imperfecto en el que el precio es igual al costo marginal más un margen (markup), dado en este caso por θ.

La ecuación (2), sin embargo, no es empíricamente idónea porque el parámetro θ, y posiblemente también el costo marginal, son función del impuesto τ (Besley y Rosen, 1998). El objetivo será entonces estimar una función como la ecuación (3), en la que el precio depende del impuesto τ y de diferentes factores que afecten el costo de producir el bien, idealmente con variaciones a lo largo de tiempo y espacio.

Nótese que en la ecuación (3) se hacen explícitos los subíndices en que i representa el bien, j la ciudad y t el tiempo. Es decir γijt es un vector de factores exógenos que varían a través de bien, ciudad y tiempo, mientras que τit varía por bien y tiempo, mas no por ciudad.

Para estimar el modelo, Besley y Rosen (1998) definen cijt como las variables que puedan reflejar diferencias espaciales e intertemporales en costos. En la práctica, como se verá líneas abajo, es difícil conseguir esta información con variaciones regionales e incluso temporales con periodicidad mensual. Entonces, suponiendo una función semilogarítmica, la función básica por estimar es la siguiente:12

Suponiendo además que hay una serie de características que afectan costos, que no cambian entre ciudades y que son constantes a lo largo del tiempo, la ecuación (4) se podría complementar con la inclusión de efectos fijos. Éstos captarán el efecto de cj.

Para determinar el efecto que tienen las variaciones en el impuesto de los precios o si el precio al consumidor varia más o menos que proporcionalmente al cambio en el impuesto, es necesario controlar además por la variación que habrían tenido los precios del productor de no haber mediado cambios en el impuesto. Poterba (1996) resuelve esto suponiendo que los cambios en el impuesto a las ventas en los Estados Unidos tienen un efecto pequeño en la tasa de inflación contemporánea. Por tanto, incluye como variable independiente la inflación contemporánea como proxy del cambio en el precio del productor por ciudad y periodo. En el caso que nos ocupa, está solución no es válida por el grado de agregación de la información. Poterba, al tener variación regional de tasas habría podido realizar, incluso, las estimaciones con índices agregados; en nuestros datos la variación regional proviene de la composición de la canasta de consumo del IPC y no de las tasas mismas. En el caso colombiano, además, para que el supuesto sea válido necesario realizar estimaciones por subgrupos o grupos que pesen relativamente poco a nivel nacional; nosotros utilizamos canastas agregadas amplias.

Una solución más adecuada para el caso que nos ocupa aprovecha que en Colombia hay IVA, no impuesto a las ventas. Dado que estamos utilizando precios finales a los consumidores, controlamos explícitamente por variaciones en los precios del productor. El IPP es un componente del IPC, pero no está contaminado por el IVA, pues la manera de calcularlo excluye los pagos de impuestos. Con el fin de garantizar que la ecuación está identificada, el IPP, de periodicidad mensual, no puede incluirse al mismo tiempo que una variable indicadora mensual. Por tanto, el efecto fijo de tiempo bt puede ser bien una variable indicadora anual, o una variable indicador de trimestres. La primera ecuación por estimar es por tanto:

La ecuación (5) incluye explícitamente el IVA y el índice de precios al productor, además de efectos fijos por ciudad y tiempo, como variables explicativas. Como en la práctica el IPP no está disponible ni por ciudad ni por bien, se utiliza el agregado nacional.13 Esta medida agregada de costos es usual en la bibliografía (Besley y Rosen, 1998; Poterba, 1996) y, aunque omite variación útil entre productos, tiene la ventaja de que es claramente exógena frente a cada uno de ellos.

El coeficiente α en la ecuación (5) es el parámetro de interés en la estimación. El coeficiente indica que un aumento de 1% en el IVA tendrá un efecto de α por ciento en el índice de precios. Es decir, si es mayor a 1 los precios aumentan más que proporcionalmente que el impuesto. Si es igual a 1 el aumento en los precios será proporcional al aumento en el impuesto. Si la elasticidad es menor a 1 los precios crecerán menos que proporcionalmente.

La consecuencia de los estimativos de la estructura de mercado no está exenta de ambigüedades teóricas, dependiendo esencialmente de la elasticidad de la curva de demanda. Así, es factible que el mercado de que se trata sea un monopolio en la medida que la curva de demanda se corresponda con una elasticidad precio de la demanda constante. En este caso, el precio sube más que proporcionalmente que el impuesto. Con una curva de demanda lineal, el resultado es que el precio crece menos que proporcional al aumento en el impuesto.14

En un mercado competitivo, por su parte, con las curvas de oferta y demanda con pendiente mayor a 0 en términos absolutos, el resultado es similar al del monopolio con curva de demanda lineal, es decir la transferencia (pass-through) es menor a 1. En cambio, el modelo competitivo predice que si la curva de demanda es perfectamente inelástica (o la curva de oferta es perfectamente elástica), la incidencia será completa, es decir igual a uno. Por otra parte, si la curva de demanda es perfectamente elástica (o la curva de oferta es perfectamente inelástica), el precio no cambiará, es decir el productor absorberá toda la carga del impuesto.

Cuando el mercado es un oligopolio, la predicción teórica es aún menos clara. Puede suceder que debido a que el oligopolista toma en cuenta la reacción de la competencia al fijar precios, no se atreva a hacerlo y por tanto la tranferencia es 0 o cercano a 0. Por otra parte, si el oligopolista cree que sus competidores van a responder a su aumento de precio con un incremento en los precios, la incidencia puede ser mayor.

El análisis anterior resalta que la trasmisión del IVA a los precios es una cuestión eminentemente empírica. Si la trasmisión es mayor a 1 es factible que el mercado presente algún tipo de poder de mercado. Si por lo contrario es menor a 1, es teóricamente imposible determinar con exactitud la estructura de mercado. En cualquier caso, la estructura de los mercados puede diferir ampliamente, por lo que es deseable examinar la incidencia del impuesto para cada uno.

El análisis de la incidencia por tipo de gasto básico requiere cambiar la metodología de estimación de la ecuación (4). Una primera diferencia en la especificación proviene de la manera de calcular las tasas de IVA del gasto básico. A diferencia de las tasas para canastas más agregadas, las tasas de IVA para gasto básico no están ponderadas: son promedios sencillos de las tasas de los bienes incluidos. Como la ponderación era la fuente de variación de las tasas de IVA entre ciudades, esta manera de calcular el impuesto ha ce que no ha ya variación geográfica en las tasas impositivas.

Además, para el examen individual de mercados, consideramos cada producto en cada ciudad como un mercado diferente. Por un lado, hay efectos específicos asociados a cada ciudad que afectan el consumo en general, como el clima, el ingreso o incluso la tradición; por otro lado, hay características de cada bien que hacen que su demanda sea sistemáticamente diferente de la de otros bienes sin importar la ciudad. Las variables ficticias (dummies) por ciudad y bien controlan estos facto res. Sin embargo, no es suficiente controlar con una variable ficticia por bien y otra por ciudad: también es posible que la diferencia entre dos bienes dados sea distinta en ciudades diferentes.15 En respuesta a es tas observaciones, para el examen individual de bienes, consideramos un modelo de estimación de la forma

que toma en cuenta la posibilidad de efectos fijos no observables, diferentes por ciudad, en series de tiempo del mismo bien en distintas ciudades. Es decir, una unidad de observación es el bien ij, y se consideran efectos fijos no observables aij para cada bien. Además se controlan los efectos estacionales (bt′) y se considera la posibilidad de una tendencia de largo plazo en el precio en cuestión ϕ t. Como antes, τit es la tasa de IVA del bien.

Tomando primeras diferencias en la dimensión temporal para cada bien se obtiene

en que Δt ≡ xt − xt−1 es el operador de cambio temporal, y

Como antes, α representa la transferencia del IVA: el aumento porcentual en precios al consumidor correspondiente a un aumento del IVA en 1 por ciento.

VI. Resultados

Los resultados econométricos se basan en las ecuaciones (5) y (6), que incluyen el IPP de bienes con destino al consumo intermedio dada la necesidad teórica de controlar por el costo de los insumos de los bienes finales. Realizamos dos tipos de estimaciones. Por un lado, estimaciones globales de la incidencia del impuesto, y por otro, estimaciones de la incidencia por cada tipo de bien. En todas las especificaciones globales se incluyen variables ficticias trimestrales y, cuando es pertinente y posible, variables indicado ras por ciudades. El periodo de análisis está determinado por la disponibilidad de la serie de precios, así que se utilizan datos desde enero de 1999 a septiembre de 2006.

El cuadro 5 presenta dos tipos de estimaciones. La primera columna realiza una estimación del IVA utilizando la desagregación por grupos. Esto permite tener en cuenta las ponderaciones de cada gasto básico al interior de cada grupo. Esta se estima según la ecuación (5). La segunda columna su pone que cada gasto básico es un producto independiente. Es por tanto una ecuación por "producto" sin ningún tipo de ponderaciones. La estimación se basa en la ecuación (6).

Fuente: DANE. Cálculos propios. Errores estándar sólidos entre paréntesis.

* Significativo a 10 por ciento.

** Significativo a 5 por ciento.

*** Significativo a 1 por ciento.

El coeficiente de interés α es el que se asocia a la variable IVA, es decir, la primera fila del cuadro. En principio, debe ser positivo, pues se presume que si el impuesto aumenta los precios también lo hacen. El signo del IPP es positivo y estadísticamente significativo, como se espera a priori. En la columna (1) el coeficiente del IPP es el efecto marginal, mientras que en la columna (2) es la elasticidad al IPC.16 En la columna (2) la constante (que no se presenta) recoge la tendencia global de precios.

Las diferencias entre los coeficientes de la variable asociada al IVA son muy informativas. Debido a las diferencias entre ambas especificaciones, la primera columna capta mejor el efecto del IVA en el gasto de los hogares, y probablemente se corresponde mejor con el concepto de costo de vida y la percepción de los hogares. Que la transferencia sea mayor con la ponderación que sin ella sugiere, en el contexto de la teoría económica, que los bienes de mayor importancia en el gasto tienen demandas más inelásticas.17 Sin embargo, la segunda columna es más informativa de las características particulares de la incidencia tributaria para cada bien, por ser más "democrática": todos los bienes pesan igual.

La primera columna del cuadro 5 indica que un aumento de un punto del IVA corresponde a un incremento de los precios de la canasta de 0.98. Suponiendo que todos los bienes tienen la misma ponderación, la segunda columna sugiere que en promedio la transferencia es mucho menor para los bienes y servicios: 0.12 por cada aumento de un punto del IVA. El valor a tomar, a nivel agrega do, debe ser el ponderado, por tanto concluimos que un aumento del IVA en un punto incrementa el índice de precios al consumidor en 0.98. La diferencia entre ambos indicadores sugiere que de be haber variaciones importantes del gasto básico. Esto se estudia de manera pormenorizada a continuación.

El cuadro 6 registra la transferencia del IVA y el coeficiente del IPP para cada ciudad en la muestra. La primera y segunda columnas utilizan especificaciones análogas a las de la primera columna correspondiente en el cuadro 5, las dos columnas finales son análogas a la especificación de la segunda columna en el cuadro 5. La variación en la transferencia de la primera especificación es bastante mayor, como es de esperar dado que incorpora cambios en la canasta de consumo.

Efecto del IVA en el IPCa

Fuente: DANE. Cálculos propios.

a

Total nacional y 12 ciudades principales. Errores estándar sólidos entre paréntesis.

* Significativo a 10 por ciento.

** Significativo a 5 por ciento.

*** Significativo a 1 por ciento.

La primera columna del cuadro 6 muestra signos negativos para algunas ciudades, pero que no son estadísticamente significativos. Sólo se encuentra resultados positivos y estadísticamente significativos en Bogotá, Bucaramanga, Medellín, Montería y Pasto. A pesar de esto la variabilidad es importante, pues oscila entre 3.5 en Pasto y 1.4 en Bogotá. La explicación pormenorizada requiere un análisis de condiciones locales, fuera del alcance de este estudio. Sin embargo, adviértase que de los efectos relevantes, los meno res se encuentran en las dos principales ciudades de Colombia, Bogotá y Medellín. Esto sugiere que las condiciones de (mayor) competencia y competitividad pueden tener un efecto atenuante en el efecto del IVA en los precios.

Finalmente, el ejercicio por tipo de gasto básico, que permite identificar el efecto con la mayor desagregación disponible, se muestra en el cuadro 7. Este ejercicio se realiza por medio de la ecuación (6), dado que no incluye el elemento de ponderación que sí está presente en los ejercicios más agregados. Hay 176 tipos de gasto básico, de los cuales 124 presentan variación en las tasas de IVA en el periodo de análisis. De estos últimos, aproximadamente 40% tienen coeficientes de transferencia estadísticamente significativos. El cuadro 7 registra los bienes ordenados descendentemente según el coeficiente estimado, y re saltan los que son estadísticamente significativos. En el apéndice se registran los bienes que no tuvieron variación de tasas de IVA en el periodo.

Coeficientes estimados de transferencia por tipo de gasto básicoa
a

Errores estándar sólidos entre paréntesis.

* Significativo a 10 por ciento. ** Significativo a 5 por ciento. *** Significativo a 1 por ciento.

Los resultados en el cuadro 7 muestran la variedad entre mercados en la incidencia del IVA en el consumidor. A diferencia de los resultados globales y por ciudades registrados en los cuadros anteriores, el término constante (no mostrado) en la regresión no actúa como proxy de la inflación global de largo plazo, puesto que la serie de tiempo sólo se refiere a un bien. Es más bien un control de la tendencia de largo plazo en los precios del bien, y capta posiblemente tendencias de la oferta en el mercado.

Si la variación en los coeficientes es de por sí interesante, los coeficientes negativos al final del cuadro 7 sugieren efectos más allá de la simple presencia de poder de mercado. Una interpretación posible sería un efecto de sustitución fuerte que disminuye la demanda del bien hasta el punto de bajar los precios. Sin embargo, esta explicación sería más plausible si se estuvieran considerando efectos de incidencia de largo plazo, que no es el caso. Otra explicación, que también sería más convincente en el largo plazo, sería la presencia de grandes deseconomías externas de escala en los mercados. Finalmente, la presencia de otros hechos concurrentes con los cambios de tasas también podría explicar los signos negativos. Por ejemplo, medidas regulatorías que controlen precios o fomenten la competencia pueden frenar la incidencia del IVA en los precios.18 Este tipo de explicaciones acentúan que modelar un sector requiere es pe ci fi ci da des que no se pueden controlar en un ejercicio agregado como el que aquí se plantea. Los resultados, sin embargo, son muy elocuentes en cuanto a la diferencia en el efecto que el IVA tiene en los precios.

Conclusiones

El documento desarrolla e instrumenta un modelo para determinar el efecto del impuesto al valor agregado (IVA) en los precios al consumidor. Las estimaciones indican que en Colombia la incidencia del IVA en el precio de la canasta o transferencia es, a nivel nacional, estadísticamente igual a 1. En este sentido, la conclusión del estudio, que complementa la escasa bibliografía empírica para Colombia, es parecida a resultados de ejercicios similares para otros países. El estudio también encuentra que la incidencia es menor en los bienes individuales, en particular cuando se controla por la posibilidad que los mismos productos tengan características no observables distintas para cada ciudad. Este resultado resalta la heterogeneidad en la incidencia del impuesto a través de los mercados.

El ejercicio planteado en el trabajo permite iniciar una exploración del efecto del IVA en los consumidores. Varias extensiones posibles iluminarían la formación de precios en este tipo de impuestos. Una posible extensión tiene relación con el efecto de la estructura de mercado en la transferencia de los impuestos, y su acuerdo con las predicciones de la teoría de mercados imperfectos.

Un segundo camino por explorar es el efecto de largo plazo de los impuestos. La teoría económica sugiere varios canales que retrasarían la trasmisión a precios del consumidor de los impuestos, como sticky prices y cascadas tributarias en los precios de bienes intermedios. Si estos fenómenos son re levantes para la incidencia de los impuestos, es posible que el efecto final en precios requiera considerar los mecanismos de trasmisión de precios que afectan los insumos de producción. Por último, con información de productos se podrían realizar ejercicios más claros del efecto del IVA en el precio de los productos. En Colombia, el DANE recopila este tipo de información. Esperamos en un futuro disponer de estos datos para extender el análisis de incidencia.

Clasificación JEL: H2, H22, H23, D4.

Notas al pie:
  • 1

    El IVA de sustracción también se aplica de una manera equivalente si se considera el cuadro de usos y fuentes de las empresas: S + K+ = L + M + K−, en que K+ es fuente de capital, S representa ingresos por ventas, L denota pagos al trabajo, M es pago por insumos y K− significa uso de capital. Reorganizando, se obtiene que el valor agregado es S − M = L + K− − K+ , es decir, la suma de pagos a trabajadores y usos netos de capital. Este impuesto se parece a uno sobre la renta corporativa, excepto que no permite deducir pagos a factores y sí la inversión (Metcalf, 1995, pp. 122-123 y 126).

  • 2

    Por supuesto, parte del sentido del IVA es que es difícil determinar si un bien es intermedio o final.

  • 3

    Deaton (1997) presenta un claro y completo resumen del uso que se puede dar a este tipo de encuestas.

  • 4

    La evidencia respecto al IVA en Colombia es escasa y se refiere usualmente a la recaudación.

  • 5

    El mismo DANE, al ajustar su metodología del IPC en 1998, reconoce los cambios que se han presentado en el país.

  • 6

    Véase en Besley y Rosen (1998) y Poterba (1996) una revisión pormenorizada de la evidencia empírica.

  • 7

    Las diferentes metodologías del IPC pueden consultarse en http://www.dane.gov.co/files/investigaciones/fichas/metodologia_IPC-98.pdf. Recuperado el 5 de octubre de 2006.

  • 8

    El DANE se encarga del IPP a partir del 2007.

  • 9

    Por ejemplo, el IPP se calcula con precios al mayoreo, es decir, unidades por kilo o más; en cambio, el IPC se calcula con unidades de 500 gr o la que se use para el consumo final.

  • 10

    Entre paréntesis se encuentran las ponderaciones de cada grupo.

  • 11

    Un análisis pormenorizado de la variación conjetural se encuentra en Bresnahan (1989).

  • 12

    La ecuación (4) se origina en una empresa o un producto. La estimación, en cambio, es de agregados de empresas. En rigor, este uso de la especificación requiere supuestos teóricos fuertes de simetría en las diferentes empresas y/o productos. Sin embargo, la práctica de extender el uso de especificaciones micro del comportamiento de las empresas al análisis de agregados es estándar en, por ejemplo, la bibliografía de comercio internacional (Grossman, 1982; Currie y Harrison, 1997). Desde el punto de vista econométrico, la especificación agregada exige suponer que existe una elasticidad de la demanda nacional, práctica usual en ejercicios macroeconómicos tributarios (McLure, 1970). Utilizar agregados implica que no se perciben explícitamente las características de los mercados individuales que pueden afectar los precios, como la competencia. Las variables ficticias (dummies) de ciudad y tiempo controlan parcialmente estos efectos a través de ciudades y a lo largo del tiempo. Las diferencias sectoriales se toman en cuenta en estimaciones desagregadas que se muestran en detalle líneas abajo.

  • 13

    Hay que tener presente que el subíndice i, representando a un bien específico, en la práctica no es tal, sino que corresponde a una de las canastas descritas en detalle anteriormente.

  • 14

    Este argumento y el que sigue los analiza gráficamente Stiglitz (1988).

  • 15

    Un ejemplo concreto ilustra este problema. Es claro que hay diferencias entre consumo de leche y de prendas de vestir. También es claro que las funciones de demanda en Bogotá tienen características diferentes de las de Barranquilla. Sin embargo, más allá de los efectos de ciudad y bien, mientras que la leche es aproximadamente el mismo bien en Bogotá (una ciudad de clima frío) y Barranquilla (que tiene clima caliente), la demanda de prendas de vestir es muy diferente entre ambas ciudades. En presencia de variables ficticias por bien, la de ciudad subestima las diferencias entre la demanda de ropa en Bogotá y Barranquilla, pero sobreestima las diferencia en las demandas de leche. Es decir, en un sentido importante la ropa en clima frío es un bien diferente de la ropa en clima caliente.

  • 16

    La interpretación de ambos coeficientes es un poco diferente debido a las formas funcionales que se utilizan. Sin embargo, la diferencia práctica entre las dos interpretaciones es mínima.

  • 17

    Si bien esta observación parece concordar con la idea de que los bienes necesarios son más inelásticos, esta percepción es errónea. Por un lado, diferente de los que se esperaría de un bien necesario, los bienes más importantes en la canasta pueden tener sustitutos cercanos. Por otro, en equilibrio general en competencia perfecta, la transferencia de largo plazo es 1 siempre. Como se verá líneas abajo, la transferencia de los bienes en el estudio es bastante heterogénea. Esto sugiere que i) los mercados no son de competencia perfecta, o ii) los efectos de corto plazo difieren significativamente de los de largo plazo.

  • 18

    Esta última posibilidad incluye la eventualidad -econométricamente indeseable- de que los cambios en tasas del IVA de ciertos bienes sean endógenos, y respondan precisamente a que los precios de esos bienes estaban en niveles indeseables.

Agradecimientos

  • El artículo contó con la excelente ayuda de Edgard Polanco. Se agradece la colaboración del Departamento Nacional de Planeación por el apoyo en la consecución de la información y en la discusión de versiones anteriores.

Referencias bibliográficas
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  • Stiglitz, J. (1988), La economía del sector público, Antoni Bosch Editores.
  • Zee, H. (1995), "Value-Added Tax", Shome (comp.), Tax Policy Handbook, Fondo Monetario Internacional.
Apéndice

Reforma tributaria (pormenorizada)

Fuentes: Decreto 624 de 1989, Ley 49 de 1990, Ley 6 de 1992, Ley 223 de 1995, Ley 448 de 1998, Ley 633 de 2000, Ley 788 de 2002, Ley 863 de 2003 y Gaceta del Congreso núm. 663.

Gastos básicos sin variación en el IVA

Historial:
  • » Recibido: 20/03/2007
  • » Aceptado: 25/06/2008
  • » Publición impresa: 2009Jul-Sep

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Revista El Trimestre Económico, volumen LXXXVII (1), número 345, enero-marzo de 2020. Es una publicación trimestral que aparece en enero, abril, julio y octubre, editada por el Fondo de Cultura Económica, con domicilio en  Carretera Picacho Ajusco número 227, Col. Bosques del Pedregal, Delegación Tlalpan, C.P.  14738, Ciudad de México, teléfono (55) 5227 4672, ext. 1850, http://www.eltrimestreeconomico.com.mx/. Reserva de derechos al uso exclusivo  Número 04-2016-052612421000-203, ISSN 2448-718X. Ambos otorgados por el Instituto del Derecho de Autor. Consejo Directivo de El Trimestre Económico: Orlando Delgado Selley, Saúl Escobar Toledo y José Valenzuela Feijóo. Responsable de la última actualización de este número: Nuria Pliego Vinageras. Fecha de la última actualización: 2 de enero de 2020. La responsabilidad por lo expresado en los artículos, notas y reseñas es  estrictamente de sus autores; en consecuencia El Trimestre Económico, el Fondo de Cultura Económica y las instituciones a las que estén asociados los autores son ajenos a ella. Todos los derechos reservados. Se autoriza la reproducción total o parcial de los artículos  aquí presentados, siempre y cuando no se mutile y se incluya en todos los casos, junto con la ficha completa, el nombre del autor al que se cite y la  dirección electrónica de la revista; de otra forma, requerirá la autorización por escrito de El Trimestre Económico.