Taxa de câmbio real e paridade de poder de compra no Brasil

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1 Taxa de câmbio real e paridade de poder de compra no Brasil Márcio Holland Pedro L. Valls Pereira Sumário: 1. Inrodução; 2. A hipóese de paridade de poder de compras; 3. A axa de câmbio real no Brasil; 4. Tesando a paridade de poder de compra no Brasil; 5. Considerações finais. Palavras-Chave: Taxa de câmbio; Paridade de Poder de Compras; Análise de Coinegração. Código JEL: O objeivo cenral dese arigo é avaliar as possibilidades para validação da hipóese de paridade de poder de compra no Brasil, no período recene. Nese senido, procura-se analisar as resrições formais desa hipóese, em ermos eóricos, para, em seguida, proceder-se uma invesigação empírica para o período de 1974 à Nese caso, faz-se uma análise de coinegração para a hipóese de PPC, após uma avaliação do comporameno da axa de câmbio real. The cenral objecive of his paper is o evaluae he possibiliies for validaion of he Hypohesis of Pariy of Purchase Power in Brazil, in he recen period. In his sense, i ries o evaluae he formal resricions of his hypohesis, in heoreical erms, for, soon afer, o proceed an empiric invesigaion for he period of 1974 o In his case, i makes a coinegraion analysis for he hypohesis of PPP, afer an evaluaion of he behavior of he real exchange rae. 1. Inrodução É crescene a lieraura econômica no Brasil sobre o comporameno da axa de câmbio, bem como dos deerminanes dos desalinhamenos de uma evenual axa de equilíbrio. Teses economéricos êm apresenado grandes divergências quano a validade do modelo de paridade de poder de compra em sua forma original ou no conexo de um modelo moneário, seja para preços flexíveis, seja rígidos. Amosras bem diferenciadas e para axas calculadas com meodologias muio disinas compõem o debae. Alguns eses procuram esimar direamene uma cera axa de câmbio de equilíbrio; ouros procuram avaliar os impacos de seus desalinhamenos nas decisões dos exporadores e imporadores; Os auores gosariam de agradecer os comenários do Prof. Dr. Oaviano Canuo (IE/UNICAMP). O segundo auor agradece o apoio parcial do CNPq e PRONEX. Da EESP-FGV e do IE/UFU. marcio.holland@fgv.br

2 2 ouros ainda, apresenados mais recenemene, seguem na direção de um modelo não-linear na variância. O fao é que as discussões sobre os faores fundamenais que deerminam a axa de câmbio esão longe de uma conclusão. Rossi (1991) foi o primeiro rabalho a apresenar eses de raiz uniária para a axa de câmbio real no Brasil, para o período de 1980 a 1988, avaliando a validade da paridade de poder de compra. Em seguida, Duare e Pereira (1991), aravés de um ese de co-inegração mulivariada, esou conjunamene a paridade de poder de compra e a paridade de axa de juros. Zini Jr. (1993) esava preocupado com os impacos da políica de minidesvalorizações sobre o saldo comercial, esimando modelos com varianes na meodologia de cálculo da axa de câmbio e na especificação das variáveis explicaivas. O auor seguiu procedimenos convencionais de esimação sem, conudo, analisar as condições de esacionaridade das séries emporais, o que gerou um conjuno de regressões espúrias. Apesar da má especificação dos modelos, suas conclusões aponam para uma fore correlação enre o saldo comercial e a axa de câmbio real. Zini Jr. & Cai (1993) procederam eses de co-inegração sobre a paridade de poder de compras. Nese rabalho, os auores procuraram esar a validade da hipóese de que a paridade de poder de compras, em sua versão absolua, em explicar a axa de câmbio real no Brasil de 1855 a O ese consisiu basicamene em verificar se o logarimo da axa de câmbio real, definido como log(rer ) = log(e ) + log(p ) - log(p ) segue um processo esacionário, dado que as variáveis e, P e P são inegradas de mesma ordem, ou ainda, se exise um veor de co-inegração represenado por (1, 1, -1). Como as variáveis log(e ) e Do Deparameno de Esaísica da USP e do Insiuo de Economia da UNICAMP. pvalls@ime.usp.br

3 3 log(p ) são inegradas de ordem 2 e log(p ) é inegrada de ordem 1, as rês variáveis não podem ser co-inegradas. Como há um subconjuno das variáveis que são inegrados de ordem mais baixa - log(e /P ) = log(e ) - log(p ) -, de primeira ordem, procurou-se ober um veor de co-inegração do ipo (1, -1), o que equivale a esar se os desvios da axa real de câmbio são, na média, zero. Seus resulados aponam no senido da rejeição da hipóese de que a paridade de poder de compra explique a axa de câmbio real no longo prazo. Vale desacar que os auores aponam na direção correa da especificação de um modelo de correção de erros, mas não raam de uma quebra de endência na série, aproximadamene, no ano de 1913, o que provavelmene induz à mudanças nos eses de raiz uniária 1. Rossi (1996) esima um modelo moneário de deerminação da axa de câmbio com dados mensais de janeiro de 1980 a junho de 1994, usando ambém da écnica de coinegração a parir do procedimeno de Johansen. Suas conclusões não rejeiam a hipóese de paridade de poder de compra o que, segundo o auor, não deixa de ser surpreendene, pois a rigor esa eoria aplica-se a um regime com axas de câmbio flexível. Não sendo ese o caso do Brasil, os resulados aqui sugerem que, apesar das freqüenes inervenções oficiais nesse mercado, o que êm às vezes levado a cera sobrevalorização da moeda domésica, as auoridades econômicas êm, em geral, buscado maner a paridade de poder de compra da moeda. (Rossi, 1996:172). Lembrando, ainda, que muios dos eses de paridade de poder de compra são freqüenemene rejeiados, alvez por um problema de inadequada especificação dinâmica, alvez porque esa eoria só é válida para o longo prazo. O fao é que os modelos 1 Para uma críica basane perinene ao rabalho de Zini Jr. & Cai (1993) veja Marçal (1997).

4 4 moneários êm a mesma dificuldade de aceiação, principalmene em sua versão original de preços flexíveis, sendo muias vezes superados por modelos mais simples do ipo passeio aleaório. É, de fao, uma surpresa a aceiação da hipóese de PPP nos eses de Rossi (1996). Procurando raar da volailidade da axa de câmbio e de seus efeios sobre o próprio nível de equilíbrio da axa de câmbio e sobre as decisões de exporações, para agenes avessos ao risco, Gonzaga & Terra (1996) apresenaram eses que permiiram concluir que os planos de esabilização em regimes de inflação ala e mudanças nos regimes cambiais são a principal fone de volailidade cambial, avaliada para dados mensais, semanais e diários. Foram esimadas, ainda, equações de exporação que incluíam a volailidade cambial como uma das variáveis explicaivas, usando um modelo de equilíbrio geral. Os resulados aponam para um coeficiene negaivo, ou seja, alas de volailidade impacam negaivamene sobre as decisões de exporações; conudo, os coeficienes são esaisicamene zero, conforme valores críicos do ese. Noa-se, ainda, que é preciso mudanças muio significaivas na volailidade para se ober alguma mudança de comporameno dos exporadores. Lamenavelmene, eses eses foram realizados sobre um modelo de variância não condicional, o que, para dados mensais, equivale ao desvio padrão cenrado em 12 meses. Os auores ambém não consideraram o fao de que a inflação brasileira pode apresenar ordem de inegração diferene do desvio padrão não condicional 2, gerando, com isso, regressões espúrias e, por conseguine, enfraquecendo sobremaneira os resulados de uma quesão empírica de grande relevância. 2 Veja a respeio Issler (1991).

5 5 Nosso objeivo com ese rabalho é avaliar a possibilidade de validação da hipóese de paridade de poder de compra, no período recene, ou melhor, se a axa de câmbio real segue um comporameno reversível na média, al que movimenos de afasameno da axa de câmbio de uma rajeória de longo prazo sejam de caráer ransiório. Mais ainda, se os esforços das auoridades governamenais no senido de garanir uma axa de câmbio real esável, ao longo do empo, êm êxios. Ese arigo esá organizado da seguine forma: na seção 2 é apresenado eoricamene a PPP; na seção 3 é feia uma análise do comporameno da axa de câmbio real para o Brasil; na seção 4 procede-se eses da hipóese de PPP, conforme análise de co-inegração, e a seção 5 é reservada para considerações finais. 2. A Hipóese de Paridade de Poder de Compras Na maioria das vezes, o equilíbrio de longo prazo é garanido pela hipóese de paridade de poder de compra, seja em sua forma absolua, seja relaiva. Nese úlimo caso, é preciso maner uma razão consane enre a axa de câmbio nominal S e os índices relaivos dos preços enre duas economias: PPP S S P = P (1) de modo que uma mudança na axa nominal de câmbio se ajusa às mudanças no diferencial de nível de preços enre a economia domésica e a economia esrangeira, manendo-se consane a axa de paridade cambial, ou axa de câmbio real.

6 6 Se a economia é abera, apresena cuso de ransação desprezível e não exise barreiras comerciais, espera-se que a Lei do Preço Único se verifique. Ou seja, que o mesmo bem deve ser vendido ao mesmo preço, expresso em mesma unidade moneária, no EUA país produor e nos países compradores dese bem. Seja um bem j, com preço, Pj expresso em dólares, e preço P BR j, expresso em reais. Se o bem j é vendido ao preço único, sendo S a axa de câmbio de equilíbrio: P BR EUA = S j BR/ EUA Pj (2) Em cada país, o nível geral de preço é formado pela combinação dos preços de cada bem, ponderado pelo peso de cada bem na demanda final, al que: n P = ( P j ) j= 1 α j n sendo que α j = 1 (3) j= 1 Enquano que no reso do mundo, ou em ouro país parceiro comercial, de referência, o preço é: P = n' j= 1 ( ) P j β j n β j = j= 1 sendo que, (4) 1 al que o peso dos bens na demanda final de cada país é diferene. Dese modo, espera-se que, para que a paridade de poder de compra, em sua versão absolua, se verifique, é preciso que a axa de câmbio real seja igual a unidade, ou seja, que PPP S = 1, al que a cesa de referência represenaiva da demanda final nos dois países enha o mesmo preço quando eles são medidos na mesma unidade moneária. (Agliea, 1997: 96)

7 7 Assim, há algumas condições basane resriivas para que a paridade de poder de compra, em sua versão absolua, seja saisfeia 3. Primeiro, que a Lei do Preço Único seja saisfeia para odos os bens individuais e que as esruuras de cesas de referência sejam as mesmas. Ou seja, se o comporameno dos consumidores é o mesmo em ambos os países, enão os pesos dos bens na demanda final devem ser idênicos, de modo que = β j j e n = ' n. Assim, α n α j βj P= ( SP ) = S ( P ) = SP j j= 1 j= 1 n j (5) Segundo, que os preços relaivos enre os bens sejam consanes, al que para um bem n qualquer, o preço relaivo seja assim expresso: λ j P Pj j = e λ j = P P n n de modo que a razão enre os níveis gerais de preços seja: P P = P P n n α j λ j j λ β (6) j P P Como os preços relaivos se maném consanes: Pn P = (6.1) n de modo que: é suficiene que a Lei do Preços Único seja verificada para um produo, para que a paridade de poder de compra ambém o seja (Agliea, 1997: 98). 3 Veja a apresenação desas resrições em Baillie & McMahon (1992:65-71) e Agliea (1997:97-102).

8 8 r r e Terceiro, que a Hipóese de Fisher se verifique. Ou seja, que as axas de juros reais sejam equalizadas enre os dois países pela seguine relação enre axas de juros nominais i e i e níveis de preços e : P P 1+ r 1+ i 1+ i = P / P P / P r (7) No caso da paridade de poder de compra, em sua versão relaiva, não se espera que a axa de câmbio seja igual a razão enre os índices de preços, mas que: S S P P = P / (8) P Considerando as axas de inflação em cada país, π + 1 e π +1 : π + 1 P P P = + 1 π = P P P 1 1 em-se que a axa de variação da axa de câmbio deve aproximar-se do diferencial da axa de inflação enre as duas economias: S 1 S = π π (9) S + Nese caso, diferene da condição da versão absolua para a paridade de poder de poder de compra em que a axa de câmbio real deveria ser igual à unidade, na versão

9 9 relaiva em-se que a axa de câmbio real deve se maner consane ao longo do empo, ou seja: PPP PPP PPP S = S =... = + 1 S+ k Se os bens produzidos inernacionalmene são subsiuos perfeios, se a axa de câmbio não esá sujeia a perurbações de ordem puramene moneária, pelo menos para o longo prazo e se há uma equalização nas axas reais de juros enre duas economias, enão há razões para acrediar que a paridade de poder de compra seja uma hipóese basane razoável para um modelo eórico e para invesigação empírica. Para diversos esudos empíricos, países com alas axas de inflação apresenam moedas se depreciando e, para o longo prazo, a axa de depreciação da axa de câmbio é aproximadamene igual ao diferencial das axas de inflação nacionais. De um modo geral, os eses empíricos dependem dos índices de preços nacionais uilizados na mensuração da axa de câmbio real. A paridade de poder de compras parece er mais êxio quando os preços nacionais são medidos por índices no aacado e ouros índices que dão mais peso para bens radables. Fao curioso é a conclusão de alguns esudos que indicam que a paridade de poder de compras parece ser mais adequada em siuação de alas axas de inflação (Mussa, 1991). Reconhecidamene, regimes de ala inflação apresenam uma fore endência à indexação com expecaivas, num procedimeno do ipo forward looking, de modo que o processo inflacionário se orna explosivo e, assim, pouco pode ser dio sobre a axa esperada de depreciação da moeda. Ouro pono imporane diz respeio ao comporameno esocásico da axa de câmbio que valide a paridade de poder de compra. Espera-se que os choques se dissipem rapidamene para que a série seja reversível à média. Conudo, vem sendo comprovado que

10 10 a série de axa de câmbio apresena pelo menos uma raiz uniária, o que, em princípio, compromeeria a sua versão absolua. Nese caso, a análise de co-inegração poderia indicar algum veor de correção de erros de longo prazo esacionário 4. Há, ainda, uma endência que recenemene vem se foralecendo muio, que apona para uma paridade de poder de compra ponderada pela produividade relaiva do rabalho. Ou seja, quando os preços nacionais sobem bem mais que os preços inernacionais ainda assim a moeda pode ser desvalorizada em uma proporção menor que esa diferença, se a produividade domésica do rabalho crescer mais que proporcionalmene à produividade do rabalho dos parceiros comerciais. O caso oposo é obviamene verdadeiro. Assim, a equação de paridade de poder de compra ponderada pela produividade, em sua forma loglinear poderia apresenar-se da seguine forma: PPP s = [ s + ( p p] ( ϑ ϑ ) (10) sendo ϑ e ϑ são as produividades do rabalho inernacional e domésica, respecivamene. A maior dificuldade dese sisema de ajuse de axa de câmbio diz respeio ceramene ao cálculo da produividade do rabalho, pela sua meodologia ou por problemas relacionados à confiabilidade nos dados disponíveis. Ademais, quando se raar de uma economia com aividade produiva muio diversificada, haverá limiações não só na meodologia de cálculo, mas ambém na avaliação dos impacos de evenuais ajuses cambiais sobre os diversos seores da economia. 4 Como caso mais geral, o veor de co-inegração deve ser de ordem de inegração inferior à ordem de inegração das variáveis aleaórias envolvidas. Assim, para o ese da versão absolua da paridade de poder de

11 11 3. A axa de câmbio real no Brasil O quadro 1 ilusra os esforços, com pouco êxio, das auoridades moneárias, em maner deerminada axa de câmbio de equilíbrio. São poucos os anos de convergência da correção cambial a uma dada axa de inflação. Mesmo alguns anos de pronunciadas inervenções no mercado cambial, na forma de maxidesvalorizações ou na mudança de regime de coação da axa de câmbio, produzem efeios pouco significaivos, principalmene se se raar de um ano marcado por aceleração inflacionária. Ainda nese quadro, observe que o número de anos em que há desvalorização da moeda domésica (ou valorização da axa de câmbio), é bem inferior ao número de anos de valorização da moeda domésica. São quaro anos conra dez anos, respecivamene. Há, apenas, dois anos de relaiva convergência da correção cambial, no senido da aproximação da desvalorização nominal da moeda domésica comparada com a evolução dos índices de preços. Conudo, ouros rês anos apresenam resulados ambíguos, para os diferenes índices de preços. Porano, a uilização seja do IGP-DI (Índice Geral de Preços - Disponibilidade Inerna), seja do IPA-DI (Índice de Preços no Aacado - Disponibilidade Inerna) alera a análise somene para eses anos de ambigüidade nos resulados (1982, 1985 e 1995). Os anos de maior divergência enre a desvalorização nominal da axa de câmbio e a evolução dos índices de preços são, na maioria das vezes, aqueles em que se verificou alguma inervenção governamenal, seja com medidas de combae à inflação, seja com mudanças nos regimes cambiais (1980, 1983, 1988, 1989 e 1994). compras, dado que os preços são inegrados de segunda ordem, a combinação linear de longo prazo pode ser

12 12 Quadro 1. Taxa de Inflação e Correção Cambial no Brasil em % ( ) Anos IGP-DI 1 IPA-DI 1 TxCâmb 2 (3)/(1) (3)/(2) Resulados (1) (2) (3) (4) (5) (6) ,2 80,1 92,7 8,75 7,00 Desvalorização ,24 121,3 61,7-23,09-26,93 Valorização ,18 94,3 95,3 0,06 0,51 Convergência ,71 94,7 95,8-1,96 0,56 Valor/Conver , ,4 24,24 15,69 Desvalorização ,9 230,3 218,5-1,67-3,57 Valorização ,11 225,7 231,2-1,17 1,69 Desvalorização ,6 46,2-11,39-10,09 Valorização ,83 407,2 365,4-9,78-8,24 Valorização , ,5-13,02-13,96 Valorização ,9 1748,8 1300,3-25,63-24,26 Valorização ,6 1449,5 1566,9 5,73 7,58 Desvalorização ,2 471,7 514,9 5,98 7,56 Desvalorização , ,2 1063,4-7,52-7,24 Valorização , ,3 2389,3-11,37-9,13 Valorização , ,36 737,66-29,83-25,83 Valorização ,78 6,39 13,94-0,73 7,10 Desvalorização ,34 11,34 7,11-2,04-3,80 Valorização ,48 7,21 7,36-0,11 0,14 Convergência Obs.: (1) Variação % em 12 meses (2) Variação % R$/US$ (oficial) em 12 meses Fone: Conjunura Econômica. Vários Números Em sínese, se as auoridades moneárias procuraram convergir as desvalorizações cambiais para algum índice de preço, elas iveram, claramene, pouco êxio. A fragilidade das inervenções governamenais é ainda maior nos anos de aceleração da inflação. Considerando odo o período ( ), há uma níida valorização da moeda domésica, sendo que aproximadamene 1/3 do oal da valorização ocorreu em apenas quaro anos de um oal de dezenove anos. Ou seja, no período próximo ao do Plano Real ( ). Observe que, um cálculo de depreciação/apreciação real da axa de câmbio, de modo mais efeivo, deveria desconar os ganhos diferencias de produividades enre duas economias. inegrada de primeira ordem.

13 13 Com o Plano Real, a quesão sobre a axa de câmbio de equilíbrio vola a ocupar espaço no debae acadêmico. Afinal, a fore apreciação da moeda domésica parece romper com seus fundamenos, se desviando de uma posição de equilíbrio. Comparando com o comporameno dos diversos deflaores, realmene não resa qualquer dúvida quano a valorização real da moeda domésica no período recene. A abela 1, logo abaixo, ilusra ese fao. Todas as séries de axa real de câmbio indicam, de fao, uma fore apreciação real nos úlimos anos: comparado com a média de período de deerioração na performance do Brasil, a axa de câmbio efeiva real em se apreciado 35%. Pare desa apreciação real -5%- é devido ao recene aumeno do dólar em relação às moedas européias e ao iene. (Dornbusch, 1997:16). Tabela 1. Medidas de Taxa de Câmbio Real IPC/IPA JPMorgan TCER TCER Manufa TCER Indus IPC TCER Salário em Forex Fone: R. Dornbusch (1997:16). Aumeno no índice represena uma apreciação real. Também Fishlow (1997) concorda que: não há dúvida alguma quano a apreciação, como é caracerísica de odos os esforços de esabilização de inflação ala. Mas, muios economisas a calculam pero de 15% mais do que 50%. Iso coloca o Plano Real denro de uma margem de sucesso provável mais do que de falha inexorável. (Fishlow, 1997:16).

14 14 Observe a preocupação quano ao amanho da apreciação real. De fao, no período inicial de um plano de combae à inflação há uma apreciação real, com a axa de câmbio se esabilizando em um nível pouco compeiivo para o seor exporador. Com isso, os preços domésicos, aqueles denominados por non radables, aumenam relaivamene mais rápido. Em algum momeno após a implanação do plano econômico, pode-se noar uma cera endência à convergência do comporameno dos preços non radables comparado aos dos radables: a moral da hisória é que reservas exernas adequadas são necessárias para susenar um programa ani-inflação em sua primeira fase. Mas, logo depois, crescimeno na produividade inerna à axas mais elevadas (...) pode começar a corroer a diferença inicial de preços e levar a uma maior compeiividade. (Fishlow, 1997:17). Esa dinâmica parece refleir com clareza a realidade econômica brasileira após o Real. De um lado, o Brasil em manido níveis basane elevados de reservas oficiais, mesmo anes do Plano Real e que se maném após quaro anos do real. É níido o fao de que o nível desas reservas fluua consideravelmene conforme a conjunura inernacional das finanças. Ese foi o caso do período da crise do México, quando as reservas caíram muio foremene, colocando a economia brasileira em siuação de crise de liquidez. De ouro lado, o crescimeno da produividade mosra-se basane significaivo na década de 90 -pero de 2,56% ao ano-, principalmene se comparado com o crescimeno da década de 80 -cerca de 0,23% ao ano 5. Permie-se, por conseguine, compensar as apreciações reais se o 5 Veja Considera (1996). O índice de produividade do rabalho na indúsria manufaureira no Brasil, quando comparado com Esados Unidos, Alemanha e Japão, mosra um desempenho muio fraco no período Conudo, se se considera a década aual, dados para o período , mosram um crescimeno médio basane significaivo (Bielschowski, 1994:23; Bielschowski & Sumpo, 1996:183). É basane clara a mudança na esruura da economia brasileira na década de 90, em ermos das conas do balanço de pagamenos, do crescimeno econômico e da produividade, da inflação, emprego e produção, enre ouros. Para uma avaliação das assimerias enre as duas úlimas décadas e seus impacos sobre o ajusameno do seor exerno brasileiro veja Holland, Canuo & Xavier (1998).

15 15 crescimeno da produividade do rabalho dá-se na mesma proporção do diferencial de preços inernos e exernos 6. Volando à preocupação cenral dese debae, noe a referência a alguma axa de câmbio de equilíbrio, associada aos fundamenos de longo prazo. Anes, porém, é bom disinguir as diferenças enre defasagem e apreciação na axa de câmbio. No primeiro caso, diz-se que há uma defasagem cambial quando se faz alguma alusão a uma axa de câmbio de equilíbrio, de modo que a axa de câmbio esá fora do equilíbrio, ou seja, ela não é consisene com algum ipo de fundameno que se acredia ser o correo. Há uma imensa coleção de rabalhos sobre ese ema na lieraura de economia inernacional, desde exos mais gerais e absraos aé aqueles que procuram, inadveridamene, enconrar um méodo simples e direo de medir a axa de câmbio de equilíbrio 7. Franco (1996:19) afirma correamene que defasagem ou araso raz uma evidene alusão emporal: quer dizer a perda de uma referência passada ou a violação de um padrão. No segundo caso, diz-se que uma deerminada moeda domésica enconra-se apreciada, em ermos nominais, reais ou a parir de um cesa de moedas, quando esa mesma moeda se orna mais cara perane às demais. Esa disinção conceiual permie dizer, por exemplo, que uma moeda domésica pode esar apreciada, mas não necessariamene sobrevalorizada. Em ouras palavras, a apreciação pode ser acompanhada por uma mudança nos fundamenos, al que uma nova paridade cambial se esabelece: É claro que os fundamenos do seor exerno podem er se modificado de al forma que as axas de câmbio que eram correas ou de equilíbrio 6 Conforme Franco (1996:15), Trabalhando-se com dados da Fiesp (...) a axa de crescimeno da produividade do rabalho (produção por horas rabalhadas) de 1986 a 1990 foi de menos de 1,4% anuais, enquano que no período o crescimeno foi de surpreendenes 7,6% anuais.

16 16 numa deerminada configuração macroeconômica deixam de sê-lo diane de novas condições presenes numa oura configuração, num momeno poserior. (Franco, 1996:20). O próprio Franco quesiona se há razão para acrediar que um plano ani-inflação ão recene como o Plano Real permie mudanças ão significaivas nos fundamenos macroeconômicos, de modo que possa se falar em uma nova axa de câmbio de equilíbrio pós Real. Da mesma forma que o auor acredia que o nível prudene para o défici em cona correne é algo pero de 3% do PIB (Franco, 1996:32), quando já em 1997, rês anos após o real, ese cifra superou a 4% do PIB e, ainda assim, não há indícios de crise de liquidez, pelo menos no horizone de curo prazo. No raameno empírico da hipóese de paridade de poder de compras freqüenemene surgem dúvidas sobre qual medida empírica de axa de câmbio real deve ser uilizada. Ceramene que a mudança no criério de mensuração da axa real de câmbio deveria alerar, em grande medida, os resulados da modelagem economérica. Reconhecidamene, as diversas medidas empíricas de câmbio real, muias vezes, modificam, de modo significaivo, a avaliação sobre o amanho do desalinhameno cambial e de seu evenual efeio sobre o saldo comercial. Em ermos gerais, uma medida de câmbio real amplamene divulgado na lieraura de economia inernacional esabelece uma esreia relação enre os preços dos bens inernacionais - preços de bens comercializados no mercado inernacional, conhecidos como radables - e preços dos bens domésicos - os non radables. Assim: 7 Dizia Charles Kindleberger (1953) que se alguém ficasse pensando muio sobre os desequilíbrios dos regimes moneários e esperasse enconrar algum ipo de solução perfeia para eles erminaria enlouquecido.

17 17 TCR = S P P quando S é a axa de câmbio nominal (real por dólares), P é o índice de preço do reso do mundo (o índice de preço nos Esados Unidos) e P é o índice de preço domésico 8. O gráfico 1 ilusra a comparação enre rês diferenes medidas de deflação da axa de câmbio nominal. São elas: Eipa- axa de câmbio nominal deflacionada pelo IPA ano do Brasil quano dos EUA; Eipc -axa de câmbio nominal deflacionado pelo IPC do Brasil e dos EUA; e, por fim, En -axa de câmbio nominal deflacionada pelo IPC do Brasil e pelo IPA dos EUA. Os movimenos de longo prazo das rês séries são muio semelhanes. Ese fao é confirmado pelo diagrama de dispersão enre as rês medidas de deflação da axa cambial. Assim, para análise de longo prazo, as axas Eipc e En podem ser usadas indisinamene; conudo, para análises de curo prazo, de período específicos da economia, pode-se ober resulados um pouco diferenes, principalmene se uilizar a axa Eipa. Vale desacar que nenhum deses conceios pode perpeuar sua eficácia, valendo-se a ressalva de que nenhum deles disingue perfeiamene as influências do comporameno dos preços dos radeables dos non radeables. É preciso, ainda, avaliar as relações enre esas medidas empíricas de câmbio real e seus impacos sobre o saldo comercial como uma forma de esar qual desas medidas pode prever melhor o saldo comercial. Nouras palavras, a correlação enre os saldos comerciais e as medidas de câmbio real deve ser um bom indicador de eficiência econômica do câmbio 8 Pasore & Pinoi (1997:7) sugerem que a melhor relação que cape a razão enre radeables e non radeables é a razão enre o IPA do reso do mundo (IPA dos Esados Unidos) e o IPC domésico (do Brasil). Afinal, no caso dos índices de preços por aacado exise uma proporção de bens inernacionais maior do que nos índices de preços ao consumidor, e nos índices de preços ao consumidor exise uma proporção de

18 18 real. As axas nominais deflacionadas pelo índice de preço ao consumidor ou pela razão enre o índice de preço por aacado e o índice de preço ao consumidor deve apresenar maior correlação com o saldo comercial do que a axa nominal deflacionada pelo índice de preço no aacado. O gráfico 3 (ajusado pela média das variáveis) é basane claro e dispensa maiores comenários. Noe que há uma fore correlação posiiva enre o comporameno do saldo comercial e o comporameno da axa de câmbio, quando se uiliza como medida empírica do câmbio real a razão IPA/IPC e uma correlação um pouco mais fraca quando o deflaor do câmbio nominal é o IPA. Como a correlação enre os deflaores IPA/IPC e IPC são próximas da unidade, ambas seguem a mesma lógica empírica para o caso do Brasil 9. Gráfico 1. Taxa de câmbio real deflacionado pelo IPC dos EUA e IPC-Fipe (En), pelo IPC (Eipc) e pelo IPA (Eipa) bens domésicos maior do que nos índices de preços por aacado... O criério aqui descrio é o da predominância de bens (domésicos ou inernacionais) em cada um dos dois índices. 9 Eses resulados são parecidos com os obidos por Pasore e Pinoi (1997). Com freqüência rimesral, de a , nossas séries de axas de câmbio En, Eipa e Eipc são mais foremene correlacionadas que as séries daqueles auores. Conudo, para a correlação desas séries com o saldo comercial, nossos resulados são, de fao, próximos. Para uma análise de co-inegração enre o saldo comercial e a axa real de câmbio veja Marinho Nunes (1994).

19 19 Gráfico 2. Diagrama de dispersão do câmbio real deflacionado pelo IPC, pelo IPA e pelo IPA dos EUA e IPC do Brasil

20 20 Marinho Nunes (1994) mosra que mesmo que as séries de câmbio real e saldo comercial possuam endências esocásicas, elas podem fluuar em conjuno, exisindo uma relação linear enre ese conjuno de variáveis. Mais do que iso, a co-inegração das séries de empo pode revelar se a axa de câmbio real é um bom previsor do saldo comercial. Gráfico 3. Brasil. Saldo Comercial e Taxa Real de Câmbio (ajusado na média) Tesando a Paridade de Poder de Compra no Brasil

21 21 No caso de esar a hipóese para paridade de poder de compra em sua versão absolua, em-se que operar com variáveis inegradas de segunda ordem, X ~ I (2), podendo opar pela axa de câmbio nominal propriamene dia, e não o prêmio do dólar. Nese caso, a forma log-linear de regressão assumida pela hipóese de PPC seria a seguine: s = α + β(p - p )+ ε (11) sendo s a axa nominal de câmbio, p o índice de preço domésico e p o índice de preço esrangeiro. Em geral, esa-se se α = 0 e β = 1, e se ε é um ruído branco. Assim, para esimar a relação de equilíbrio de longo prazo, usando o esimador de máxima verossimilhança de Johansen (1988), a equação do veor de auorregressão (VAR) deveria ser modificada para: Δ 2 X = μ + Π 1 ΔX -1 + Π 2 X -2 + k 2 j= 1 ΓjΔ 2 X -j + ε (12) sendo X o veor de variáveis, Π 2 mariz de poso reduzido quando os componenes de X são CI(2,2). Se não houver combinação linear CI(2,2) de X, Π 2 será uma mariz nula. O nível de preço relaivo a ser esimado no veor de um modelo de correção de erros será (p - βp ) e o veor de co-inegração a ser esado será [1, -1]. Ese rabalho opou por proceder o ese da hipóese de paridade de poder de compra em sua versão relaiva, quando a equação passa a assumir a seguine forma de regressão log-linear: Δs = α + βδ(p - p )+ u (13) Desa forma, a esimação da relação de equilíbrio de longo prazo é baseada no seguine veor de auorregressão:

22 22 ΔX = μ + ΠX -1 + k 1 j= 1 ΓjΔX -j + ε (14) sendo que a mariz Π em poso reduzido quando há co-inegração, ou seja, combinação linear de X são esacionária. Assim, a mariz Π pode ser decomposa em duas marizes p x r α e β al que Π = α.β. A mariz β represena os veores de co-inegração e a mariz α represena os pesos, ou a imporância, das relações de co-inegração em cada equação. Nouras palavras, O ese de Johansen esima a equação acima sob a resrição de que Π em poso reduzido; o modelo irresrio supõe que Π em poso compleo. ε é gaussiano com mariz de covariâncias Ω. A abela 2 mosra os resulados dos eses de raiz uniária para as séries de empo envolvidas em nossos sisemas. Os resulados da abela aponam para as seguines conclusões: i) as séries de diferenciais de axas de inflação, independene dos índices de preços usados no Brasil e nos Esados Unidos, são I(1), ou seja, inegradas de primeira ordem, sendo necessário omar mais uma diferença para se impor esacionaridade; e ii) a série de axa de câmbio adoada na pesquisa empírica, ou melhor, a axa de mudança da axa de câmbio no mercado paralelo, apresena-se como não esacionária, mais especificamene, inegrada de primeira ordem. Tabela 2. Tese de raiz uniária - Dickey-Fuller Aumenado Variáveis N Defasagem ADF Valor Críico usada 5% 1% e ,171-3,459-4,061 Δ(p-p)ipc ,587-1,944-2,589 Δ(p-p)ipa ,014-3,460-4,062 Δ(p-p)n ,581-1,944-2,589 Δe ,148-1,944-2,589 ΔΔ(p-p)ipc ,596-1,944-2,589

23 23 ΔΔ(p-p)ipa ,043-1,944-2,589 ΔΔ(p-p)n ,592-1,944-2,589 OBS: () indica que a hipóese nula de presença de raiz uniária é rejeiada à 5% de significância. Co-inegração, Taxa de Câmbio Real e PPC No raameno empírico da hipóese de paridade de poder de compras freqüenemene surgem dúvidas sobre qual medida empírica de axa de câmbio real deve ser uilizada. Ceramene que a mudança no criério empírico de mensuração da axa real de câmbio deveria alerar, em grande medida, a modelagem economérica. Reconhecidamene, as diversas medidas empíricas de câmbio real, muias vezes, modificam, de modo significaivo, a avaliação sobre o amanho do desalinhameno cambial e de seu evenual efeio sobre o saldo comercial. O propósio dese iem é analisar as especificações para a equação de axa de câmbio no Brasil, que procura esar a validade da hipóese de paridade de poder de compra, em sua versão relaiva. O período amosral se esende do primeiro rimesre de 1974 aé o primeiro rimesre de Ese período compreende as diversas fases de gesão da axa de câmbio, da políica de minidesvalorizações às experiências de regime de câmbio mais fixo, congelados, fluuanes à banda de fluuações. A razão enre os preços dos radables e non radables é represenada pela razão enre o Índice de Preços no Aacado nos Esados Unidos (Wholesale Price Index) e o Índice de Preço ao Consumidor (IPC-Fipe) no Brasil. Também foram esimados modelos com razão enre IPC nos Esados Unidos (Consumer Price Index) e IPC-Fipe no Brasil e para a razão enre os IPA s. A axa de câmbio é definida como a quanidade de moeda domésica para uma unidade de dólar. A axa de câmbio nominal foi subsiuída pelo prêmio do dólar no

24 24 mercado paralelo. Nese caso, omou-se a axa de variação da coação para venda enre o úlimo mês de um dado rimesre e o úlimo mês do rimesre seguine (ambos dados de fim de período). Inicialmene, foi esimado um VAR para as variáveis axa de câmbio (acima definida) e diferencial de axa de inflação (e, Δp-Δp), considerando-se o diferencial do IPA, do IPC e do IPA para Esados Unidos e IPC para o Brasil, para odo o período Seguindo o procedimeno de Johansen e pesquisando as esaísicas de ese do raço e do máximo auovalor, ficou consaada a presença de um veor de co-inegração. Conudo, para os erro das equações de axa de câmbio e de diferencial de inflação foi rejeiada a hipóese de normalidade. Mesmo incorporando variáveis dummies no sisema, ainda assim, não foi possível corrigir a normalidade. Procurando corrigir ese problema, dividiu-se o sisema em dois momenos: um primeiro momeno ( ), que refleisse o período de vigência da políica de minidesvalorizações e anerior às diversas experiências de combae à inflação, o que revelou uma esruura esocásicas das séries basane próxima e de relaivamene fraca variabilidade. O ouro momeno ( ) seria caracerizado pelo abandono da políica de minidesvalorizações e pela presença das diversas políicas de combae à inflação (heerodoxas e orodoxas) e com regimes de câmbio que variam de congelameno emporário da axa de câmbio à bandas de fluuação cambial, revelando ambém uma esruura esocásica basane parecida das séries emporais em uso, porém rigorosamene disinas daquela esruura do momeno anerior. O quadro 2 apresena os modelos esimados, seguindo a preocupação quano a runcar as séries em dois períodos.

25 25 Quadro 2. Modelos Esimados 1. (e, p-p)n a. (e, p-p)n b. (e, p-p)n (e, p-p)ipa a. (e, p-p)ipa b. (e, p-p)ipa (e, p-p)ipc a. (e, p-p)ipc b. (e, p-p)ipc Na seleção de modelos, conforme sisemas esimados a parir do méodo de Mínimos Quadrados Recursivos, aceiou-se a redução de modelo de cinco defasagens para quaro defasagens, e assim, sucessivamene, aé apenas uma defasagem conforme esaísicas de ese de Schwarz e de Hannan-Quinn. São apresenados os eses de normalidade dos VAR s esimados para os respecivos modelos, bem como análise de co-inegração avaliando a hipóese de exisência de veor(es) co-inegrane(s) para a especificação de equação de paridade. A abela 3 apresena os resulados dos eses de hipóese de normalidade dos resíduos da equação, uma vez que o ese proposo por Johansen fica basane enfraquecido se os resíduos não forem gaussianos. Tabela 3. Teses sobre os resíduos das equações para ese de Johansen Δe Δ(p-p)n Δ(p-p)ipc Δ(p-p)ipa Sisema 1. AR1-5 0,43 1,39 Normalidade 23,25 22,93 ARCH 4 1,91 4,73 Sisema 1a. AR1-3 1,88 1,91 Normalidade 1,65 1,87 ARCH 3 0,03 0,94 Sisema 1b. AR1-4 0,28 1,27 Normalidade 4,51 2,00 ARCH 4 0,57 0,84 Sisema 2. AR1-5 0,46 1,32 Normalidade 23,57 23,05

26 26 ARCH 4 1,95 5,33 Sisema 2a. AR1-3 1,54 1,34 Normalidade 1,59 2,45 ARCH 3 0,10 0,29 Sisema 2b. AR1-3 0,74 2,19 Normalidade 3,54 0,80 ARCH 3 0,76 1,43 Sisema 3. AR1-5 0,44 1,34 Normalidade 20,12 22,63 ARCH 4 2,11 4,29 Sisema 3a. AR1-3 0,77 1,64 Normalidade 4,93 2,05 ARCH 3 0,96 1,29 Sisema 3b. AR1-4 0,17 1,31 Normalidade 3,84 1,37 ARCH 4 0,61 0,82 OBS.: () indica que a hipóese nula de resíduos gaussianos foi rejeiada à 5% e () indica rejeição à 1%. Vê-se, claramene, que a suposição de resíduos gaussianos é violada para as equações de axa de câmbio e de diferencial de preços para odos os sisemas (1, 2 e 3) que conemplam odo o período amosral ( ). Mesmo com a inrodução de variáveis dummies em vários períodos, não foi possível corrigir a normalidade dos resíduos. Ao paricionar a amosra, obeve-se que a suposição de resíduos gaussianos se ornou válida para os demais sisemas. Desaca-se, conudo, que foi necessário inroduzir uma variável dummy ( ) para a equação de axa de câmbio nos sisemas 1a e 2a. A abela 4 resume os resulados de co-inegração obidos a parir dos sisemas acima descrios, que podem se resumir ao seguine: exise um veor co-inegrane para os sisemas de paridade de poder de compra, sendo que as mudanças nos deflaores não aleraram o resulado Tabela 4. Resulados de co-inegração: auovalores e eses esaísicos relacionados Auovalores Esaísica do Máx. Auovalor Esaísica do Traço p = 0 p 1 p 2 p = 0 p 1 p 2 Sisema 1 0,766 0, ,4 9,72 137,1 9,7 Sisema 1a 0,607 0,221 39,23 10,50 49,73 10,0 Sisema 1b 0,819 0,140 80,35 7,11 87,46 12,2 Sisema 2 0,762 0, ,7 10,08 136,8 9,85 Sisema 2a 0,605 0,222 39,01 10,55 47,2 10,05 Sisema 2b 0,811 0,170 71,67 8,02 79,7 7,64

27 27 Sisema 3 0,749 0, ,2 10,26 129,5 10,26 Sisema 3a 0,638 0,167 42,6 7,68 50,37 7,32 Sisema 3b 0,804 0,141 75,0 7,03 82,08 7,03 OBS: () indica que um valor significaivo ao nível de 5%; () indica um valor significaivo ao nível de 1%. A abela 5 mosra as maizes α e β para o sisema. Desaca-se que cada linha da mariz β mosra um veor de co-inegração, o que, caso seja válida a hipóese de exisência de um veor co-inegrane equivale ao mesmo que uma combinação linear esacionária significaiva enre as séries emporais do sisema. De oura pare, cada linha de α apresena o conjuno de pesos com que os veores de co-inegração aparecem na respeciva equação. Tabela 5. Resulados de co-inegração: marizes α e β normalizadas α (Mariz de Ajusameno) β (Mariz dos Veores Co-inegranes) Sisema 1 Δe -0,639 0,260 1,000 0,894 Δ(p-p)n -0,576-0,127-0,157 1,000 Sisema 1a Δe -1,076 0,235 1,000 0,467 Δ(p-p)n 0,007-0,423 0,001 1,000 Sisema 1b Δe -0,522 0,274 1,000 0,895 Δ(p-p)n -0,709-0,129-0,260 1,000 Sisema 2 Δe -0,635 0,266 1,000 0,893 Δ(p-p)ipc -0,566-0,131-0,144 1,000 Sisema 2a Δe -1,066 0,259 1,000 0,291 Δ(p-p)ipc 0,007-0,439-0,006 1,000 Sisema 2b Δe -0,489 0,287 1,000 0,900 Δ(p-p)ipc -0,707-0,135-0,327 1,000 Sisema 3 Δe -0,677 0,250 1,000 0,883 Δ(p-p)ipa -0,610-0,140-0,211 1,000

28 28 Sisema 3a Δe -1,220 0,280 1,000-0,183 Δ(p-p)ipa -0,035-0,316 0,014 1,000 Sisema 3b Δe -0,577 0,254 1,000 0,889 Δ(p-p)ipa -0,761-0,138-0,331 1,000 A primeira linha do β implica uma relação de longo prazo em que o coeficiene do diferencial de preços aparece com o sinal esperado, exceo o sisema 3a. Com relação à mariz α, exceo o caso dos sisemas do segundo período amosral (sisemas 1b, 2b e 3b), odos os demais parecem indicar que o veor co-inegrane significaivo comparece apenas na equação de axa de câmbio. Ou seja, pode-se considerar as variáveis do processo marginal como sendo fracamene exógenas para os parâmeros de longo prazo na equação de axa de câmbio. No caso dos sisemas 1b, 2b e 3b, o veor co-inegrane significaivo não comparece apenas na equação de axa de câmbio, mas ambém na equação de diferencial de preços, indicando que esas variáveis não são fracamene exógenas para os parâmeros de equação de axa de câmbio. 5. Considerações finais Muias das esimações economéricas de modelos de deerminação da axa de câmbio passaram a incorporar os procedimenos da nova economeria de séries emporais. Mesmo assim, os resulados são muias das vezes basane disinos, quando não oposos, pelo menos no caso de eses realizados para o Brasil. Nese rabalho ficou claro que muias desas divergências podem ocorrer devido à especificação da equação envolvida, ou devido à versão do modelo em quesão, como no caso da PPC, em suas

29 29 versões relaiva e absolua. Ou mesmo, o período em que a amosra é runcada para se ober melhores resulados nos erros da regressão. Por exemplo, se runcada em 1986, devido aos ouliers provocados por planos heerodoxos, ou em 1989, anerior ao processo de aberura comercial e mudanças no desempenho do seor exporador e imporador, ou ainda se runcada em julho de 1994, devido ao Plano Real. Especificar a equação de axa de câmbio a parir de modelos clássicos como o de PPC para o Brasil no período recene é, de fao, um desafio. Mesmo o deflaor da axa de câmbio nominal (se IPA ou IPC) pode inerferir na hipóese de raiz uniária ou no poso da mariz, no caso dos eses de Johansen. Há caso em que auores concluem ser difícil rejeiar a hipóese de PPC se o deflaor for o IPC, mas se o deflaor for o IPA o ese se orna muio enfraquecido. Ou mesmo, parece mais fácil aceiar a PPC se se esa a sua versão relaiva e não a absolua. Há aé indícios de que o IPC enha mais que uma raiz uniária. Porém, algo pode ser concluído após os eses realizados, e que, regisra-se, é ambém diferene de alguns eses referenciados. Primeiro, orna-se praicamene impossível recuperar um modelo mulivariado para axa de câmbio no Brasil, especialmene a parir de 1974, com uma equação geral. É preciso runcar a amosra. Com ese procedimeno orna-se mais fácil raar as séries envolvidas e enconrar resulados mais compaíveis com um fao real. Afinal, a economia brasileira apresenou, no mínimo, dois grandes momenos após meados da década de O primeiro pode ser caracerizado por um regime de inflação baixa, de axas de juros relaivamene baixas e de poucas inervenções governamenais, exceo com maxidesvalorizações no final de 1979 e no começo de O segundo período é exaamene oposo, com inflação acelerada, juros

30 30 reais ascendenes, diversas experiências de combae à inflação, inensas mudanças na gesão cambial, enre ouras. Tanas inervenções no mercado cambial não são facilmene conroladas por mecanismos esaísicos do ipo dummies. Dos eses de raiz uniária, aos eses de coinegração e avaliação de exogeneidade, odos esão resrios em grande medida a ese fao cenral. Os eses de normalidade apresenados nese rabalho revelam claramene ese fao. Para se esar a superexogeneidade dos parâmeros do modelo condicional a um conjuno de inervenções nos parâmeros do modelo marginal modelou-se as variáveis marginais na forma de uma esruura auoregressiva AR(p), para p defasagens, e incluiu-se neses modelos as inervenções possivelmene mais significaivas sobre o processo gerador dos dados das séries. Se significaivas, esas inervenções dos modelos marginais são inroduzidas no modelo condicional para serem esadas, sob hipóese nula de que são zero, ou seja, de que não são significaivas no modelo condicional. A aceiação da hipóese nula revela indícios de superexogeneidade. Nos eses realizados para os modelos esimados não foi possível conrolar a normalidade dos erros do modelo marginal, o que compromeeu sobremaneira os eses de significância para as inervenções. Como conseqüência direa desa resrição, os modelos esimados não permiiram realizar eses de superexogeneidade, uma vez que as variáveis dummies inroduzidas nos modelos marginais para deecar evenuais inervenções não geravam resíduos gaussianos para as modelos auoregressivos marginais. Não se pode, conudo, negar o modelo de PPC, mesmo que sob ais resrições. De fao, o movimeno da axa de câmbio ende a procurar maner a axa de câmbio real; assim como, períodos de inflação acelerada enfraquece al conclusão. Não se pode ainda rejeiar a

31 31 capacidade previsora do saldo comercial para com a axa de câmbio real, o que pode ser facilmene revelado em análises de co-inegração divulgadas. Muio menos que o deflaor da axa de câmbio nominal possa inerferir nese resulado, principalmene para o curo prazo, e mesmo para o longo prazo. Ese resulado ende a ser mais fore quano a amosra é runcada no passado mais próximo do final da década de 80, excluindo-se assim o processo de aberura comercial e principalmene o Plano Real. 6. Referências Bibliográficas Agliea, M. (1997). Macro-économie inernaionale. Paris: Monchresien. Baillie, R. & McHahon, P. (1992). The foreign exchange marke: heory and economeric evidence. Cambridge: UP Bielschowski, R. (1994). Two sudies on ransnaional corporaions in he Brasilian manufacuring secor: he 1980s and he 1990s. Saniago: Unied Naions. Bielschowski, R. & Sumpo, G. (1996). A inernacionalização da indúsria brasileira: números e reflexões depois de alguns anos de aberura. R. Bauman (org.). O Brasil e a economia global. Rio de Janeiro: Campus & Sobee. Considera, C. (1996). Globalização, produividade e emprego indusriais. Boleim Conjunural. No. 35, ouubro de Rio de Janeiro: IPEA Dornbusch, R (1997). Brazil s incomplee sabilizaion and reform. Mimeo. Duare, A. R. & Pereira, P. V. (1991). Paridade do poder de compra e paridade de axa de juros para o Brasil: uma abordagem via co-inegração mulivariada. Anais do XIII Enconro Brasileiro de Economeria. Curiiba:SBE. FGV-IBRE. Conjunura Econômica. Vários números.

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