Índice de Preços no. Consumidor. Base Nota Metodológica

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1 DEPARTAMENTO DE SÍNTESE ECONÓMCA DE CONJUNTURA SERVÇO DE ESTATÍSTCAS DE PREÇOS Índice de Preços no Consumidor Base 2002 Noa Meodológica O Índice de Preços no Consumidor Série PC02 (2002=100) Secção 1. O PC em sínese...1 nrodução...1 As séries do PC...1 O Índice Harmonizado de Preços no Consumidor...4 Secção 2. O PC base nrodução...7 Princiais caracerísicas do PC Formulação e cálculo do índice...9 Definição geral do Índice...9 Cálculo do Índice mensal A uilização de um índice encadeado Secção 3. O HPC como indicador derivado do PC nrodução HPC e PC nacional O cálculo do HPC Secção 4. Asecos esecíficos no cálculo dos PC e HPC nrodução Seguros Ponderadores dos seguros Preços dos seguros Reduções de reços Jogos e aosas Saúde, educação e roecção social Preços não observados Sazonalidade Ajusamenos de Qualidade Comaração direca de reços Encadeameno sem variação reço Sobreosição de observações Méodos exlícios Secção 5. Políica de difusão e relações com os uilizadores Formas de aresenação dos resulados Acesso aos dados e confidencialidade Fevereiro, 2003

2 O Índice de Preços no Consumidor Série PC02 (2002=100) Secção 1. O PC em sínese nrodução O Índice de Preços no Consumidor é um indicador que em or finalidade medir a evolução no emo, dos reços de um conjuno de bens e serviços considerados reresenaivos da esruura de desesa de consumo rivado da oulação residene, num esaço geográfico delimiado. Deve er-se resene que o PC não esá esecialmene vocacionado ara medir o nível de reços em deerminado eríodo, mas anes a variação desse nível enre dois eríodos. O nsiuo Nacional de Esaísica (NE) calcula ese indicador com eriodicidade mensal e difunde os seus resulados, duas semanas aós o mês de referência 1. O NE calcula igualmene com eriodicidade mensal, o Índice Harmonizado de Preços no Consumidor (HPC). Ese indicador, que em or base a informação do PC nacional, é uilizado ara medir a inflação numa base comarável com os resanes Esados-membros da União Euroeia. O HPC é difundido ao úblico em simulâneo com o índice nacional. A meodologia deses dois indicadores é descria com algum dealhe nas secções 2 e 3 do exo. As séries do PC O nsiuo Nacional de Esaísica iniciou em 1929 a rodução de um indicador ara os reços no consumidor, com o cálculo do Índice de Preços de Realho. Esa série era calculada com base em reços observados nas caiais de disrio ara um cabaz que incluía 73 roduos. A base da série (100) corresondia aos reços de Junho de Em 1938/39, o nsiuo Nacional de Esaísica iniciou a ublicação de um Índice Ponderado do Cuso da Alimenação e ouros roduos de consumo domésico ara a cidade de Lisboa. A base desa série corresondia aos reços médios observados no eríodo de Julho de 1938 a Junho de A arir de 1949, iniciou-se a ublicação de Índices de Preços no Consumidor (PC) ara algumas cidades do Coninene. 1 Mais recisamene ao décimo dia úil aós o mês de referência do índice, exceo em siuações de revisão da base do índice. O cálculo deses índices veio a adoar a fórmula de agregação de Laseyres baseada nas esruuras de onderação derivadas dos nquérios às Condições de Vida das Famílias, realizados nas cidades de Lisboa (Julho de 1948 a Junho de 1949), do Poro (Julho de 1950 a Junho de 1951), Coimbra (Julho de 1953 a Junho de 1954), Évora e Viseu (Julho de 1955 a Junho de 1956) e Faro (Julho de 1961 a Junho de 1962). Esas séries de índices eram vulgarmene designadas or Índices das seis cidades. Os reços observados corresondiam a um cabaz que coninha enre 198 a 251 iens. Os índices eram agregados em caegorias que odiam corresonder de 6 a 8 gruos. Em 1975, as bases desas seis séries de índices foram ransosas ara Em Janeiro de 1977, o nsiuo Nacional de Esaísica iniciou a ublicação da rimeira série de um Índice de Preços no Consumidor cujo âmbio geográfico se esende aos aglomerados urbanos do Coninene. A base ara a esruura de onderação dese índice era fornecida elos resulados do nquério às Desesas Familiares realizado em 1973/74. A oulação de referência do índice corresondia ao subconjuno de famílias cuja dimensão se siuava enre 1 e 5 UC 2 com um rendimeno anual enre 30 e 180 mil escudos e cujo elemeno rincial fosse rabalhador or cona de ourem ou ensionisa. Os reços de referência do índice corresondiam aos reços médios de 1976 (1976=100). Eram observados mensalmene cerca de reços ara 286 arigos (bens e serviços), recolhidos em esabelecimenos localizados em 18 cenros geográficos. A comilação do indicador recorria à formulação Laseyres ara a agregação dos índices elemenares. Eses úlimos resulavam do raio enre a média simles dos reços observados no eríodo de referência e o reço médio do ano base. Para a agregação dos índices eram consideradas 4 classes de desesa: Alimenação e bebidas; Vesuário e calçado; Desesas de habiação; e Diversos. Excluíam-se as rendas de habiação. O Índice de Preços no Consumidor (1976=100) disonibilizava 3 séries rinciais: Coninene urbano; cidade de Lisboa; e cidade do Poro. O Índice de Preços no Consumidor - Coninene disonibilizava ainda 92 sub-séries (4 classes, 36 gruos e 52 subgruos). Em Janeiro de 1988, iniciou-se uma nova série do Índice de Preços no Consumidor (1983=100) que 2 Unidades de consumo de acordo com o conceio da Organização nernacional do Trabalho (OT). Índice de Preços no Consumidor Base Noa Meodológica 1

3 inroduziu assinaláveis desenvolvimenos no indicador, nomeadamene: maior reresenaividade; maior dealhe na informação; exensão do seu âmbio à oalidade da oulação sem quaisquer resrições; e alargameno da coberura de roduos às rendas de habiação 3. A informação ara a esruura de onderação adoada nesa série resulou do nquério às Receias e Desesas Familiares realizado em 1980/81. Os reços de referência do indicador corresondiam aos reços médios de A oulação de referência não sofria qualquer io de resrição. O indicador considerava 500 roduos (bens e serviços) a que corresondiam cerca de reços, observados mensalmene em esabelecimenos comerciais disribuídos or 25 cenros geográficos. Foram inroduzidas face à série anerior, algumas alerações meodológicas no cálculo dos índices. Os reços médios nacionais dos roduos elemenares assaram a ser obidos a arir de uma média onderada dos reços médios calculados em cada cenro geográfico 4. Por ouro lado, adoou-se um raameno esecífico da sazonalidade ara os roduos horícolas frescos e fruas frescas 5. Com ese indicador assaram a ser disonibilizadas duas séries rinciais: a série A, com âmbio geográfico reseiane ao Coninene (urbano e rural) e sem qualquer resrição da oulação de referência; a série B 6, com âmbio geográfico reseiane à área urbana do Coninene e às cidades de Lisboa e Poro e alicando à oulação de referência as resrições consideradas na anerior série do PC. Foi igualmene adoada uma diferene classificação ara a esruura do índice, combinando o criério funcional da desesa das famílias com a 3 O indicador assou a inegrar as rendas e manuenção da habiação ao nível do índice médio anual; mensalmene o resulado agregado excluía eses roduos (série Toal geral excluindo Habiação). 4 Os onderadores uilizados eram deerminados or valores roorcionais à oulação reresenada or cada cenro geográfico. 5 Para os roduos horícolas e fruas era adoado um esquema de onderação mensal (ainéis móveis) que considerava os roduos íicos do mês em causa. O reço base considerado corresondia ao reço do mês homólogo do ano base e não ao reço médio do ano base como aconecia ara os resanes roduos. Os índices elemenares de um deerminado mês, resulavam assim do raio enre o reço observado e o reço de referência (mês homólogo do ano base) sendo agregados de acordo com as onderações do ainel mensal. Eses úlimos eram alisados uilizando um rocesso de médias móveis de 12 meses ara ober o índice mensal relaivo ao gruo de roduos. 6 O objecivo desa série era a comaração com a série anerior. Desa forma, considerou-se um subconjuno da oulação consiuída or agregados de 1 a 5 UC com rendimenos anuais acualizados ara um inervalo enre 100 e 800 mil escudos. naureza dos roduos considerados no ainel. Resulou assim uma esruura que considerava: 9 classes, 28 gruos e 55 subgruos, o que corresondia a um oal de 92 sub-séries. Com o Índice de Preços no Consumidor de Janeiro de 1992, inicia-se a série do indicador PC baseada no ano Face à informação que vinha sendo roduzida, esa série inroduziu um inegável alargameno na coberura do indicador, endo em cona que ese assou a ser reresenaivo ara o País (âmbio nacional) e se iniciou a comilação de índices regionais de acordo com a Nomenclaura esaísica de Unidades Terrioriais ao segundo nível (NUTS ). A base ara a consrução dos onderadores da desesa assenou nos resulados dos nquério aos Orçamenos Familiares realizado no eríodo 1989/90. Com esa série abandonou-se o cálculo do indicador ara um esrao esecífico da oulação. Os coeficienes oulacionais uilizados ara a onderação dos reços médios dos cenros geográficos no cálculo dos reços médios or região, foram derivados dos resulados reliminares do Recenseameno da Poulação Finalmene, e endo em cona que a comilação do índice nacional resulava da média onderada dos índices regionais, foi inroduzida uma nova caegoria de onderadores os coeficienes de desesa regionais. Eses corresondiam a uma comosição da disribuição regional da oulação com a desesa regional er caia, raduzindo no final a roorção da desesa de consumo rivado oal regional na desesa de consumo rivado oal nacional. Nesa série do indicador assaram a ser observados aroximadamene reços em cerca de esabelecimenos disribuídos or 41 cenros geográficos. O cabaz de desesa considerava 577 roduos (bens e serviços) reresenaivos do Consumo Privado os quais foram idenificados ela análise dos resulados do nquério aos Orçamenos Familiares. Ese indicador, com a inclusão das regiões Açores e Madeira, assou a disonibilizar 11 séries rinciais: Nacional, Coninene, Regiões (7) e cidades de Lisboa e Poro. A esruura de classificação definida ara o Índice de Preços no Consumidor maneve-se similar à adoada na anerior série (1983=100) mas inroduziu um maior dealhe ao nível das sub-séries, considerando o nível de sub-subgruo. Assim, cada série rincial assou a ser consiuída or um oal de 216 subséries: 9 classes, 28 gruos, 55 subgruos e 124 sub-subgruos. O rocesso adoado ara o cálculo do indicador consisia nas seguines fases: Índice de Preços no Consumidor Base Noa Meodológica 2

4 (i) cálculo dos reços médios de roduo elemenar ara cada cenro geográfico a arir de uma média ariméica simles dos reços observados nos esabelecimenos aí localizados, (ii) agregação deses uilizando uma média ariméica onderada or coeficienes oulacionais ara ober o reço médio da região, (iii) cálculo dos índices elemenares regionais e agregação ara os diferenes níveis da esruura do PC (oal, classe, gruo, subgruo e sub-subgruo) uilizando os esquemas de onderação regional; nesa fase, obinham-se os resulados das séries e sub-séries de índices regionais, (iv) cálculo das séries e sub-séries de índices de âmbio geográfico nacional e coninene ela agregação dos índices regionais uilizando a média onderada elos coeficienes de desesa regionais. A série do Índice de Preços no Consumidor com base em 1991, maneve o raameno sazonal das fruas e roduos horícolas, já inroduzido na série anerior. Esa série coninuou, al como a anerior, a observar reços ara os roduos da classe Rendas e conservação de ineriores aenas com referência anual e ara o Coninene 7. Em Janeiro de 1998, o NE iniciou a divulgação de uma nova série do PC com base nos reços médios de 1997 (1997=100). A esruura de desesa desa série baseava-se nos resulados do nquério aos Orçamenos Familiares realizado em 1994/95. A oulação de referência não inha qualquer io de resrição. A nova série do indicador, sofreu significaivos desenvolvimenos, aroximando a meodologia de cálculo às decisões resulanes das discussões que, no lano écnico, decorriam desde 1992 na União Euroeia a nível do rocesso de harmonização dos Índices de Preços no Consumidor. As alerações meodológicas mais significaivas conemladas nesa nova na série, foram as seguines: (i) adoção de uma nova nomenclaura Classificação do Consumo ndividual or Objecivo (COCOP) 8, (ii) acualização da esruura de onderação obida do nquério aos Orçamenos Familiares a reços de , 7 Por esa razão o índice agregado das séries mensais excluía esa classe que só era ublicada em ermos anuais. 8 Acrónimo do inglês Classificaion of ndividual Consumion by Purose. 9 Assim, a esruura de onderação adoada, assou a reflecir as quanidades médias consumidas no eríodo do inquério (1994/95) valorizadas a reços médios do ano base (reços de referência do índice). (iii) uilização de fones alernaivas que, conjugadas com os resulados do nquério aos Orçamenos Familiares, ermiiram deerminar com maior recisão os onderadores a nível de iem elemenar (rendas, saúde, maerial de ransore, comunicações, ), (iv) exclusão do esquema de onderações do indicador de odos os fluxos de consumo sem qualquer conraarida moneária, como or exemlo, o arrendameno ficício e o auoconsumo; or analogia deixaram de ser considerados no movimeno de reços dado elo índice, os reços imuados e, nese senido, o índice adoou a óica da Desesa Efeciva do Consumo Privado, (v) os reços de saldo, romoções e ouras reduções de reços sem resrições ara generalidade dos consumidores assaram a ser considerados ara o cálculo 10, (vi) os reços relaivos aos serviços de arrendameno (rendas efecivas) assaram a ser observados mensalmene ermiindo, dese modo, a comilação do índice oal nacional com esa eriodicidade, (vii) a desesa das famílias relaiva ao roduo Seguros (ramos não-vida) considerada no esquema de onderações, assou a corresonder ao valor efecivo do serviço resado (axa de serviço) elas comanhias aos seus segurados, sendo o valor desa axa de serviço deerminado elos rémios efecivamene cobrados e rémios sulemenares, desconados das indemnizações e da variação líquida das rovisões écnicas; o monane dos rémios bruos não afeco a consumo de serviços de seguros (rémios líquidos) assou a ser, or isso, disribuído ela desesa em bens e serviços coberos elo ramo em causa, (viii) a desesa de consumo rivado em Jogos e Aosas foi considerada no esquema de onderações, líquida dos rémios de jogo disribuídos, os quais reresenam ransferências de rendimeno enre as famílias, (ix) o cálculo dos reços médios a nível de cenro geográfico, ara um iem elemenar, assou a adoar a média geomérica dos reços observados nos esabelecimenos do cenro, (x) foram inroduzidos méodos imlícios e exlícios ao nível dos rocedimenos de ajusameno de qualidade (subsiuição de roduos, aleração de modelos, ) de acordo com as normas esabelecidas no quadro do rocesso de harmonização do indicador no âmbio do Sisema Esaísico Euroeu. 10 Nas séries aneriores, quando esas siuações ocorriam, maninha-se o úlimo reço observado. Índice de Preços no Consumidor Base Noa Meodológica 3

5 À exceção das alerações já referenciadas, o méodo de observação de reços e de cálculo maneve-se semelhane ao da série A série do índice com base em 1997, observava mensalmene cerca de reços em esabelecimenos 11 disribuídos or 41 cenros geográficos. O número de iens elemenares considerados nesa série, corresondia a cerca de 700 roduos (bens e serviços). Com o Índice de Preços no Consumidor base 1997, assaram a ser divulgadas 10 séries rinciais: Nacional, Coninene, Regiões e cidade de Lisboa. A série PC Nacional assou a ser o referencial da inflação 12. Cada série rincial, em virude da aleração de nomenclaura, assou a ser consiuída or um oal de 333 sub-séries: 12 classes, 36 gruos, 96 subgruos e 189 sub-subgruos. No Quadro 2 é aresenada a cronologia dos rinciais desenvolvimenos ocorridos nas séries PC. O Índice Harmonizado de Preços no Consumidor O Traado da União Euroeia (Fevereiro 1992) esabeleceu um calendário de eaas ara a realização da União Económica e Moneária (UEM) e fixou quaro criérios de convergência. Um desses criérios é o da esabilidade de reços medida or Índices de Preços no Consumidor comilados numa base meodológica comarável. Por criério de esabilidade de reços enende-se que cada Esado-membro deve regisar uma esabilidade de reços susenável e, no ano que anecede a análise, uma axa média de inflação que não exceda em mais de 1,5%, a verificada, no máximo, nos rês Esados-membros com melhores resulados em ermos de esabilidade dos reços. A comilação de índices de reços numa base meodológica comarável assa assim a ser um objecivo rioriário dos insiuos de esaísica ara resonder às necessidades reveladas elos uilizadores. Com o objecivo de melhorar a comarabilidade dos Índices de Preços no Consumidor, o EUROSTAT iniciou, em esreia colaboração com os serviços de esaísica dos Esadosmembros, um rocesso de harmonização dos diferenes méodos ara comilar eses índices. O rimeiro resulado dese rocesso de rabalho foi o Regulameno (CE) n.º 2494/95, do Conselho, de 23 de Ouubro de Ese regulameno fixava o enquadrameno geral e as regras do rocesso de rodução do indicador de inflação e esabelecia um calendário que, enquadrado elo Traado, esiulava os seguines assos: 11 Excluem-se desa amosra os reços das rendas efecivas. 12 O faco das rendas não serem observadas na anerior série no esaço nacional, mas aenas no Coninene, consiuiu uma resrição à coberura do índice nacional e à sua uilização como referencial da inflação. (i) numa rimeira fase, a ublicação de Índices nercalares, baseados em grande are nos índices nacionais exisenes, e (ii) numa segunda fase, iniciada em Janeiro de 1997, a ublicação da série de Índices Harmonizados de Preços no Consumidor. Nem os Índices nercalares nem os Índices Harmonizados de Preços no Consumidor subsiuem os Índices de Preços no Consumidor nacionais. Aqueles foram concebidos única e exclusivamene ara fins de comaração inernacional e aferir a esabilidade de reços na Zona Euro, e não ara usos inernos, como a indexação ou a negociação de salários. Em Porugal, com o índice de Janeiro de 1996, iniciou-se a ublicação do índice inercalar com eriodicidade mensal. Esa série, com base nos reços médios de 1994, foi divulgada aé ao final de Em Março de 1997, inicia-se a divulgação da série do HPC 14. Esa série em o ano base em O HPC inicia-se com uma coberura reduzida face ao seu âmbio, que veio gradualmene a ser alargada aé aingir a coberura acual que esá na base dos resulados do HPC oal desde Janeiro de Em Janeiro de 1996, o Índice nercalar cobria no caso oruguês 88% do valor do consumo rivado considerado como referência do ainel do PC nacional (PC 91 ). Os iens não coberos elo índice inercalar (12%), corresondiam ao arrendameno imuado, saúde, educação, roecção social, serviços de recolha de lixo e saneameno, férias organizadas, seguros e serviços financeiros. O HPC inicia-se em Janeiro de 1997 (1996=100) com uma coberura de 92% da desesa imlícia no PC 91,em resulado da inclusão face ao índice inercalar dos sub-índices reseianes à saúde e educação (bens e serviços sujeios a reços de mercado e não reembolsáveis), férias organizadas, seguros e serviços financeiros. Aé ao final de 1999 e or referência à coberura oal a observar no HPC, endo or base o conceio de Desesa Moneária de Consumo Final das Fa- 13 Foram ublicados índices mensais ara o eríodo Janeiro de 1994 a Dezembro de A série de índices inercalares foi comilada ara o eríodo Janeiro de 1990 a Dezembro de A série HPC cobre igualmene o ano de A exclusão de deerminadas comonenes da desesa (Saúde, Educação e Proecção Social) deerminava aroximadamene uma coberura inicial de bens e serviços corresondene a 92% do oal da Desesa de Consumo das Famílias residenes e a 85% do oal da Desesa de Consumo Privado no Terriório Económico. As exensões realizadas com a inclusão quer deses bens e serviços quer das desesas de não residenes (urisas) realizada no Terriório Económico alargaram a coberura do HPC à oalidade da desesa de consumo final inerna. Índice de Preços no Consumidor Base Noa Meodológica 4

6 mílias no Terriório Económico, foram adicionados ao ainel: (i) numa rimeira fase 16, as comonenes Medicamenos e Serviços médicos e a Educação, e (ii) numa segunda fase 17, os Serviços hosialares, Proecção social e a desesa de não residenes realizada no Terriório Económico. Os reços dos bens e serviços incluídos ao longo do eríodo são, frequenemene, reços regulados elos oderes úblicos ou subsidiados e o seu nível esá normalmene associado à definição de olíicas sociais e fiscais. Presenemene, endo aingido a coberura oal or referência ao âmbio definido, os resulados do indicador baseiam-se nos índices elemenares do PC nacional, uilizando um esquema de onderação que inclui a desesa de não residenes, esimada com recurso a informação das Conas Nacionais e ao nquério aos Gasos de Esrangeiros não residenes. Quadro 1 Esruura de onderação do HPC no eríodo Classes de desesa Alimenação e bebidas não alcoólicas Ponderadores a reços de Dezembro de y Bebidas alcoólicas e abaco Vesuário e calçado Habiação, água, elecricidade, gás e ouros combusíveis Acessórios, equiameno domésico e manuenção correne da habiação Saúde Transores Comunicações Lazer, recreação e culura Educação Hoéis, cafés e resauranes Bens e serviços diversos Toal O rocesso de cálculo do indicador adoa a formulação de um índice Laseyres encadeado anualmene com base no mês de Dezembro que funciona como mês de ligação. Os índices calculados ara os meses de um deerminado ano y, ao nível de uma osição agregada, são obidos encadeando o resulado da média onderada dos subíndices que inegram essa osição com o índice em Dezembro do ano y-1 do agregado corresondene. Nese senido, as variações homólogas de níveis agregados devem ser inerreadas endo resene ese encadeameno das séries e os alargamenos na coberura 18. Tal formulação ermie acomodar ao longo da série os sucessivos incremenos na coberura do HPC. O Quadro 1 aresena, ara as doze classes COCOP/HPC, as esruuras de onderação uilizadas na comilação do índice harmonizado durane o eríodo 1999 a Em Dezembro de 1998 com efeios na série a arir do índice de Janeiro de Em Dezembro de 1999 com efeios na série a arir do índice de Janeiro de Ver a ese roósio, a Secção 3 O HPC como indicador derivado do PC. Índice de Preços no Consumidor Base Noa Meodológica 5

7 Quadro 2 Cronologia das alerações meodológicas nas séries PC Princiais desenvolvimenos do Índice de Preços no Consumidor enre Aleração mlemenação Descrição Coberura geográfica 1976 Comilação do rimeiro índice reresenaivo do Coninene. Coberura da oulação 1988 Exensão da reresenaividade do índice à oalidade da oulação do Coninene sem qualquer resrição de âmbio. Exensão de âmbio às Rendas e Manuenção da Habiação 1988 Os reços da classe Habiação e manuenção da habiação assam a ser observados numa base anual, ermiindo o cálculo do PC oal anual. Mensalmene, coninua a ser divulgado um indicador de inflação excluindo esa caegoria. Meodologia de cálculo dos reços nacionais 1988 Cálculo dos reços nacionais aravés de uma média onderada dos reços médios em cada cenro geográfico. Traameno de sazonalidade 1988 Adoção a nível das onderações ara as fruas frescas e roduos horícolas frescos, de um esquema de ainéis mensais móveis e cálculo dos índices elemenares aravés da comaração do reço observado com o reço de referência do mês homólogo do ano base. Os índices considerados nos subgruos fruas e roduos horícolas assam a resular de um rocesso de alisameno or médias móveis de 12 ermos dos índices elemenares agregados. Coberura geográfica 1991 nicia-se a comilação de um índice reresenaivo do oal do País PC Nacional, manendo-se a ublicação, or razões de comaração com a série anerior, dos resulados da série PC Coninene. Desagregação regional 1991 Cálculo de índices regionais (NUTS ). Os índices globais - PC Nacional e PC Coninene - resulam da agregação dos índices regionais onderados or um coeficiene de desesa. Maior dimensão amosral 1991 Aumeno da dimensão da amosra ao nível de cenros geográficos (+65%), onos de venda (+90%) e reços observados (+150%). Roação da amosra 1991 nrodução de um esquema de roação da amosra de cenros ao nível dos reços com eriodicidade de observação rimesral. Traameno dos Jogos e Aosas 1991 Correcção da desesa em Jogos e Aosas, considerando a desesa final líquida dos rémios disribuídos. Observação, consisene com esa norma, dos reços que assaram a corresonder ao monane ago, líquido da are a disribuir sob a forma de rémio. Coberura geográfica 1997 Adoção do PC Nacional como referencial de inflação do País. Maior dimensão amosral 1997 Aumeno da dimensão da amosra ao nível dos onos de venda (+15%) e reços observados (+30%). Esquema de onderações 1997 Adoção do conceio de desesa moneária ara a deerminação dos onderadores (exclusão de auolocação e auoconsumo). Periodicidade de observação dos reços no mercado 1997 Aleração da eriodicidade de observação, assando à frequência mensal, dos reços das rendas efecivas de modo a comilar mensalmene o indicador PC oal. de arrendameno Méodo de cálculo dos 1997 Adoção da média geomérica no cálculo dos reços médios de cenro geográfico. reços médios de cenro Preços não observados 1997 Adoção de méodos de esimação ara reços não observados. Preços reduzidos 1997 Observação de reços reduzidos (saldos, romoções) e reseciva inclusão no cálculo do índice. Traameno dos serviços de seguros 1997 Correcção dos rémios bruos de seguros, considerando no esquema de onderação aenas a are corresondene à desesa final em serviços das seguradoras com redisribuição do remanescene dos rémios aos bens e serviços coberos elo resecivo ramo. Ajusamenos de qualidade 1997 Adoção de méodos imlícios e exlícios harmonizados com a ráica a nível euroeu, no cálculo de reços ajusados das diferenças de qualidade or aleração de modelos e inrodução de novos roduos. Índice de Preços no Consumidor Base Noa Meodológica 6

8 Secção 2. O PC base 2002 nrodução Com o índice de Janeiro de 2003, o NE inicia a divulgação do PC com base em 2002 (PC 02 ). O indicador baseia-se nos resulados do úlimo nquério aos Orçamenos Familiares realizado durane o ano de 2000 elo nsiuo Nacional de Esaísica. De um modo geral, a acual série maném a meodologia da anerior (série PC 97 ), com exceção ara rês siuações: (i) aleração do anerior méodo de raameno da sazonalidade das Fruas e Produos horícolas, (ii) modificação do méodo de cálculo do índice nacional a arir da agregação dos índices regionais, e (iii) adoção de um índice encadeado. Com a inrodução desas alerações na nova série reende-se: harmonizar a meodologia de cálculo do índice nos roduos cujos reços esão sujeios a movimenos sazonais significaivos; melhorar a recisão dos resulados do índice e sub-índices nacionais; e ossibiliar a acualização mais frequene, quer da esruura de onderação, quer de roduos e onos de venda. Por ouro lado, a adoção de um índice encadeado roorciona Quadro 3 Esruura da Amosra maior flexibilidade ara inroduzir alerações de carácer meodológico ao longo da série, endenes a melhorar a recisão do indicador (e. g. inrodução de novos roduos, revisão da onderação). Princiais caracerísicas do PC 02 O inquério de base do PC 02 é o nquério aos Orçamenos Familiares de âmbio nacional e com reresenaividade regional (NUTS ), realizado em 2000 a cerca de agregados. Com base nese inquério foi definida a esruura de consumo ara o ainel de bens e serviços do PC corresondene às ransacções realizadas no Terriório Económico ela oalidade das famílias residenes, e que enham or base uma conraarida moneária. Os reços de referência são os reços médios de A esruura da amosra a nível de cenros geográficos, esabelecimenos, roduos (variedades elemenares) e número de reços observados é aresenada no Quadro 3. Cerca de 75% (616) das 812 variedades que inegram o ainel nacional são comuns às 7 regiões NUTS. A disribuição da amosra nacional ara as variedades e número de reços observados em cada uma das classes de desesa que inegram o PC Nacional é aresenada no Quadro 4. Regiões Cenros geográficos Variedades Esabelecimenos 19 Preços Nore Cenro Lisboa e Vale do Tejo Alenejo Algarve Região Auónoma dos Açores Região Auónoma da Madeira Nacional Quadro 4 Disribuição das variedades e reços or classe de desesa COCOP Classe Variedades Preços Preços observados or variedade observados 01 Alimenação e bebidas não alcoólicas Bebidas alcoólicas e abaco Vesuário e calçado Habiação, água, gás e ouros combusíveis Acessórios ara o lar, equiameno domésico e manuenção correne da habiação Saúde Transores Comunicações Lazer, recreação e culura Educação Resauranes e hoéis Bens e serviços diversos Toal Excluem-se da amosra os alojamenos de arrendameno efecivo (cerca de 5700 a nível nacional, raduzindo igual número de reços). ncluindo as rendas são observados cerca de reços. Índice de Preços no Consumidor Base Noa Meodológica 7

9 O resulado do indicador deverá reflecir a evolução dos reços médios mensais, o que deermina a eriodicidade a reseiar na observação dos reços. A eriodicidade de observação dos reços é definida, de modo a reseiar aquele requisio, em função das caracerísicas dos diferenes bens e serviços que inegram o ainel do PC. Dese modo, os roduos alimenares não ransformados - legumes, fruas e eixe - cuja volailidade dos reços oderá ser acenuada, esão sujeios a rês observações mensais; roduos que, no curo razo, aresenam oscilações marginais nos reços são observados rimesralmene recorrendo a um rocesso de roação da amosra denro de cada rimesre a nível dos cenros geográficos de recolha 20 ; e um equeno número de bens e serviços que radicionalmene sofrem uma única acualização de reço no ano civil, é observado com eriodicidade anual. Para as resanes variedades que inegram o ainel do PC é adoada a eriodicidade mensal ara a observação dos reços (Quadro 5). O PC 02 inegra 9 séries rinciais: um índice nacional, um índice do coninene e see índices regionais a nível NUTS 21. Cada uma das séries rinciais é consiuída or 330 sub-séries de acordo com a nomenclaura COCOP adoada: 12 classes, 43 gruos, 99 subgruos e 176 subsubgruos (Quadro 6). A selecção de roduos e a esruura de onderações do ainel, uilizada na agregação dos índices elemenares, é esabelecida ao nível da variedade endo or base os coeficienes orçamenais 22 obidos do nquério aos Orçamenos Familiares. No enano, nem odos os roduos ou variedades idenificados na Desesa de Consumo da Famílias inegram o ainel do índice. A sua inclusão é deerminada or dois criérios: (i) ossuir um valor significaivo a nível de coeficiene orçamenal, iso é, acima de um limiar de 0,001%, ou (ii) garanir a comilação de índices ao nível de sub-subgruo. 20 O criério de observação rimesral dos reços aravés de uma roação da amosra ode originar alguma erda de recisão na amliude das variações mensais, inroduzindo algum desfasameno se num deerminado mês se regisarem fores variações no rimo de crescimeno dos reços. Todavia, mesmo nesa siuação esecífica o méodo adoado não inroduz qualquer disorção ao nível da endência de evolução esecialmene se medida sobre valores rimesrais. 21 Com ese índice é susensa a comilação da série relaiva ao Índice de Preços no Consumidor da cidade de Lisboa. 22 O coeficiene orçamenal ara um deerminado roduo numa região esecífica é definido elo raio enre a desesa de consumo rivado nesse roduo realizada na referida região e a desesa oal em bens e serviços a nível nacional. A desesa em bens e serviços não seleccionados ela alicação dos criérios aneriores, é imuada aravés de dois méodos: (i) de forma direca aribuindo-a a deerminado roduo com caracerísicas similares que enha sido seleccionado ara o ainel, ou (ii) aravés da disribuição roorcional do seu eso aos roduos seleccionados no mesmo sub-subgruo 23. Assume-se como hióese que os roduos não incluídos no ainel e cujos esos foram imuados, erão um comorameno dos reços coincidene com aqueles a que foram associados. Na consrução do esquema de onderações do PC 02, as imuações realizadas corresondem a cerca de 25% da desesa oal, sendo 14% resulane de imuação direca e os resanes 11% corresondenes a imuação indireca. A informação do nquério aos Orçamenos Familiares é ainda combinada com ouros dados exógenos ara ober desagregações mais dealhadas a nível de variedades e inroduzir ajusamenos no esquema de onderações, nomeadamene: (i) dados das vendas de abaco or marcas, (ii) resulados dos Censos 2001 relaivos ao mercado de arrendameno de habiação, (iii) vendas de combusíveis or io, (iv) informação sobre o mercado de roduos farmacêuicos, sobre os acos médicos e meios de diagnósico, (v) dados sobre as vendas de veículos or classe de cilindrada e marca, (vi) informação sobre ráfego em lanços de auoesradas, (vii) informação relaiva às comunicações rede fixa e rede móvel, (viii) dados sobre alunos mariculados nos esabelecimenos de ensino, e (ix) informação relaiva à acividade seguradora dos ramos não-vida. Os onderadores derivados do OF são acualizados a reços médios de 2002, de modo a ober consisência com a ransformação da fórmula Laseyres original em que os coeficienes orçamenais assam a onderar os índices elemenares de variedades 24. O modelo de onderação (Quadro 7) adoado nesa nova série do PC inroduz uma modificação face às duas séries aneriores: PC 91 e PC 97. Com efeio, nesas séries os onderadores regionais eram consruídos de forma indeendene or referência à Desesa Toal da região. Assim, uilizavam-se coeficienes de desesa fixos ara 23 Em geral ese io de imuação alica-se a níveis elemenares não discriminados da nomenclaura COCOP (e. g. Ouros livros n. d. ) os quais assumem um valor residual. 24 Ver fórmula (1 ) na ágina 10. Assume-se, dese modo, a esabilidade nas quanidades consumidas enre o momeno de referência da desesa e o eríodo base do índice. Índice de Preços no Consumidor Base Noa Meodológica 8

10 ober o índice e os sub-índices nacionais a arir da agregação dos resulados regionais. Na série que agora se inicia, o modelo de onderação referencia cada iem (variedade numa dada região) do ainel à desesa oal nacional, resulando em diferenes coeficienes de desesa regionais ao nível dos sub-índices. Os dois méodos aenas são equivalenes na deerminação dos coeficienes de desesa regionais ao nível PC oal. Resula, no enano, desa aleração meodológica uma maior recisão dos sub-índices nacionais (gruo, subgruo e sub-subgruo). Quadro 5 Disribuição das variedades segundo a eriodicidade de observação de reços Classe COCOP Periodicidade nferior a mensal Mensal Trimesral Anual 01 Alimenação e bebidas não alcoólicas Bebidas alcoólicas e abaco Vesuário e calçado Habiação, água, gás e ouros combusíveis Acessórios ara o lar, equiameno domésico e manuenção correne da habiação Saúde Transores Comunicações Lazer, recreação e culura Educação Resauranes e hoéis Bens e serviços diversos Toal Quadro 6 Esruura dos sub-índices Classe COCOP Gruos Subgruos Sub-subgruos 01 Alimenação e bebidas não alcoólicas Bebidas alcoólicas e abaco Vesuário e calçado Habiação, água, gás e ouros combusíveis Acessórios ara o lar, equiameno domésico e manuenção correne da habiação Saúde Transores Comunicações Lazer, recreação e culura Educação Resauranes e hoéis Bens e serviços diversos Toal Quadro 7 Esruura da Desesa de Consumo das Famílias nacional e or região NUTS Regiões NUTS Classe COCOP Lisboa e Nore Cenro Alenejo Algarve RA Açores RA Madeira Vale do Tejo Nacional ,6 301,9 781,6 96,6 70,3 42,2 29,9 2008, ,5 36,0 108,9 14,8 12,2 7,0 4,3 301, ,2 105,8 259,9 32,5 24,3 11,4 8,4 696, ,6 175,0 405,7 37,3 26,0 21,1 16,2 1002, ,3 140,1 300,4 33,7 20,3 15,6 12,1 805, ,0 94,6 239,5 25,5 20,9 11,0 9,7 564, ,8 328,5 739,4 84,2 57,2 31,5 32,4 1913, ,4 51,6 144,5 18,6 11,7 6,3 5,8 343, ,8 77,7 220,0 15,7 15,2 9,4 6,1 500, ,5 15,2 77,9 4,1 3,6 1,2 1,7 150, ,2 154,4 477,1 43,5 44,2 9,1 12,5 1079, ,6 91,5 268,3 23,9 22,1 10,2 6,5 634,1 Toal 3324,4 1572,5 4023,3 430,4 327,9 176,0 145, ,0 Formulação e cálculo do índice Definição geral do Índice O PC define-se como um índice de io Laseyres, iso é, um indicador da variação dos reços de um ainel de roduos 25 ransaccionados no mercado nacional, assumindo quanidades e qualidade consanes. O indicador corresonde dese modo ao raio enre o cuso de aquisição de um conjuno de iens de qualidade consane e em 25 Traa-se de um cabaz de bens e serviços adquiridos or um consumidor final adrão que reresena em média o conjuno das ransacções moneárias (Desesa de Consumo Final) realizadas no Terriório Económico elas famílias residenes. Índice de Preços no Consumidor Base Noa Meodológica 9

11 quanidade fixa em dois momenos diferenes no emo. Designando or 0 o índice em que corresonde ao momeno a comarar e 0 ao momeno de referência, considerado igualmene o eríodo base do índice, em-se: 0 = i i Q i0 Q i i0 i0 em que: i corresonde ao reço do i-ésimo iem no eríodo a comarar i0 corresonde ao reço do i-ésimo iem no eríodo de referência 0 Q i0 (1) corresonde às quanidades do i-ésimo iem da desesa realizada no eríodo de referência 0 Esa formulação corresonde à uilizada ara a comilação de um índice agregaivo de reços Laseyres. De modo a simlificar o cálculo é uilizada uma ransformação da fórmula original: 0 = i i wi0 i0 i w i0 (1 ) em que: w i0 corresonde eso da desesa (coeficiene orçamenal) do i-ésimo iem na desesa oal realizada no eríodo de referência 0 e, wi0 = Qi0 i0 é a desesa oal realizada no i i eríodo de referência 0. Decorre da fórmula ransformada (1 ) que o índice corresonde a uma agregação onderada dos índices elemenares calculados ara cada iem i i i0 (variedade) que inegra o ainel. Cálculo do Índice mensal O cálculo do índice mensal nacional é realizado de forma eáica a arir dos reços observados, assando elas seguines fases: (i) cálculo de reços médios regionais, (ii) cálculo dos índices elemenares de variedades a nível regional, e (iii) agregação ara os sub-índices e índice oal regionais, e (iv) agregação ara os sub-índices e índice oal nacional. O reço médio regional r i resula de uma média onderada dos reços dos cenros geográficos seleccionados na região. O reço médio de cenro é obido a arir de uma média dos reços observados nos esabelecimenos seleccionados no resecivo cenro: em que r i = (2) cc, r π c ic π reresena o onderador do cenro c geográfico c e ic o reço médio da i-ésimo variedade do ainel do índice calculado ara o resecivo cenro. Ese valor é obido a arir da média geomérica dos reços in observados em n esabelecimenos erencenes ao cenro c: 1 ic nn, c ( ) n in = (3) Os índices elemenares ara a i-ésima variedade são calculados ara o nível região e oseriormene ara o nível nacional. A nível de região, o índice elemenar corresonde ao resulado da comaração enre os reços médios regionais no mês e eríodo base. O índice regional da variedade elemenar i,, define-se como: r 0, i r r i 0, i = (4) r i0 O índice nacional da variedade elemenar i resula da agregação dos resecivos índices regionais: N 0, i = δ ir r r δ r ir 0, i em que δ ir reresena o coeficiene orçamenal do iem i na região r or referência à desesa oal nacional. O índice de um deerminado agregado k, subsubgruo, subgruo, gruo, classe e oal, definese ara a região r como: r 0, k = ii, k δ ii, k ir r δ ir 0, i e a nível nacional, a arir dos sub-índices nacionais de variedade, como: w N 0, k = = δ com in ir r w ii, k in ii, k w N in 0, i (5) (6) (7) Índice de Preços no Consumidor Base Noa Meodológica 10

12 ou, a arir dos índices regionais de variedade como: N 0, k = ii, k w in ii, k w r in δ r ir r δ ir 0, k (7 ) A Figura 1 aresena de forma esquemáica as diferenes eaas de cálculo do índice com base nos reços observados a nível regional. Figura 1 - Fases do cálculo do Índice de Preços no Consumidor Cálculo dos reços médios dos cenros or variedade Média geomérica dos reços de variedade observados no cenro (3) Cálculo dos reços médios regionais or variedade Média ariméica onderada or coeficienes oulacionais dos reços de variedade observados no cenro (2) Cálculo dos índices elemenares regionais or variedade Raio enre o reço médio regional no momeno e o momeno de referência 0 (eríodo base) (4) Cálculo dos índices regionais ara agregados Agregação na região dos índices elemenares regionais das variedades que inegram o agregado onderados elos coeficienes orçamenais (6) Cálculo dos índices nacionais ara agregados Agregação nacional dos índices elemenares regionais ou dos índices elemenares nacionais das variedades que inegram o agregado onderados elos coeficienes orçamenais (7) (7 ) A uilização de um índice encadeado Exisem duas formas de abordagem à comaração enre dois eríodos aravés da uilização de números índice: o méodo radicional designado or comaração direca e o rocesso de encadeameno. O rimeiro consise na comaração enre dois eríodos 0 e, sendo eses considerados isoladamene. O segundo méodo oma em linha de cona odos os eríodos inercalares 1, 2,, -1 ara a comaração enre os dois momenos 0 e. Dese modo, ara além dos dois momenos de comaração, oda a série emoral inermédia de reços e quanidades é relevane ara a comilação do índice de reços. Um índice encadeado corresonde assim a uma medida dos efeios acumulados de sucessivos eríodos enre a base e o momeno. O SNA e SEC recomendam a uilização de índices encadeados. A nível euroeu, os índices encadeados 26 Sysem of Naional Accouns, 1993, ONU. 27 Sisema Euroeu de Conas Nacionais e Regionais, 1995, EUROSTAT, Comissão Euroeia. êm vindo a ser uilizados há largos anos, designadamene na França, Reino Unido e Suécia. Recenemene a Holanda e a Esanha, adoaram igualmene esa meodologia. Exise assim um movimeno de ransferência dos radicionais índices de comaração direca ara o méodo de encadeameno. Com o PC 02 inicia-se a uilização de um rocesso de encadeameno anual dos índices, iso é, o índice de um deerminado mês corresonde ao resulado do encadeameno das séries anuais de índices mensais segundo a fórmula de Laseyres e endo or base inercalar o mês de Dezembro do ano recedene. Assim, o índice ara o mês de Abril de 2005 com base 100 em 2002 corresonderá ao encadeameno (roduo) de dois índices: o índice de Abril de 2005 com base 100 em Dezembro de 2004 e o índice de Dezembro de 2004 com base 100 em Índice de Preços no Consumidor Base Noa Meodológica 11

13 Generalizando: ou, my, 0 my, my, 12, y 1 0 = 12, y 1 0 (8) my, 12, y 1 12,2 12,1 = 12, y 1 12, y 2 (...) 12,1 0 (8 ) Ese rocedimeno de cálculo ermie que a série de índices mensais de um deerminado eríodo anual seja considerada de forma indeendene. Dese modo, acualizações do ainel de roduos e variedades observadas, alargameno da coberura e do âmbio, alerações meodológicas nas fórmulas de cálculo dos agregados elemenares, alerações à eriodicidade de observação dos reços, enre ouras modificações, odem ser inroduzidas no início de cada ano, conduzindo a um aerfeiçoameno conínuo do indicador ela caacidade dese se ajusar com facilidade às mudanças da realidade em análise. Secção 3. O HPC como indicador derivado do PC nrodução HPC é roduzido mensalmene uilizando uma meodologia harmonizada. O desenvolvimeno desa meodologia rocessou-se ao longo da úlima década sob a direcção do EUROSTAT, com a ariciação dos Esados-membros. O objecivo dese indicador é o de medir a inflação a arir de um índice de reços no consumidor comilado numa base comarável, omando em cona diferenes definições nacionais 28. O HPC corresonde a um índice de reços io Laseyres cujo cálculo é baseado nos reços dos roduos oferecidos no mercado de bens e serviços referenciado ao Terriório Económico do Esado-membro, e adquiridos or unidades resenes nesse Terriório com o objecivo de saisfação direca das suas necessidades de consumo. De acordo com ese conceio e or referência ao SEC 95, o âmbio do HPC corresonde à noção de Desesa Moneária de Consumo Final das Famílias 29. A coberura do HPC, é assim definida elo conjuno dos bens e serviços que se incluem na desesa moneária de consumo final das famílias. Esa desesa esá desagregada de acordo com as caegorias e subcaegorias da COCOP/HPC 30 e define-se 28 Regulamenos (CE) n.º 2494/95 de 23 de Ouubro e n.º 1749/96 de 9 de Seembro, do Conselho, relaivos aos Índices Harmonizados de Preços no Consumidor. 29 Regulamenos (CE) n.º 1687/98 e n.º 1688/98 de 20 de Julho, do Conselho, relaivos à coberura de bens e serviços geográfica e demográfica do Índice Harmonizado de Preços no Consumidor. 30 Classificaion Of ndividual COnsumion by Purose, adaada ao HPC. Regulamenos (CE) n.º 2214/96 de 20 de Novembro e n.º 1749/99 de 23 de Julho, do Conselho, relaivos à ransmissão e divulgação dos sub-índices do Índice Harmonizado de Preços no Consumidor. como a arcela do consumo final que reseia em simulâneo as seguines condições: (i) é realizada elas famílias indeendenemene da sua nacionalidade ou esauo de residência, (ii) em como conraarida uma ransacção moneária, (iii) efecua-se no Terriório Económico do Esado-membro, (iv) incide sobre bens e serviços que são uilizados na saisfação direca de necessidades individuais, e (v) é comarável em ambos os momenos de análise. Os reços uilizados no cálculo do HPC são os reços suorados elas famílias na aquisição de bens e serviços individuais baseados em ransacções moneárias. Eses reços, reços de aquisição, corresondem, à semelhança do que aconece no PC, ao reço de mercado que o adquirene efecivamene aga no momeno de aquisição e: (i) inclui odos os imosos indirecos líquidos de subsídios sobre os roduos, (ii) inclui reduções e desconos desde que de alicação generalizada aos consumidores, e (iii) exclui juros e ouros cusos associados à aquisição a crédio. As onderações uilizadas no HPC ao nível das caegorias e subcaegorias da COCOP, são calculadas or referência à desesa agregada cobera elo índice, sendo exressas em ermilagem. HPC e PC nacional O diferene âmbio de oulação dos dois indicadores deermina esruuras de onderação diferenciadas. Na verdade o HPC corresonde a uma exensão do índice nacional ara incluir as desesas de não residenes, resenes no Terriório Económico, que não são conemladas no índice nacional. Por ouro lado, a coberura de bens e serviços dos dois índices é raicamene a mesma: excluí-se do HPC o subgruo de desesa final Jogos e Aosas que é conemlado no índice nacional. O esquema de onderações do HPC resula assim da esruura de onderadores do PC nacional comlemenada or uma esimaiva da desesa final de não residenes no Terriório Económico obida com base na informação das Conas Nacionais oruguesas e do nquério aos Gasos de não Residenes, realizado elo NE. De acordo com a informação mais recene disonibilizada elas Conas Nacionais (resulados rovisórios ara 2001) a desesa de não residenes no Terriório Económico reresena cerca de 8,3% da desesa de consumo final realizada a nível inerno. O nquério aos Gasos de não Residenes de 2000 ermie a esimaiva daquela Índice de Preços no Consumidor Base Noa Meodológica 12

14 desesa global or caegorias e subcaegorias da COCOP/HPC. As esruuras do PC e HPC a reços médios de 2002 são aresenadas no Quadro 8. Quadro 8 Comaração enre as esruuras de onderação do PC e HPC (reços médios de ) Classe COCOP PC residenes HPC não residenes 01 Alimenação e bebidas não alcoólicas Bebidas alcoólicas e abaco Vesuário e calçado Habiação, água, gás e ouros combusíveis Acessórios ara o lar, equiameno domésico e manuenção correne da habiação Saúde Transores Comunicações Lazer, recreação e culura Educação Resauranes e hoéis Bens e serviços diversos Toal ,0 O cálculo do HPC A comilação do HPC uiliza como inu os índices do PC nacional ao nível elemenar que são agregados ara as diferenes caegorias e subcaegorias (sub-índices) de acordo com o esquema de onderações reseiane à coberura de bens e serviços, geográfica e demográfica do indicador. em que: HPC 96 k, y, m 96 k, y 1,12 HPC = HPC 96 k, y, m 96 k, y 1,12 ii, k oal O HPC em como base os reços médios de 1996, e uiliza no seu cálculo a fórmula de um índice encadeado io Laseyres. O encadeameno é realizado anualmene uilizando o mês de Dezembro do ano recedene. O HPC do agregado k no mês m do ano y definese a arir dos índices nacionais (PC) ara os i iens elemenares que inegram aquele agregado, como: ( y 1,12 + y 1,12 ) y 1,12 ( y 1,12w + r, i y 1,12 w nr, i) ii, k w w ri, nri, iym,, corresonde ao Índice Harmonizado de Preços no Consumidor ara o agregado k no mês m do ano y com base em HPC corresonde ao Índice Harmonizado de Preços no Consumidor ara o agregado k no mês de ligação Dezembro (m=12) do ano recedene a y (y-1) com base em (9) y 1,12 iym,, w y 1,12 ri, w y 1,12 nr, i corresonde ao Índice de Preços no Consumidor do iem i no mês m do ano y com base em Dezembro do ano recedene ( y 1,12 =100). iy, 1,12 reresena a roorção da desesa no iem i no oal da desesa de consumo final realizada no Terriório Económico or famílias residenes, a reços de Dezembro do ano y-1. reresena a roorção da desesa no iem i no oal da desesa de consumo final realizada no Terriório Económico or famílias não residenes, a reços de Dezembro do ano y Traando-se de um índice encadeado, o cálculo do HPC em 2003, uiliza um esquema de onderações a reços de Dezembro de Índice de Preços no Consumidor Base Noa Meodológica 13

15 Secção 4. Asecos esecíficos no cálculo do PC e do HPC nrodução Do ono de visa meodológico, não exisem diferenças assinaláveis enre os dois indicadores PC e HPC. Com efeio, como se refere na secção anerior, os resulados a nível elemenar do rimeiro acabam or consiuir um inu ara o HPC, resulando as diferenças enre os resulados dos dois indicadores, da esruura do consumo de referência, que no caso do HPC inclui o consumo de não residenes. Dese modo, a alicabilidade dos Regulamenos e Recomendações roduzidas no quadro do rocesso de harmonização euroeu é exensiva ao indicador nacional. Nos onos seguines são abordados alguns dos raamenos esecíficos uilizados na comilação do indicador nacional, na sua maioria resulanes da alicação daquela legislação comuniária. Seguros Em sinonia com o conceio de Desesa Moneária de Consumo Final das Famílias, o índice adoa no caso do roduo seguros o conceio líquido. Ese méodo ermie reflecir no indicador global a medida da variação dos reços efecivamene suorados elo consumidor e que corresondem ao valor que é ago elo serviço de redisribuição do risco (axa de serviço) efecuado ela comanhia de seguros. Assim e ara uma deerminada aólice, um consumidor suora um rémio fixado em função da coberura, do qual uma are corresonde à conribuição ara um fundo cuja função é a de reembolsar danos ou erdas. A comanhia de seguros, a arir da oalidade dos fundos recebidos, realiza alicações financeiras e reembolsa os indivíduos que são afecados ela ocorrência de danos ou erdas. Eses agamenos (indemnizações) realizados elas seguradoras, relaivos or exemlo à rearação ou subsiuição de bens, fazem are do rendimeno disonível das famílias 32. A adoção do conceio líquido elimina a ossibilidade de dula conabilização 33 e assegura que o indicador reresene em sub-índices esecíficos, a variação dos reços quer do serviço de seguros, quer da rearação e subsiuição de bens duráveis 32 SEC Para os casos em que o nquério às Desesas das Famílias cobra quer a oalidade dos rémios quer a desesa financiada elas indemnizações. coberos ela aólice (e. g. veículos 34, equiamenos domésicos). O Regulameno (CE) n.º 1617/99 de 23 de Julho esabelece as normas mínimas de qualidade ara o raameno dos seguros no Índice Harmonizado de Preços no Consumidor. Ponderadores dos seguros De acordo com ese Regulameno os onderadores a considerar no índice deverão reflecir o valor da axa de serviço deerminada imliciamene da seguine forma: (+) Prémios bruos de seguro 35 (+) Prémios sulemenares 36 (-) ndemnizações 37 (-) Variação das reservas acuariais 38 = Taxa de serviço Preços dos seguros O conceio líquido não é alicável a nível elemenar da recolha de reços seja ela dificuldade de definir a axa de serviço de uma aólice aricular, seja ela sua não disonibilidade com eriodicidade mensal. Dese modo, ara a observação dos reços é uilizado o rémio bruo de seguro como roxy da axa de serviço. Os rémios bruos ou o valor de coberura da aólice são geralmene indexados elos PC ou ouro io de índices de reços ou cusos. Os rémios bruos não devem ser ajusados de forma a excluir esa indexação, elo que o efeio indexação deverá esar reflecido nos resulados do PC. Reduções de reços Os reços uilizados na comilação do índice deverão corresonder aos reços de aquisição efecivamene agos elas famílias na comra de bens e serviços individuais 39. Eses reços devem incluir os imosos que incidem sobre os roduos objeco dessa ransacção, deduzidos de subsídios 34 Se, or exemlo, um veículo danificado or acidene sofre uma rearação a desesa realizada e financiada ela indemnização, deve ser considerada no onderador do sub-índice COCOP/HPC Manuenção e rearação de veículos. so é verdadeiro mesmo se aquela desesa for aga direcamene ela seguradora considerando-se nese caso que esa o faz em nome do omador da aólice. 35 Monane ago elo omador da aólice de um seguro desinado a cobrir um risco esecífico. 36 Proveios obidos elas comanhias de seguros em resulado de invesirem as rovisões écnicas; esas englobam as rovisões ara rémios não adquiridos, as rovisões ara sinisros e as rovisões ara riscos em curso. 37 Monane ago ela seguradora ao omador da aólice e a ouras ares envolvidas or rejuízos ou danos sofridos or essoas ou bens. 38 Doações das comanhias de seguros ara as rovisões écnicas ara riscos em curso. 39 Regulameno (CE) n.º 2602/00 de 17 de Novembro relaivo às normas mínimas ara o raameno das reduções de reços no Índice Harmonizado de Preços no Consumidor. Índice de Preços no Consumidor Base Noa Meodológica 14

16 e dos desconos de quanidade ou de baixa esação raicados. Os reços observados são reços de mercado que odem ser, assim, classificados de normais ou reduzidos. Enende-se or reço normal odo aquele que não esá sujeio a qualquer condição ou qualificação e não descrio como reço esecial (reço de saldo, romoção, ofera significaiva associada, ). Dese modo, são consideradas odas as reduções de reços desde que esas reseiem as seguines condições: (i) ossam ser aribuídas à aquisição de um bem ou serviço individual, (ii) sejam acessíveis a odos os oenciais consumidores sem que eses devam observar quaisquer condições eseciais (não discriminaórias), (iii) sejam do conhecimeno do comrador no momeno em que ese acorda a comra com o vendedor, (iv) ossam ser reclamadas no momeno de aquisição do roduo ou num eríodo de emo subsequene à aquisição efeciva, que ermia considerar que ais reduções êm influência significaiva nas quanidades que os consumidores esão disosos a adquirir. Jogos e aosas Os monanes agos elos consumidores em jogos de aosas e loaria inegram dois elemenos: a arcela reseiane à axa de serviço aga à enidade que organiza o jogo e a arcela remanescene desinada a financiar o agameno dos rémios aos vencedores. Enquano a rimeira comonene corresonde à rodução de um serviço incluído na Desesa Moneária de Consumo Final das Famílias, a arcela da aosa desinada ao agameno do rémio de jogo raa-se de um fluxo de disribuição secundária do rendimeno enre unidades do secor das Famílias com reflexos no rendimeno disonível desas unidades insiucionais e que se consolida ara o secor no seu conjuno 40. Nese senido, os onderadores considerados no PC corresondem ao monane da desesa das famílias em jogos e aosas, líquido da arcela a disribuir sob a forma de rémio (axa de serviço). As axas de serviço incluem imosos indirecos (imoso sobre jogo). Os reços observados corresondem ao valor de uma aosa como roxy da axa de serviço. Com efeio, se a roorção do oal das aosas a rearir sob a forma de rémio se maniver cons- 40 Eses monanes devem ser raados como corresondendo a ransferências enre unidades insiucionais do secor das Famílias. ane, a variação daquelas será equivalene à da axa de serviço. Saúde, educação e roecção social Os reços de aquisição dos bens e serviços da saúde, educação e roecção social 41 considerados no cálculo do índice deverão esar de acordo com o conceio adoado de Desesa Moneária de Consumo Final das Famílias, iso é, deverão corresonder aos monanes agos elos consumidores, líquidos de reembolsos 42. Decorre da definição adoada ara reço de aquisição, que as variações deses reços deverão reflecir: (i) alerações nas regras que deerminam esses mesmos reços, e (ii) alerações resulanes do efeio rendimeno, se ese for deerminane ara os reembolsos. No rimeiro caso, o efeio no resecivo subíndice é direcamene resulane da observação dos reços raicados de acordo com as novas regras. neressa aqui referenciar a siuação aricular de bens úblicos que endo sido oferecidos grauiamene, assam a ser sujeios ao agameno de uma deerminada axa. Esa siuação corresonde ao roblema aricular de assagem de um reço nulo a um valor significaivo 43. Ao conrário de siuações de alargameno de coberura cuja inrodução no índice encadeado se rocessa no mês de ligação (Dezembro), o efeio dese fenómeno deve ser conemlado no índice no reciso mês em que ocorre. O rocedimeno de inclusão no índice baseia-se na abordagem do indicador como exressão do cuso de um cabaz fixo de bens e serviços em vez da normal média onderada de índices de reços elemenares. A segunda siuação alica-se quando, ara um deerminado bem ou serviço, a deerminação do valor da axa de reembolso a alicar é feia diferenciadamene em função do nível de rendimeno dos consumidores 44. Decorre neses casos que alerações nos níveis de rendimeno, acuando sobre os monanes de reembolso, induzem auo- 41 Regulameno (CE) n.º 2166/99 de 8 de Ouubro relaivo às normas mínimas ara o raameno de roduos no secor da saúde, da educação e da roecção social no Índice Harmonizado de Preços no Consumidor. 42 Os reembolsos corresondem a agamenos efecuados às famílias or enidades da adminisração ública, segurança social ou insiuições sem fim lucraivo ao serviço das famílias (SFLSF) na sequência direca da aquisição de bens e serviços individualmene esecificados, inicialmene agos elas famílias. Os reembolsos excluem as indemnizações agas às famílias or comanhias de seguros. 43 Esa siuação ode ocorrer a nível de ouros sub-índices: inrodução de oragens, alicação de axas a serviços bancários aneriormene resados de forma grauia, 44 Para o mesmo bem ou serviço, exisirão assim reços de aquisição diferenciados consoane a caacidade financeira dos consumidores exressa elo seu rendimeno disonível. Índice de Preços no Consumidor Base Noa Meodológica 15

17 maicamene variação nos reços de aquisição (reços líquidos de reembolsos). Preços não observados O cálculo do PC é realizado com base nos reços observados e esimados da amosra alvo, definindo-se esa como o conjuno dos reços de bens e serviços deerminados a arir da comosição da desesa final das famílias, das caracerísicas do mercado e da disribuição da oulação de modo a garanir os adrões adequados de fiabilidade do indicador. Os reços esimados corresondem a reços não observados da amosra alvo. De uma forma geral, o rocesso de esimaiva uilizado ara um reço não observado num deerminado mês, corresonde a imuar a variação média mensal ocorrida nas observações regisadas do mesmo iem, resringindo esa aos reços de ransações ocorridas no mesmo esaço geográfico e nas mesmas formas de disribuição (resecivamene cenro geográfico e io de comércio). O número máximo de esimaivas consecuivas ermiido ara o mesmo elemeno (reço) da amosra alvo é de duas, rocedendo-se caso ese limie seja excedido à subsiuição do reço 45. Sazonalidade Deerminados roduos observados no índice esão sujeios à influência de fluuações sazonais, iso é, aresenam comoramenos quer ao nível das quanidades, quer ao nível dos reços deerminados ela éoca do ano. É o caso de ceros roduos alimenares (e. g. fruas, legumes), vesuário e calçado, lazer (e. g. ransores aéreos, férias organizadas). O raameno deses roduos no quadro de um índice io Laseyres, coloca roblemas consideráveis, aendendo ao carácer desconínuo das quanidades oferecidas ao longo dos meses do ano 46. Para o raameno dos roduos sazonais no índice, odem ser geralmene adoados dois ios de rocedimeno: (i) uilização de onderadores fixos, baseados no consumo médio anual das variedades sazonais, conferindo desa forma uma maior 45 Tal ode ocorrer, enre ouras razões, or encerrameno definiivo do esabelecimeno, aleração do modelo e desaarecimeno do roduo do mercado. Neses casos, à segunda enaiva de observação sem sucesso, é realizada, or uma quesão de segurança, a escolha de um reço de subsiuição que será inegrado na amosra alvo ao erceiro mês se a siuação anerior se maniver. 46 Problemas esses associados, or um lado, à inexisência, numa deerminada éoca do ano, da variedade sazonal cujo reço é necessário recolher ou, or ouro, relacionados com as fluuações significaivas do reço a que esas mesmas variedades esão sujeias ao longo do ano. coerência ao nível do raameno das variedades incluídas no cabaz do indicador, ou (ii) recurso a onderadores móveis mensais definidos de acordo com o adrão de consumo obido no ano base ara as variedades sazonais. A abordagem seguida no PC ara o raameno dos roblemas colocados or alguns roduos sazonais (como, or exemlo, as fruas e os legumes frescos) em vindo a ser a da alicação de um ainel móvel mensal de variedades e o alisameno aravés de médias móveis de doze ermos. Esa abordagem foi, al como é descrio na secção 1, inroduzida na série PC 83. Para a nova série que agora se inicia, os méodos uilizados a nível dos roduos sazonais foram re-analisados, rocedendo-se a simulações relaivamene ao seu efeio nos resulados do indicador de inflação, endo-se concluído que o méodo uilizado nas aneriores séries: (i) roduz um acenuado alisameno nas variações mensais 47, e (ii) arasa os movimenos de aceleração ou desaceleração da inflação anual (variação média de 12 meses 46. Consaou-se, igualmene, que a uilização dese rocedimeno não era efecuado aravés de um criério uniforme, inroduzindo, desa forma, alguma assimeria na abordagem a esa quesão, uma vez que ouras variedades cujo carácer sazonal é, ambém ele, marcadamene acenuado (como, or exemlo, arigos de vesuário e alguns roduos do mar) não eram objeco de raameno esecial no índice. Em resulado desa análise, a oção a omar na nova série seria enre o esquema de onderações fixas ou onderações móveis, ambas sem alisameno. A comaração enre eses dois méodos não revelou diferenças significaivas nos resulados obidos quer ao nível da endência das variações homólogas, quer quano à axa de inflação anual. Nese senido, adoou-se na acual série um raameno ara as fruas e legumes, similar aos resanes iens que inegram o índice e que consise na abordagem onderadores fixos baseados no consumo médio anual e na manuenção do úlimo reço observado nos meses de ausência da variedade no mercado. Ajusamenos de Qualidade O ermo qualidade esá associado à reresenação do conjuno de caracerísicas de uma variedade (esecificações) que deerminam o seu nível de uilidade ara o consumidor. A aleração de 47 O índice mensal calculado resulane do raameno nas aneriores séries corresonde a uma média móvel de 12 índices calculados face ao mês homólogo. Índice de Preços no Consumidor Base Noa Meodológica 16

18 qualidade verifica-se semre que, ocorrendo mudança nas caracerísicas da variedade inicialmene escolhida ara a observação dos reços, exise uma significaiva diferença na uilidade roorcionada ao consumidor. Esá-se nese caso, erane a subsiuição na amosra inicial, de uma variedade que desaarece do mercado or uma nova ou erane a inrodução de um novo modelo da mesma variedade. A diferença de reços ode, se significaiva, exressar em simulâneo a diferença de caracerísicas e a "ura" diferença de reços. Tome-se, or exemlo, a subsiuição, numa deerminada variedade de lâmada, do modelo exisene or um novo modelo com diferenes caracerísicas a nível de vida úil e luminosidade roorcionada: Variedade lâmada Preço Caracerísicas incandescene -1 Duração Lumen Modelo A Modelo B Ajusamenos ao reço em Duração Lumen Duração e Lumen Modelo B O reço do modelo B é suerior em 142.9% ao do modelo A (comaração direca). Esa diferença êm imlícia a diferença de caracerísicas enre os dois modelos, caracerísicas essas que se assumem como variáveis deerminanes ara o reço (duração e grau de luminosidade). O ajusameno do reço em em cona a maior longevidade oferecida elo modelo B (duas vezes mais) e o nível de luminosidade roorcionado, suerior em 20% no novo modelo. No conjuno, corresonde ao facor 2.4 incluído na razão direca (2.429) enre os reços dos dois modelos e que é aribuído à diferença de caracerísicas. Assim, o reço final a considerar deverá aresenar uma variação mensal de 1.2% ao conrário dos 142.9% resulanes da comaração direca. Para o exemlo aresenado, em-se: em que: B A 1 c c B B 1 c2 A A 1 2 c B B B B c1 c2 ' = A A A A 1 c1 c2 1 (10) corresonde à comaração direca dos reços enre o modelo B (de subsiuição) em e modelo A (subsiuído) em 1. corresonde à diferença enre as caracerísicas físicas dos modelos B e A. ' B 1 reresena o reço do modelo B ajusado da diferença enre as caracerísicas dese modelo e o modelo A 48 O reço do modelo B aós ajusameno de qualidade - ' B - deriva-se de (11) aravés da alicação de um facor ao reço correne observado equivalene ao valor aribuído à aleração de qualidade: ' A A B B c1 c2 = B B 1 2 c c (10 ) Na ráica, o rocesso de correcção alica-se ao reço base (aumeno ou diminuição) or um facor equivalene ao da diferença de qualidade 49. No exemlo aresenado e suondo que o reço base 0 do modelo A era 0.62, ese seria ajusado (incremenado) elo facor 2.4 corresondene à diferença de qualidade calculada ara os dois 0 modelos. O reço ' B a considerar ara o cálculo do índice no eríodo 0, desa variedade seria de e o índice obido em a arir do reço observado ara o modelo B seria de (que comarava com o índice de em -1 obido com base no reço observado ara o modelo A e o reço base 0.62). Ou seja: ' c = c c B A 0 0 B B 1 c2 A A 1 2 (10 ) Os rocedimenos a adoar a nível dos ajusamenos de qualidade são esabelecidos a nível cenral e execuados quer a nível cenral, quer a nível regional com base em informação quaniaiva e qualiaiva associada à recolha de reços. Em geral os méodos de ajusameno uilizados odem ser classificados em duas grandes caegorias: (i) ajusamenos imlícios, e (ii) ajusamenos exlícios. No rimeiro gruo, incluem-se écnicas de avaliação indireca das alerações de qualidade baseadas em informação endógena (imuação ela média, comaração enre os níveis de reços observados ara o novo iem e o subsiuído, encadeameno sem variação reço, ) O segundo gruo de écnicas de ajusameno qualidade é baseado em esimaivas exlícias, recor- 48 Corresonde a comarar com o reço do modelo A, um reço do modelo B esimado em qualidade consane, iso é caracerísicas similares às oferecidas elo modelo subsiuído. 49 Com efeio, ese méodo garane o mesmo resulado final no indicador e ermie que a arir do mês em que se inroduz o novo modelo ou variedade, o cálculo do índice seja realizado com base no reço observado sem necessidade de ese ser coninuamene ajusado. Índice de Preços no Consumidor Base Noa Meodológica 17

19 rendo a informação exógena, da diferença de qualidade enre o anigo e o novo iem de subsiuição (cuso de oção, cuso de rodução, méodos hedónicos, ). De forma resumida, aresena-se em seguida uma descrição de algumas das écnicas idenificadas nas siuações de ajusameno de qualidade. Comaração direca de reços A comaração direca de reços enre a variedade/modelo subsiuo e subsiuído assume que o facor de correcção de qualidade é negligenciável e orano, a diferença oal de reços é omada inegralmene no cálculo do PC. em que n i 1 0 n n i 1 i i i = = corresonde à comaração direca enre o reço da nova variedade/modelo n observado em e o reço em -1 da variedade/modelo i, subsiuído. Encadeameno sem variação reço. A écnica de encadeameno ressuõe considerar a oalidade da diferença de reços enre o novo iem observado e subsiuído como aribuível à diferença de caracerísicas, resulando numa variação nula (link o show no change). Verifica-se que o valor do índice obido em é igual ao de - 1. n n i 1 1 0= = = = n n i 0! i i 1 Sobreosição de observações. Esa écnica (Overla rices) ode ser alicada quando é ossível observar elo menos em -1 o reço do novo iem que subsiui o anigo em. Nese caso é ossível esimar de forma imlícia, ela comaração enre os reços em -1 ara os dois iens (subsiuído e subsiuo), um facor que se assume como a arcela da diferença de reços aribuível à qualidade. em que 0 n n n i 1 n n n i i i 1 = = =! n 1 i 1 corresonde ao facor de correcção a alicar ao reço de referência (reço base). Na verdade, ese méodo corresonde ao encadeameno no mês -1, conduzindo a que a variação mensal de reços do novo iem seja considerada nos resulados do mês. No caso de não ser ossível observar o reço da variedade de subsiuição no mês anerior (-1), ode ser uilizado o reço de uma variedade similar ara esabelecer uma one que ermia a sobreosição de reços, esimando rerosecivamene o reço do iem de subsiuição ou esimando ara o mês o reço do iem subsiuído observado em -1. Ese méodo é designado na lieraura como Bridged overla rices : 0 n n n i 1 n n n i 0 0 i i 1 = = =!!! Méodos exlícios As écnicas exlícias recorrem a informação exógena: (i) méodo das varáveis de referência, cuja alicação ode fazer-se com base numa ou várias variáveis foremene correlacionadas com o reço e que oderão ser usadas ara ajusar a variação mensal, (ii) se os reços de mercado ara deerminadas caracerísicas que esão na base da diferença enre modelos são conhecidos de forma isolada, esa informação ode ser uilizada ara deerminar a correcção da diferença de reços; esa écnica é designada or méodo do reço de oção, (iii) como variane do méodo anerior oder-seão uilizar na deerminação exlícia da diferença de qualidade, os cusos de rodução das novas caracerísicas associadas ao iem de subsiuição, o que corresonde à écnica de ajusameno elo reço de rodução. O Regulameno (CE) n.º 1749/96 de 9 de Seembro, esabelece no seu arigo 5º, as normas mínimas a observar nos rocedimenos de ajusameno da qualidade, nomeadamene: (i) imede que uma aleração de qualidade seja esimada como o oal da diferença de reços enre duas variedades 50, o que imlica variação nula do reço, a menos que esa esimaiva seja jusificada como adequada, (ii) obriga a que as esimaivas recorram a méodos objecivos e exlícios semre que ossível, (iii) e esabelece, em caso de imossibilidade de esimaiva, que as variações nos reços deverão corresonder à diferença oal do reço enre o anigo e o novo iem. A Figura 2 esquemaiza o rocesso eáico de decisão a nível dos ajusamenos de qualidade no PC. 50 Técnica conhecida como encadeameno sisemáico neuralizando a variação reços - link o show no change - e que subavalia a inflação. Índice de Preços no Consumidor Base Noa Meodológica 18

20 Figura 2 - Processo de decisão a nível dos ajusamenos de qualidade 51 No mês : Sim Ocorreram alerações na esecificação da variedade? Não Sim Ocorreram alerações de qualidade? Não - A quanidade oferecida alerou-se! Sim A diferença de qualidade é marginal? Não Sim Exise informação exógena sobre a aleração de caracerísicas? Não Sim O reço da variedade de subsiuição esá disonível elo menos em-1? Não Uilizar a comaração direca Uilizar Méodos de ajusameno exlícios Uilizar o méodo Overla rices Uilizar o méodo Bridged overla rices Alicar ajusamenos de quanidade Maner a recolha de reços ara a mesma variedade 51 Esquema adaado de Trile (2000) Índice de Preços no Consumidor Base Noa Meodológica 19

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