{"id":7577,"date":"2026-03-07T21:00:52","date_gmt":"2026-03-08T02:00:52","guid":{"rendered":"https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/?p=7577"},"modified":"2026-03-08T15:47:06","modified_gmt":"2026-03-08T20:47:06","slug":"observatorio-economico-la-transmision-del-salario-minimo-a-los-precios-del-consumidor-en-armenia-y-colombia","status":"publish","type":"post","link":"https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/uncategorized\/observatorio-economico-la-transmision-del-salario-minimo-a-los-precios-del-consumidor-en-armenia-y-colombia\/","title":{"rendered":"Observatorio Econ\u00f3mico: la transmisi\u00f3n del salario m\u00ednimo a los precios del consumidor en Armenia y Colombia"},"content":{"rendered":"\n<h2 class=\"wp-block-heading\">RESUMEN EJECUTIVO<\/h2>\n\n\n\n<p>Es importante tratar de determinar c\u00f3mo el aumento del salario m\u00ednimo se transfiere a los precios al consumidor. Para ello, se emplean modelos econom\u00e9tricos que den cuenta del pass-through del salario m\u00ednimo hacia el IPC.<\/p>\n\n\n\n<p><strong>Para Armenia:<\/strong><\/p>\n\n\n\n<p>Persistencia del IPCa<\/p>\n\n\n\n<ul class=\"wp-block-list\">\n<li><math xmlns=\"http:\/\/www.w3.org\/1998\/Math\/MathML\"><semantics><mrow><mi>ln<\/mi><mo>\u2061<\/mo><mo stretchy=\"false\">(<\/mo><mi>I<\/mi><mi>P<\/mi><mi>C<\/mi><msub><mi>a<\/mi><mrow><mi>t<\/mi><mo>\u2212<\/mo><mn>1<\/mn><\/mrow><\/msub><mo stretchy=\"false\">)<\/mo><mo>=<\/mo><mn>1.0258<\/mn><\/mrow><annotation encoding=\"application\/x-tex\">\\ln(IPCa_{t-1}) = 1.0258<\/annotation><\/semantics><\/math>ln(IPCat\u22121\u200b)=1.0258, <strong>p &lt; 0.001<\/strong><\/li>\n<\/ul>\n\n\n\n<p>El IPC de Armenia muestra una inercia muy alta.<\/p>\n\n\n\n<p>Efecto de SMRIPP<\/p>\n\n\n\n<ul class=\"wp-block-list\">\n<li>contempor\u00e1neo: <strong>0.0412<\/strong>, <strong>p = 0.071<\/strong><\/li>\n\n\n\n<li>rezago 1: <strong>-0.1479<\/strong>, <strong>p &lt; 0.001<\/strong><\/li>\n\n\n\n<li>rezago 2: <strong>0.0096<\/strong>, no significativo<\/li>\n\n\n\n<li>rezago 3: <strong>-0.0163<\/strong>, no significativo<\/li>\n\n\n\n<li>rezago 4: <strong>0.0828<\/strong>, <strong>p &lt; 0.001<\/strong><\/li>\n<\/ul>\n\n\n\n<p>Cuando sube el salario m\u00ednimo, las firmas normalmente <strong>no ajustan todos sus precios de forma inmediata<\/strong>. Lo usual es que ocurra algo como esto:<\/p>\n\n\n\n<ul class=\"wp-block-list\">\n<li>primero absorben parte del mayor costo,<\/li>\n\n\n\n<li>luego revisan m\u00e1rgenes,<\/li>\n\n\n\n<li>despu\u00e9s ajustan gradualmente precios de venta,<\/li>\n\n\n\n<li>y ese ajuste depende del sector, de la competencia y de la demanda.<\/li>\n<\/ul>\n\n\n\n<p>En otras palabras, el modelo sugiere que en Armenia el pass-through del salario m\u00ednimo hacia el IPC <strong>opera con rezagos trimestrales<\/strong>, no de una sola vez.<\/p>\n\n\n\n<p><strong>Para Colombia:<\/strong><\/p>\n\n\n\n<p>Persistencia del IPC nacional<\/p>\n\n\n\n<ul class=\"wp-block-list\">\n<li><math xmlns=\"http:\/\/www.w3.org\/1998\/Math\/MathML\"><semantics><mrow><mi>ln<\/mi><mo>\u2061<\/mo><mo stretchy=\"false\">(<\/mo><mi>I<\/mi><mi>P<\/mi><msub><mi>C<\/mi><mrow><mi>t<\/mi><mo>\u2212<\/mo><mn>1<\/mn><\/mrow><\/msub><mo stretchy=\"false\">)<\/mo><mo>=<\/mo><mn>1.0252<\/mn><\/mrow><annotation encoding=\"application\/x-tex\">\\ln(IPC_{t-1}) = 1.0252<\/annotation><\/semantics><\/math>ln(IPCt\u22121\u200b)=1.0252, <strong>p &lt; 0.001<\/strong><\/li>\n<\/ul>\n\n\n\n<p>Hay una <strong>inercia muy alta<\/strong> del nivel de precios nacional.<\/p>\n\n\n\n<p>Efecto del salario m\u00ednimo en el IPC SMRIPP<\/p>\n\n\n\n<ul class=\"wp-block-list\">\n<li>contempor\u00e1neo: <strong>0.0703<\/strong>, <strong>p = 0.002<\/strong><\/li>\n\n\n\n<li>rezago 1: <strong>-0.1726<\/strong>, <strong>p &lt; 0.001<\/strong><\/li>\n\n\n\n<li>rezago 2: <strong>0.0073<\/strong>, no significativo<\/li>\n\n\n\n<li>rezago 3: <strong>-0.0293<\/strong>, no significativo<\/li>\n\n\n\n<li>rezago 4: <strong>0.0838<\/strong>, <strong>p &lt; 0.001<\/strong><\/li>\n<\/ul>\n\n\n\n<p>A diferencia del caso de Armenia, aqu\u00ed el <strong>efecto contempor\u00e1neo s\u00ed sale positivo y significativo<\/strong>. El impacto sigue siendo <strong>rezagado y no lineal<\/strong>:<\/p>\n\n\n\n<ul class=\"wp-block-list\">\n<li>ca\u00edda en el primer rezago,<\/li>\n\n\n\n<li>recuperaci\u00f3n positiva al cuarto trimestre.<\/li>\n<\/ul>\n\n\n\n<p><strong>En conclusi\u00f3n<\/strong>:<\/p>\n\n\n\n<p>El modelo nacional confirma que el salario m\u00ednimo deflactado por IPP s\u00ed guarda una relaci\u00f3n estad\u00edsticamente relevante con el nivel de precios al consumidor. A diferencia del caso de Armenia, en Colombia el efecto contempor\u00e1neo del SMRIPP s\u00ed sale positivo y significativo, lo que sugiere que el pass-through a nivel agregado nacional es m\u00e1s visible desde el inicio del ajuste.<\/p>\n\n\n\n<p>La interpretaci\u00f3n econ\u00f3mica es que un aumento del salario m\u00ednimo, cuando se lo mide frente a los precios del productor, eleva el costo laboral relativo de la econom\u00eda. Ese mayor costo no siempre se traspasa de una sola vez, pero s\u00ed empieza a reflejarse en el IPC desde el mismo trimestre y vuelve a aparecer con fuerza alrededor de cuatro trimestres despu\u00e9s. Esto encaja con un mecanismo de transmisi\u00f3n escalonado: primero una parte del choque se traslada a precios, luego hay una fase de absorci\u00f3n o compresi\u00f3n de m\u00e1rgenes, y m\u00e1s adelante se materializa un ajuste adicional.<\/p>\n\n\n\n<p>La alta persistencia del IPC es otro hallazgo central. En t\u00e9rminos econ\u00f3micos, esto indica que la inflaci\u00f3n nacional no responde solo a choques contempor\u00e1neos, sino tambi\u00e9n a una fuerte inercia de precios. Por tanto, el aumento del salario m\u00ednimo no act\u00faa sobre una econom\u00eda de precios est\u00e1ticos, sino sobre una estructura donde existe indexaci\u00f3n parcial, memoria inflacionaria y ajustes sucesivos.<\/p>\n\n\n\n<p>Desde una perspectiva de pol\u00edtica econ\u00f3mica, los resultados son compatibles con la idea de que aumentos fuertes del salario m\u00ednimo pueden generar presi\u00f3n inflacionaria, especialmente cuando superan el crecimiento de la productividad y terminan filtr\u00e1ndose a sectores intensivos en mano de obra. El modelo no implica que todo el aumento del IPC se explique por el salario m\u00ednimo, pero s\u00ed sugiere que este forma parte del proceso de determinaci\u00f3n de precios en Colombia.<\/p>\n\n\n\n<h2 class=\"wp-block-heading\">II. Metodolog\u00eda<\/h2>\n\n\n\n<p>Se probaron los modelos VAR, VEC y ARDL, siendo este \u00faltimo el mejor para este caso.<\/p>\n\n\n\n<p>Inicialmente se contemplo varias variables de control:<\/p>\n\n\n\n<figure class=\"wp-block-image size-large\"><img loading=\"lazy\" decoding=\"async\" width=\"1024\" height=\"156\" src=\"https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-content\/uploads\/2026\/03\/GRAFICA-1-1024x156.png\" alt=\"\" class=\"wp-image-7591\" srcset=\"https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-content\/uploads\/2026\/03\/GRAFICA-1-1024x156.png 1024w, https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-content\/uploads\/2026\/03\/GRAFICA-1-300x46.png 300w, https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-content\/uploads\/2026\/03\/GRAFICA-1-768x117.png 768w, https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-content\/uploads\/2026\/03\/GRAFICA-1.png 1106w\" sizes=\"auto, (max-width: 1024px) 100vw, 1024px\" \/><\/figure>\n\n\n\n<p>Donde:<\/p>\n\n\n\n<ul class=\"wp-block-list\">\n<li>IPCa: \u00edndice de precios al consumidor (Armenia).<\/li>\n\n\n\n<li>SMRIPP: salario m\u00ednimo real deflactado por el \u00edndice de precios al productor. Este variable sirve como indicador que da cuenta de la participaci\u00f3n de los salarios en los costos de producci\u00f3n y c\u00f3mo estos se trasmiten hacia los precios.<\/li>\n\n\n\n<li>VABaRIPC: valor agregado bruto de Armenia deflactado por el IPC de Armenia.<\/li>\n\n\n\n<li>TRMPMT: tasa de cambio representativa del mercado promedio de los tres meses del trimestre.<\/li>\n\n\n\n<li>REMq: remesas trimestrales del Quind\u00edo.<\/li>\n\n\n\n<li>POCUa: poblaci\u00f3n ocupada de Armenia.<\/li>\n\n\n\n<li>ICON: tasa de inter\u00e9s de consumo. <\/li>\n<\/ul>\n\n\n\n<p>Sin embargo, las variables no resultaron significativas, tal vez por problemas de colinealidad entre algunas de ellas, por lo que se dej\u00f3 la versi\u00f3n b\u00e1sica del modelo:<\/p>\n\n\n\n<p class=\"has-text-align-center\">ln(IPCat\u200b)=fln[(SMRIPPt\u200b)]<\/p>\n\n\n\n<h2 class=\"wp-block-heading\">ARMENIA<\/h2>\n\n\n\n<h3 class=\"wp-block-heading\">2.<strong>1 Especificaci\u00f3n<\/strong><\/h3>\n\n\n\n<p><strong>Modelo ARDL seleccionado por AIC: <\/strong>ARDL(1,4).<\/p>\n\n\n\n<p><strong>Ecuaci\u00f3n estimada:<\/strong><\/p>\n\n\n\n<p>ln(IPCa_t) = \u03b1 + \u03c6\u2081 ln(IPCa_{t-1}) + \u03b2\u2080 ln(SMRIPP_t) + \u03b2\u2081 ln(SMRIPP_{t-1}) + \u03b2\u2082 ln(SMRIPP_{t-2}) + \u03b2\u2083 ln(SMRIPP_{t-3}) + \u03b2\u2084 ln(SMRIPP_{t-4}) + \u03b5_t<\/p>\n\n\n\n<p><strong>2.2 Resultados del ARDL<\/strong><\/p>\n\n\n\n<figure class=\"wp-block-table\"><table class=\"has-fixed-layout\"><tbody><tr><td><strong>Variable<\/strong><\/td><td><strong>Coef.<\/strong><\/td><td><strong>EE<\/strong><\/td><td><strong>t<\/strong><\/td><td><strong>p<\/strong><\/td><td><strong>Sig.<\/strong><\/td><\/tr><tr><td>const<\/td><td>0.1638<\/td><td>0.0966<\/td><td>1.695<\/td><td>0.095<\/td><td>*<\/td><\/tr><tr><td>ln_IPCa.L1<\/td><td>1.0258<\/td><td>0.0046<\/td><td>223.607<\/td><td>0.000<\/td><td>***<\/td><\/tr><tr><td>ln_SMRIPP.L0<\/td><td>0.0412<\/td><td>0.0224<\/td><td>1.837<\/td><td>0.071<\/td><td>*<\/td><\/tr><tr><td>ln_SMRIPP.L1<\/td><td>-0.1479<\/td><td>0.0314<\/td><td>-4.712<\/td><td>0.000<\/td><td>***<\/td><\/tr><tr><td>ln_SMRIPP.L2<\/td><td>0.0096<\/td><td>0.0315<\/td><td>0.305<\/td><td>0.762<\/td><td>&nbsp;<\/td><\/tr><tr><td>ln_SMRIPP.L3<\/td><td>-0.0163<\/td><td>0.0316<\/td><td>-0.517<\/td><td>0.607<\/td><td>&nbsp;<\/td><\/tr><tr><td>ln_SMRIPP.L4<\/td><td>0.0828<\/td><td>0.0224<\/td><td>3.689<\/td><td>0.000<\/td><td>***<\/td><\/tr><\/tbody><\/table><\/figure>\n\n\n\n<p>Nota: *** p&lt;0,01; ** p&lt;0,05; * p&lt;0,10.<\/p>\n\n\n\n<p><strong>2.3 Forma ECM y cointegraci\u00f3n<\/strong><\/p>\n\n\n\n<p><strong>Bounds test: <\/strong>F = 16.2610. Se rechaza la hip\u00f3tesis nula de no cointegraci\u00f3n.<\/p>\n\n\n\n<p><strong>Vector cointegrante estimado: <\/strong>ln(IPCa_t) = 6.3546 + 1.1927 ln(SMRIPP_t).<\/p>\n\n\n\n<p><strong>Advertencia t\u00e9cnica: <\/strong>el coeficiente de ajuste en la UECM no presenta el signo negativo can\u00f3nico de un ECM estable; por tanto, la relaci\u00f3n de largo plazo debe interpretarse con cautela.<\/p>\n\n\n\n<figure class=\"wp-block-table\"><table class=\"has-fixed-layout\"><tbody><tr><td><strong>Variable<\/strong><\/td><td><strong>Coef.<\/strong><\/td><td><strong>EE<\/strong><\/td><td><strong>t<\/strong><\/td><td><strong>p<\/strong><\/td><td><strong>Sig.<\/strong><\/td><\/tr><tr><td>const<\/td><td>0.1638<\/td><td>0.0966<\/td><td>1.695<\/td><td>0.095<\/td><td>*<\/td><\/tr><tr><td>ln_IPCa.L1<\/td><td>0.0258<\/td><td>0.0046<\/td><td>5.617<\/td><td>0.000<\/td><td>***<\/td><\/tr><tr><td>ln_SMRIPP.L1<\/td><td>-0.0307<\/td><td>0.0123<\/td><td>-2.507<\/td><td>0.015<\/td><td>**<\/td><\/tr><tr><td>D.ln_SMRIPP.L0<\/td><td>0.0412<\/td><td>0.0224<\/td><td>1.837<\/td><td>0.071<\/td><td>*<\/td><\/tr><tr><td>D.ln_SMRIPP.L1<\/td><td>-0.0760<\/td><td>0.0223<\/td><td>-3.407<\/td><td>0.001<\/td><td>***<\/td><\/tr><tr><td>D.ln_SMRIPP.L2<\/td><td>-0.0665<\/td><td>0.0221<\/td><td>-3.012<\/td><td>0.004<\/td><td>***<\/td><\/tr><tr><td>D.ln_SMRIPP.L3<\/td><td>-0.0828<\/td><td>0.0224<\/td><td>-3.689<\/td><td>0.001<\/td><td>***<\/td><\/tr><\/tbody><\/table><\/figure>\n\n\n\n<p><strong>2.4 Diagn\u00f3stico<\/strong><\/p>\n\n\n\n<figure class=\"wp-block-table\"><table class=\"has-fixed-layout\"><tbody><tr><td><strong>Prueba<\/strong><\/td><td><strong>Valor<\/strong><\/td><td><strong>Lectura<\/strong><\/td><\/tr><tr><td>AIC<\/td><td>-476.1469<\/td><td>&nbsp;<\/td><\/tr><tr><td>BIC<\/td><td>-458.5094<\/td><td>&nbsp;<\/td><\/tr><tr><td>Durbin-Watson<\/td><td>1.6704<\/td><td>&nbsp;<\/td><\/tr><tr><td>Jarque-Bera p-valor<\/td><td>0.5564<\/td><td>Normalidad<\/td><\/tr><tr><td>Ljung-Box(4) p-valor<\/td><td>0.2231<\/td><td>No autocorrelaci\u00f3n<\/td><\/tr><tr><td>Ljung-Box(8) p-valor<\/td><td>0.5691<\/td><td>No autocorrelaci\u00f3n<\/td><\/tr><tr><td>ARCH-LM(4) p-valor<\/td><td>0.2080<\/td><td>Sin heterocedasticidad ARCH<\/td><\/tr><tr><td>CUSUM p-valor<\/td><td>0.2595<\/td><td>Estabilidad global<\/td><\/tr><tr><td>Bounds F<\/td><td>16.2610<\/td><td>Cointegraci\u00f3n<\/td><\/tr><\/tbody><\/table><\/figure>\n\n\n\n<p><strong>2.5 Lectura econ\u00f3mica<\/strong><\/p>\n\n\n\n<ul class=\"wp-block-list\">\n<li>El IPC de Armenia presenta una persistencia muy alta: el coeficiente de ln(IPCa_{t-1}) es 1,0258 y altamente significativo.<\/li>\n\n\n\n<li>SMRIPP no muestra un pass-through contempor\u00e1neo contundente, pero s\u00ed una din\u00e1mica rezagada: el efecto es negativo en t\u22121 y positivo en t\u22124.<\/li>\n\n\n\n<li>La evidencia de cointegraci\u00f3n por bounds test es fuerte, aunque el mecanismo de correcci\u00f3n al equilibrio no luce can\u00f3nico; por eso, la lectura de largo plazo debe tomarse como indicio y no como elasticidad definitiva.<\/li>\n<\/ul>\n\n\n\n<p><strong>2.6 Gr\u00e1ficos<\/strong><\/p>\n\n\n\n<p class=\"has-text-align-center\"><strong>Ajuste del modelo: serie observada vs. estimada<\/strong><\/p>\n\n\n<div class=\"wp-block-image\">\n<figure class=\"aligncenter size-full is-resized\"><img loading=\"lazy\" decoding=\"async\" width=\"595\" height=\"286\" src=\"https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-content\/uploads\/2026\/03\/image.png\" alt=\"\" class=\"wp-image-7578\" style=\"width:739px;height:auto\" srcset=\"https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-content\/uploads\/2026\/03\/image.png 595w, https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-content\/uploads\/2026\/03\/image-300x144.png 300w\" sizes=\"auto, (max-width: 595px) 100vw, 595px\" \/><figcaption class=\"wp-element-caption\">Fuente: Secretar\u00eda de Hacienda de Armenia (2026)<\/figcaption><\/figure>\n<\/div>\n\n\n<p class=\"has-text-align-center\"><strong>Residuos del ARDL(1,4)<\/strong><\/p>\n\n\n<div class=\"wp-block-image\">\n<figure class=\"aligncenter size-full is-resized\"><img loading=\"lazy\" decoding=\"async\" width=\"595\" height=\"286\" src=\"https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-content\/uploads\/2026\/03\/image-1.png\" alt=\"\" class=\"wp-image-7579\" style=\"width:751px;height:auto\" srcset=\"https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-content\/uploads\/2026\/03\/image-1.png 595w, https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-content\/uploads\/2026\/03\/image-1-300x144.png 300w\" sizes=\"auto, (max-width: 595px) 100vw, 595px\" \/><figcaption class=\"wp-element-caption\">Fuente: Secretar\u00eda de Hacienda de Armenia (2026)<\/figcaption><\/figure>\n<\/div>\n\n\n<p class=\"has-text-align-center\"><strong>Normalidad visual de los residuos (Q-Q plot)<\/strong><\/p>\n\n\n<div class=\"wp-block-image\">\n<figure class=\"aligncenter size-full is-resized\"><img loading=\"lazy\" decoding=\"async\" width=\"595\" height=\"447\" src=\"https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-content\/uploads\/2026\/03\/image-3.png\" alt=\"\" class=\"wp-image-7581\" style=\"width:705px;height:auto\" srcset=\"https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-content\/uploads\/2026\/03\/image-3.png 595w, https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-content\/uploads\/2026\/03\/image-3-300x225.png 300w\" sizes=\"auto, (max-width: 595px) 100vw, 595px\" \/><figcaption class=\"wp-element-caption\">Fuente: Secretar\u00eda de Hacienda de Armenia (2026)<\/figcaption><\/figure>\n<\/div>\n\n\n<p class=\"has-text-align-center\"><strong>CUSUM de residuos recursivos<\/strong><\/p>\n\n\n<div class=\"wp-block-image\">\n<figure class=\"aligncenter size-full is-resized\"><img loading=\"lazy\" decoding=\"async\" width=\"595\" height=\"286\" src=\"https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-content\/uploads\/2026\/03\/image-2.png\" alt=\"\" class=\"wp-image-7580\" style=\"width:715px;height:auto\" srcset=\"https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-content\/uploads\/2026\/03\/image-2.png 595w, https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-content\/uploads\/2026\/03\/image-2-300x144.png 300w\" sizes=\"auto, (max-width: 595px) 100vw, 595px\" \/><figcaption class=\"wp-element-caption\">Fuente: Secretar\u00eda de Hacienda de Armenia (2026)<\/figcaption><\/figure>\n<\/div>\n\n\n<p><strong>7. Conclusi\u00f3n<\/strong><\/p>\n\n\n\n<p>El modelo ARDL(1,4) en logaritmos indica que ln(SMRIPP) s\u00ed contribuye a explicar ln(IPCa), pero sobre todo mediante efectos rezagados y en un contexto de fuerte inercia del nivel de precios. El modelo pasa bien las pruebas b\u00e1sicas de normalidad, autocorrelaci\u00f3n, heterocedasticidad ARCH y estabilidad global, por lo que es un buen punto de partida reportable. La principal salvedad es que el ECM no muestra un coeficiente de ajuste con el signo negativo esperado, de modo que la parte de largo plazo debe interpretarse con cautela.<\/p>\n\n\n\n<h2 class=\"wp-block-heading\">Colombia<\/h2>\n\n\n\n<p class=\"has-text-align-center\">ln(IPCt\u200b)=f[ln(SMRIPPt\u200b)]<\/p>\n\n\n\n<p>El IPC corresponde a \u00edndice de precios de Colombia.<\/p>\n\n\n\n<h3 class=\"wp-block-heading\">3.1. Especificaci\u00f3n del modelo<\/h3>\n\n\n\n<p>La ecuaci\u00f3n estimada es:<\/p>\n\n\n\n<p><em>ln(IPC_t) = 0.2529 + 1.0252 ln(IPC_{t-1}) + 0.0703 ln(SMRIPP_t) &#8211; 0.1726 ln(SMRIPP_{t-1}) + 0.0073 ln(SMRIPP_{t-2}) &#8211; 0.0293 ln(SMRIPP_{t-3}) + 0.0838 ln(SMRIPP_{t-4}) + e_t<\/em><\/p>\n\n\n\n<h3 class=\"wp-block-heading\">3.2. Resultados de estimaci\u00f3n<\/h3>\n\n\n\n<figure class=\"wp-block-table\"><table class=\"has-fixed-layout\"><tbody><tr><td><strong>Variable<\/strong><\/td><td><strong>Coeficiente<\/strong><\/td><td><strong>Error est\u00e1ndar<\/strong><\/td><td><strong>p-valor<\/strong><\/td><td><strong>Lectura<\/strong><\/td><\/tr><tr><td>Constante<\/td><td>0.2529<\/td><td>0.0949<\/td><td>0.010<\/td><td>Nivel base positivo<\/td><\/tr><tr><td>ln(IPC_{t-1})<\/td><td>1.0252<\/td><td>0.0047<\/td><td>&lt;0.001<\/td><td>Muy alta persistencia del IPC<\/td><\/tr><tr><td>ln(SMRIPP_t)<\/td><td>0.0703<\/td><td>0.0217<\/td><td>0.002<\/td><td>Traslado contempor\u00e1neo positivo<\/td><\/tr><tr><td>ln(SMRIPP_{t-1})<\/td><td>-0.1726<\/td><td>0.0304<\/td><td>&lt;0.001<\/td><td>Correcci\u00f3n de corto plazo<\/td><\/tr><tr><td>ln(SMRIPP_{t-2})<\/td><td>0.0073<\/td><td>0.0305<\/td><td>0.812<\/td><td>No significativo<\/td><\/tr><tr><td>ln(SMRIPP_{t-3})<\/td><td>-0.0293<\/td><td>0.0305<\/td><td>0.341<\/td><td>No significativo<\/td><\/tr><tr><td>ln(SMRIPP_{t-4})<\/td><td>0.0838<\/td><td>0.0217<\/td><td>&lt;0.001<\/td><td>Efecto positivo diferido<\/td><\/tr><\/tbody><\/table><\/figure>\n\n\n\n<p>Los resultados muestran una inercia muy alta del IPC nacional y un patr\u00f3n de transmisi\u00f3n del SMRIPP que combina un efecto contempor\u00e1neo positivo, un ajuste negativo al trimestre siguiente y un efecto positivo nuevamente al cuarto trimestre. Esto es consistente con un pass-through escalonado y no lineal del costo laboral relativo hacia los precios al consumidor.<\/p>\n\n\n\n<h3 class=\"wp-block-heading\">3.3. Forma ECM y cointegraci\u00f3n<\/h3>\n\n\n\n<figure class=\"wp-block-table\"><table class=\"has-fixed-layout\"><tbody><tr><td><strong>Indicador<\/strong><\/td><td><strong>Resultado<\/strong><\/td><td><strong>Interpretaci\u00f3n<\/strong><\/td><\/tr><tr><td>Bounds F-stat<\/td><td>14.1852<\/td><td>Evidencia de cointegraci\u00f3n<\/td><\/tr><tr><td>Vector de largo plazo<\/td><td>ln(IPC_t) = 10.0535 + 1.6130 ln(SMRIPP_t)<\/td><td>Elasticidad de largo plazo positiva<\/td><\/tr><tr><td>Coeficiente del t\u00e9rmino en nivel de ln(IPC_{t-1}) en la UECM<\/td><td>0.0252 (p&lt;0.001)<\/td><td>No presenta el signo negativo can\u00f3nico del ECM estable<\/td><\/tr><\/tbody><\/table><\/figure>\n\n\n\n<p>El bounds test sugiere cointegraci\u00f3n entre ln(IPC) y ln(SMRIPP). Sin embargo, la representaci\u00f3n UECM deja una cautela importante: el t\u00e9rmino de ajuste no muestra el signo negativo can\u00f3nico que normalmente se espera en un ECM estable. Por esa raz\u00f3n, la lectura del largo plazo es informativa, pero debe asumirse con prudencia econom\u00e9trica.<\/p>\n\n\n\n<h3 class=\"wp-block-heading\">3.4. Diagn\u00f3stico del modelo<\/h3>\n\n\n\n<figure class=\"wp-block-table\"><table class=\"has-fixed-layout\"><tbody><tr><td><strong>Prueba<\/strong><\/td><td><strong>Resultado<\/strong><\/td><td><strong>Conclusi\u00f3n<\/strong><\/td><\/tr><tr><td>Jarque-Bera<\/td><td>p = 0.513<\/td><td>No se rechaza normalidad<\/td><\/tr><tr><td>Ljung-Box (4)<\/td><td>p = 0.138<\/td><td>Sin autocorrelaci\u00f3n fuerte a 4 rezagos<\/td><\/tr><tr><td>ARCH-LM (4)<\/td><td>p = 0.392<\/td><td>Sin evidencia clara de heterocedasticidad ARCH<\/td><\/tr><tr><td>AIC \/ BIC<\/td><td>-480.610 \/ -462.972<\/td><td>Especificaci\u00f3n parsimoniosa y consistente<\/td><\/tr><\/tbody><\/table><\/figure>\n\n\n\n<p>En t\u00e9rminos de diagn\u00f3stico, el modelo se comporta razonablemente bien: los residuos lucen cercanos a la normalidad, no muestran evidencia fuerte de autocorrelaci\u00f3n remanente y no se detecta heterocedasticidad ARCH relevante. Esto favorece el uso del modelo como aproximaci\u00f3n emp\u00edrica del traslado del salario m\u00ednimo a precios, aunque no elimina la necesidad de interpretar con cautela la din\u00e1mica de largo plazo.<\/p>\n\n\n\n<h3 class=\"wp-block-heading\">3.5. Evidencia gr\u00e1fica<\/h3>\n\n\n\n<p><\/p>\n\n\n\n<p class=\"has-text-align-center\"><em>Figura 1. Serie observada y ajustada de ln(IPC).<\/em><\/p>\n\n\n<div class=\"wp-block-image\">\n<figure class=\"aligncenter size-full is-resized\"><img loading=\"lazy\" decoding=\"async\" width=\"585\" height=\"320\" src=\"https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-content\/uploads\/2026\/03\/image-4.png\" alt=\"\" class=\"wp-image-7585\" style=\"width:691px;height:auto\" srcset=\"https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-content\/uploads\/2026\/03\/image-4.png 585w, https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-content\/uploads\/2026\/03\/image-4-300x164.png 300w\" sizes=\"auto, (max-width: 585px) 100vw, 585px\" \/><figcaption class=\"wp-element-caption\">Fuente: Secretar\u00eda de Hacienda de Armenia (2026)<\/figcaption><\/figure>\n<\/div>\n\n\n<p class=\"has-text-align-center\"><em>Figura 2. Residuos del modelo ARDL(1,4).<\/em><\/p>\n\n\n<div class=\"wp-block-image\">\n<figure class=\"aligncenter size-full is-resized\"><img loading=\"lazy\" decoding=\"async\" width=\"585\" height=\"258\" src=\"https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-content\/uploads\/2026\/03\/image-7.png\" alt=\"\" class=\"wp-image-7588\" style=\"width:771px;height:auto\" srcset=\"https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-content\/uploads\/2026\/03\/image-7.png 585w, https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-content\/uploads\/2026\/03\/image-7-300x132.png 300w\" sizes=\"auto, (max-width: 585px) 100vw, 585px\" \/><figcaption class=\"wp-element-caption\">Fuente: Secretar\u00eda de Hacienda de Armenia (2026)<\/figcaption><\/figure>\n<\/div>\n\n\n<p class=\"has-text-align-center\"><em>Figura 3. Q-Q plot de residuos.<\/em><\/p>\n\n\n<div class=\"wp-block-image\">\n<figure class=\"aligncenter size-full is-resized\"><img loading=\"lazy\" decoding=\"async\" width=\"586\" height=\"440\" src=\"https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-content\/uploads\/2026\/03\/image-5.png\" alt=\"\" class=\"wp-image-7586\" style=\"width:724px;height:auto\" srcset=\"https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-content\/uploads\/2026\/03\/image-5.png 586w, https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-content\/uploads\/2026\/03\/image-5-300x225.png 300w\" sizes=\"auto, (max-width: 586px) 100vw, 586px\" \/><figcaption class=\"wp-element-caption\">Fuente: Secretar\u00eda de Hacienda de Armenia (2026)<\/figcaption><\/figure>\n<\/div>\n\n<div class=\"wp-block-image\">\n<figure class=\"aligncenter size-full is-resized\"><img loading=\"lazy\" decoding=\"async\" width=\"585\" height=\"265\" src=\"https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-content\/uploads\/2026\/03\/image-6.png\" alt=\"\" class=\"wp-image-7587\" style=\"width:731px;height:auto\" srcset=\"https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-content\/uploads\/2026\/03\/image-6.png 585w, https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-content\/uploads\/2026\/03\/image-6-300x136.png 300w\" sizes=\"auto, (max-width: 585px) 100vw, 585px\" \/><figcaption class=\"wp-element-caption\">Fuente: Secretar\u00eda de Hacienda de Armenia (2026)<\/figcaption><\/figure>\n<\/div>\n\n\n<h1 class=\"wp-block-heading\">IV. An\u00e1lisis econ\u00f3mico de los resultados<\/h1>\n\n\n\n<p>El modelo nacional confirma que el salario m\u00ednimo deflactado por IPP s\u00ed guarda una relaci\u00f3n estad\u00edsticamente relevante con el nivel de precios al consumidor. A diferencia del caso de Armenia, en Colombia el efecto contempor\u00e1neo del SMRIPP s\u00ed sale positivo y significativo, lo que sugiere que el pass-through a nivel agregado nacional es m\u00e1s visible desde el inicio del ajuste.<\/p>\n\n\n\n<p>La interpretaci\u00f3n econ\u00f3mica es que un aumento del salario m\u00ednimo, cuando se lo mide frente a los precios del productor, eleva el costo laboral relativo de la econom\u00eda. Ese mayor costo no siempre se traspasa de una sola vez, pero s\u00ed empieza a reflejarse en el IPC desde el mismo trimestre y vuelve a aparecer con fuerza alrededor de cuatro trimestres despu\u00e9s. Esto encaja con un mecanismo de transmisi\u00f3n escalonado: primero una parte del choque se traslada a precios, luego hay una fase de absorci\u00f3n o compresi\u00f3n de m\u00e1rgenes, y m\u00e1s adelante se materializa un ajuste adicional.<\/p>\n\n\n\n<p>La alta persistencia del IPC es otro hallazgo central. En t\u00e9rminos econ\u00f3micos, esto indica que la inflaci\u00f3n nacional no responde solo a choques contempor\u00e1neos, sino tambi\u00e9n a una fuerte inercia de precios. Por tanto, el aumento del salario m\u00ednimo no act\u00faa sobre una econom\u00eda de precios est\u00e1ticos, sino sobre una estructura donde existe indexaci\u00f3n parcial, memoria inflacionaria y ajustes sucesivos.<\/p>\n\n\n\n<p>La elasticidad de largo plazo estimada, cercana a 1.61, sugiere que si el salario m\u00ednimo relativo a los precios del productor aumenta de manera persistente, el nivel de precios al consumidor tambi\u00e9n tiende a elevarse en el largo plazo. No obstante, esta lectura debe matizarse porque la representaci\u00f3n ECM no presenta un mecanismo de correcci\u00f3n al equilibrio con el signo esperado. En consecuencia, el mensaje m\u00e1s s\u00f3lido no es que exista una elasticidad estructural exacta de 1.61, sino que hay evidencia consistente de un v\u00ednculo positivo y persistente entre costo laboral relativo e IPC nacional.<\/p>\n\n\n\n<p>Desde una perspectiva de pol\u00edtica econ\u00f3mica, los resultados son compatibles con la idea de que aumentos fuertes del salario m\u00ednimo pueden generar presi\u00f3n inflacionaria, especialmente cuando superan el crecimiento de la productividad y terminan filtr\u00e1ndose a sectores intensivos en mano de obra. El modelo no implica que todo el aumento del IPC se explique por el salario m\u00ednimo, pero s\u00ed sugiere que este forma parte del proceso de determinaci\u00f3n de precios en Colombia.<\/p>\n\n\n\n<h1 class=\"wp-block-heading\">V. Conclusi\u00f3n<\/h1>\n\n\n\n<p>En s\u00edntesis, el modelo ARDL(1,4) para Colombia muestra que el IPC nacional es altamente inercial y que el SMRIPP tiene un efecto contempor\u00e1neo y rezagado sobre el nivel de precios. La evidencia emp\u00edrica respalda la existencia de un pass-through del salario m\u00ednimo hacia los precios al consumidor, aunque este no es instant\u00e1neo ni lineal, sino gradual y distribuido en varios trimestres. En comparaci\u00f3n con Armenia, el patr\u00f3n nacional luce m\u00e1s claro en el corto plazo, lo que sugiere que el traslado del salario m\u00ednimo se capta con mayor nitidez en el agregado de Colombia que en un \u00edndice local espec\u00edfico.<\/p>\n","protected":false},"excerpt":{"rendered":"<p>RESUMEN EJECUTIVO Es importante tratar de determinar c\u00f3mo el aumento del salario m\u00ednimo se transfiere a los precios al consumidor. Para ello, se emplean modelos econom\u00e9tricos que den cuenta del pass-through del salario m\u00ednimo hacia el IPC. Para Armenia: Persistencia del IPCa El IPC de Armenia muestra una inercia muy<\/p>\n<div class=\"continue-reading-wrapper\"><a href=\"https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/uncategorized\/observatorio-economico-la-transmision-del-salario-minimo-a-los-precios-del-consumidor-en-armenia-y-colombia\/\" class=\"continue-reading\">Ampliar informaci\u00f3n<i class=\"ion-ios-arrow-right\"><\/i><\/a><\/div>\n","protected":false},"author":1,"featured_media":0,"comment_status":"open","ping_status":"closed","sticky":false,"template":"","format":"standard","meta":{"footnotes":""},"categories":[1],"tags":[],"class_list":["post-7577","post","type-post","status-publish","format-standard","hentry","category-uncategorized"],"_links":{"self":[{"href":"https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-json\/wp\/v2\/posts\/7577","targetHints":{"allow":["GET"]}}],"collection":[{"href":"https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-json\/wp\/v2\/posts"}],"about":[{"href":"https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-json\/wp\/v2\/types\/post"}],"author":[{"embeddable":true,"href":"https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-json\/wp\/v2\/users\/1"}],"replies":[{"embeddable":true,"href":"https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-json\/wp\/v2\/comments?post=7577"}],"version-history":[{"count":12,"href":"https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-json\/wp\/v2\/posts\/7577\/revisions"}],"predecessor-version":[{"id":7602,"href":"https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-json\/wp\/v2\/posts\/7577\/revisions\/7602"}],"wp:attachment":[{"href":"https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-json\/wp\/v2\/media?parent=7577"}],"wp:term":[{"taxonomy":"category","embeddable":true,"href":"https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-json\/wp\/v2\/categories?post=7577"},{"taxonomy":"post_tag","embeddable":true,"href":"https:\/\/observatorioarmenia.org\/site\/wp-json\/wp\/v2\/tags?post=7577"}],"curies":[{"name":"wp","href":"https:\/\/api.w.org\/{rel}","templated":true}]}}