PREVISÃO DE INFLAÇÃO EM CABO VERDE POR MEIO DE VETORES AUTOREGRESSIVOS

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1 PREVISÃO DE INFLAÇÃO EM CABO VERDE POR MEIO DE VETORES AUTOREGRESSIVOS Resumo Anônio José Medina dos Sanos Bapisa Rubicleis Gomes da Silva O objeivo do rabalho foi esimar um modelo de correção de erro veorial para prever o nível de preços em Cabo Verde. Uilizando a modelagem de Veores auo-regressivos com correção de erros, eses de esacionariedade, eses de co-inegração e causalidade de Granger, observou-se que as variáveis em nível são não-esacionárias (séries I()). Uilizando as variáveis M e IPC como variáveis endógenas e o IPP (índice de preços de Porugal) como exógena, sendo odas elas expressas em logarimos, esimou-se um modelo de correção de erros veorial, por meio do qual se esou a exisência de equilíbrio de longo prazo enre as séries M e IPC. Esimou-se os parâmeros da equação e poseriormene, elaborou-se uma previsão da série IPC. Foram esados os senidos de causalidade enre as séries, ficando consaado que exise causalidade unidirecional do IPP para IPC, assim como do IPC para M. O modelo de correção de erros esimado apresenou boas previsões para o IPC, podendo ser uilizada para auxiliar na previsão do IPC de Cabo Verde. A inflação de Porugal é uma variável que deve ser considerada na esimação de modelos de previsão da inflação em Cabo Verde. Esa recomendação orna-se mais relevane aualmene, pelo fao de que a adoção de um regime de axa de câmbio fixa por pare do Governo de Cabo Verde, deixa a economia nacional suscepível a imporar inflação de Porugal. Palavras chave: Cabo Verde, Previsão de inflação, Veores de correção de erros.. INTRODUÇÃO O conrole da inflação é aualmene um dos principais objeivos dos formuladores de políica econômica, assim como a manuenção de nível baixo de desemprego, esabilidade financeira e elevado nível de produo real. Muios bancos cenrais de países desenvolvidos adoaram o sisema de meas de inflação como o principal objeivo da políica. Enreano, a implemenação do sisema de meas de inflação em como um dos requisios, a previsibilidade do processo inflacionário. A inflação, definida por Fones (993) é um processo de crescimeno conínuo dos preços. Embora a sua definição seja consensual enre as diferenes correnes do pensameno econômico, as suas causas e seu combae são conroversos. Essas conrovérsias surgem devido aos diferenes paradigmas eóricos do monearismo, keynesianismo, esruuralismo e inercialismo. Segundo BCV (2002) a esabilização dos preços é um ema imporane que o Banco de Cabo Verde leva em consideração na formulação de sua políica econômica. A imporância de analisar a inflação é jusificada pelo fao de que a inflação é um problema ano econômico como social. Os agenes econômicos, ano públicos como privados, monioram a dinâmica do nível de preços na economia de forma a alocar os seus recursos, e formular planos de ação. Desa forma, a expecaiva de inflação é uma variável imporane na omada de decisão por pare dos agenes econômicos.

2 Nese conexo, é imprescindível que sejam realizadas previsões de inflação, no senido de fornecer parâmeros para que os agenes possam planejar de forma mais coerene, as sua aiudes. Nese esudo uilizou-se um modelo baseado em Veores de Correção de erros (VEC) para prever a inflação de Cabo Verde, uilizando o agregado moneário M e a serie do IPC de Porugal. Na lieraura econômica enconra-se uma grande diversidade de modelos de previsão, ais como, modelos de Box-Jenkins (ARIMA), modelos macroeconômicos esruurais, modelos de veores auo-regressivos ec. A economia é um sisema complexo e pouco ransparene. Dai a necessidade de uilizar diferenes modelos na análise de previsão. Cada qual com os seus mérios e limiações. Segundo Bradley (977), Geary (976b), exise um período de defasagem na ransmissão de inflação iso é, mudanças nos agregados moneários geralmene afeam a economia após algum empo, podendo variar de alguns meses aé anos. De acordo com Cheung e Yuen (2000), Browne (984), Blejer (98), enre ouros, que analisaram o fenômeno da propagação inernacional e os mecanismos de ransmissão para pequenas economias aberas, um país que adoa um regime de axa de câmbio fixa esá suscepível de imporar inflação de seu parceiro comercial. A relação Cabo Verde Porugal parece reunir odas as condições para que possa ocorrer ransmissão de inflação. Iso é, Cabo Verde é uma pequena economia abera, exremamene dependene de imporação de bens 2, maném um regime de axa de câmbio fixa em relação à moeda Poruguesa e, dado que Porugal é um dos principais parceiros comerciais de Cabo Verde, possivelmene pode ocorrer imporação de inflação. De acordo com BCV (2003), a paricipação de Porugal no comércio exerno de Cabo Verde vem aumenando ao longo do empo. Nese conexo orna-se necessário analisar as mudanças nos níveis de preço neses dois países, e as implicações da inflação Poruguesa na economia de Cabo Verde. Pela análise da Figura, noa-se que o índice de preços de Cabo Verde apresenou significaivas variações durane o período de 992 a Essas variações devem-se ao fao de que em Cabo Verde é freqüene ocorrerem choques na ofera de bens. Devido a insularidade, fala de conrole de esoque ec; freqüenemene ocorre queda nos esoques de bens disponíveis, acarreando variações freqüenes nos preços dos bens. Para uma análise mais dealhada da propagação inernacional da inflação e os mecanismos de ransmissão, ver Darby e al. (983). 2 De acordo com BCV (2003), a imporação paricipa em aproximadamene 60% do PIB.

3 Variação D(log IPC CV) Figura Variação do IPC de Cabo Verde. Fone: Elaborado pelos auores com base em Banco de Cabo Verde (2003). Obs: O D(log IPC CV) significa diferença do logarimo da serie do IPC de Cabo Verde Sem dúvida, a axa de câmbio seria uma variável que deveria fazer pare do modelo, enreano, endo em visa que não esava disponível a serie mensal da axa de câmbio efeiva para o período analisado, esa variável imporane ficou fora do modelo. Conudo, pelo fao de governo Cabo-verdiano er adoado paridade fixa em relação ao escudo poruguês/euro, e sendo Porugal o maior parceiro comercial de Cabo Verde, a paricipação da axa de câmbio no modelo se verifica de cera forma por meio da serie de IPC de Porugal, refleindo a ransmissão de inflação. O presene esudo enconra-se esruurado da seguine forma: além desa inrodução, será apresenado o referencial meodológico, referene aos eses de esacionariedade das séries, eses de causalidade de Granger, meodologia de veores de correção de erros, eses de co-inegração e previsão; em seguida, será analisada a esimação do modelo e previsão da serie do IPC de Cabo Verde; e, fnalmene, apresenadas as principais conclusões do rabalho. 2. METODOLOGIA O modelo Auo Regressivo Veorial (VAR) é comumene uilizado para esimação de sisemas iner-relacionados de séries emporais e análise de impacos dinâmicos de choques sobre um sisema. O VAR raa odas as variáveis como endógenas e em função de seus próprios valores defasados. (EViews, 2002). Maemaicamene, pode-se represenar um VAR da seguine forma:

4 X = A X Ap X + By p + ε () em que, X é um veor K de variáveis endógenas, y é um veor D de variáveis exógenas, A,...A p e B são marizes de coeficienes a serem esimados e ε é um veor de inovação que não pode ser conemporaneamene correlacionado com sua própria defasagem, no enano pode ser correlacionado com as demais equações do sisema. O sisema apresenado não pode ser esimado por mínimos quadrados ordinários, pois, conforme Johansen (99), ele permie que os choques possam er efeios conemporâneos direos e indireos sobre as variáveis (viés de equação simulânea). Como forma de conornar ese problema, ransforma-se () em um veor auo-regressivo na forma maricial, sendo represenado como segue: p 0 + Γi x i + ε β x = Γ, (2) em que a mariz B represena os parâmeros das variáveis no empo, Γ 0 é um veor de inercepos e Γ i é a mariz dos parâmeros das variáveis no empo -i. Pré-muliplicando (2) por B -, em-se o modelo VAR na forma-padrão: x p = A + 0 Ai x e, (3) + i sendo A 0 =B -, A i =B - Γ i e e =B - ε. em que x é um veor (Nx) de variáveis endógenas, A 0 é um veor (Nx) de inercepos, A i são marizes (NxN) e e é um veor (Nx) de ermos de erros uilizando-se das pressuposições usuais. Dado que um dos objeivos do rabalho é analisar a função impulso-resposa para descrever a resposa da inflação de Cabo Verde a choques de M e inflação de Porugal, uilizar-se-á a decomposição de Cholesky para idenificar o veor e. Um choque na i ésima variável não afea apenas direamene a i ésima variável do modelo, mas ambém é ransmiida para as demais variáveis endógenas aravés da esruura dinâmica do VAR. Uma função de impulso-resposa raça o efeio de um choque ou uma inovação sobre os valores correnes e fuuros das variáveis endógenas do modelo. Se as inovações e são conemporaneamene não-correlacionadas, a inerpreação do impulso-resposa é exremamene simples. A i ésima inovação e é simplesmene um choque da i ésima variável endógena. No enano, inovações são usualmene correlacionadas, e podem ser visas como um possuidoras de um componene comum que não pode ser associado com uma variável específica. A consrução da função impulso-resposa pare da represenação do modelo expresso em () em um veor de médias móveis (VMA), em que são expressas em valores correnes e passados dos choques e i. Uilizando-se da propriedade de inveribilidade, o modelo expresso em (3) pode ser represenado pelo seguine VMA: x i = µ + Ψ( L) e, (4) em que: µ = ( I A A... A A n Ψ( L ) = 2 p ) [ A( L) ] 0 Os elemenos da mariz ψ i são as funções de impulso-resposa e são uilizados para gerar os efeios dos choques e i sobre a rajeória emporal das variáveis endógenas em x.

5 Traando-se de dados de série emporal, o resulado da esimação da expressão () só é válido economericamene se as séries são esacionárias, caso não sejam, em-se uma regressão espúria. Conforme saliena Gujarai (2000), um processo esocásico é fracamene esacionário se sua média e variância são consanes ao longo do empo e o valor de sua covariância enre dois períodos depende apenas da disância ou defasagem enre os dois períodos de empo em que a covariância é calculada. Uma série não-esacionária apresena uma ou mais raízes uniárias. Diversos eses verificam a presença de raiz uniária em uma série emporal. Denre os eses, podem-se ciar o Dickey Fuller (DF), Dickey-Fuller Aumenado (ADF) e o de Philips-Perron (PP). Se as séries emporais de um modelo não são esacionárias em nível, ou seja, possuem raiz uniária 3, é necessário verificar se elas são co-inegradas. Se duas ou mais séries são co-inegradas, significa dizer que exise uma combinação linear esacionária enre elas. Em ouras palavras, diz-se que exise uma relação esável de longo prazo enre as séries. O primeiro passo para esimar o modelo VAR é verificar se as séries envolvidas são produzidas por um processo esocásico esacionário. Nese rabalho, uilizou-se o ADF para deecar se a série possui raiz uniária. Se a série em uma raiz uniária, diz que ela é não-esacionária, conseqüenemene, sua ordem de inegração é maior que zero. O ADF consise em esimar por Mínimos Quadrados a seguine equação: y m + β2 + φy + ϕ y + = β u (5) i em que y = y y 2, y 2 = y 2 y 3 e y i = y i y i Na equação (6), as hipóeses nula e alernaiva que serão esadas são respecivamene: H 0 :φ = 0 e H :φ < 0. Se o valor da esaísica ADF for maior que o valor críico, será rejeiada a hipóese de que a série emporal seja esacionária, ornando-se necessário esar a presença de raiz esacionária na primeira diferença. Se a primeira diferença for esacionária, a série será I(). No processo de esimação do VAR, caso as variáveis sejam não-esacionárias, será necessário verificar se exise uma combinação linear de variáveis inegradas de mesma ordem, que seja esacionária. No ocane ao processo de esimação, caso as variáveis não sejam esacionárias em nível, será necessário incluir o desvio de longo prazo (relação de co-inegração), ornando o VAR em um modelo de correção de erros MCE. A meodologia desenvolvida Johansen (988, 99) e Johansen & Juselius (990, 992) possibilia esar a exisência de co-inegração e esimar seu respecivo veor. O procedimeno de Johansen & Juselius esá baseado na seguine versão reparamerizada do VAR(p): x = Γ x Γp x p+ + Πx +τ + ε, (6) em que x é um veor de n variáveis. ε ~ N(0, Σ) e E(e e s )=0 para odo diferene de s. Os números de defasagens (p) a serem incluídas no VAR são deerminados com base nos criérios de AIC e SBC, que são dados por: AIC: ln ^ σ ε + (2 / T )( R) (7) 3 O número de diferença necessário para ornar Y esacionária corresponde ao número de raízes sobre o círculo uniário, ou raízes uniárias, presenes no processo gerador de Y.

6 BIC: ln ^ σ ε + [lnt / T ]( R) (8) em que: ε = variância dos resíduos T= número de observações R= número de parâmeros Sendo r o rank da mariz Π, enão, se Π possuir raízes caracerísicas esaisicamene diferenes de zero, rês siuações poderão ocorrer: i. se r = n, enão x é esacionário; ii. se r = 0, enão, x é esacionário; e iii. se 0 < r < n, enão exisem marizes α e β de dimensões (n x r) ais que Π = αβ, logo, exisem combinações lineares esacionárias que ornam x esacionário. Conseqüenemene, exisem n veores de co-inegração. Para se deerminar o número veores de co-inegração, os ese de λ race e λ max podem ser uilizados, formalmene são apresenados pelas seguines expressões: σ^ n λ ( r) = T ln( λ ) (9) race r+ i λ max ( r, r + ) = T ln( λr+ ) (0) em que λ i são os valores esimados das raízes caracerísicas obidas da mariz Π esimada e T é o número de observações. A hipóese nula do ese de raço (race) é a de que o número de veores de co-inegração é menor ou igual a r, conra a hipóese alernaiva de que o número de veores é maior que r. Para o ese de máxima raiz caracerísica, a hipóese nula é de que exisem r+ veores de co-inegração. Se os valores calculados forem maiores que os valores críicos, rejeia-se a hipóese nula de não-co-inegração. Ouro ese que será realizado é o ese de causalidade de Granger. Granger (969) esruurou um conceio formal de causalidade baseado em rês premissas principais: ) as variáveis esadas resulam de processos esocásicos; 2) as variáveis são esacionárias; e 3) o fuuro não pode causar o passado. Sua definição de causalidade é a seguine: se y causa x, a previsão do valor presene de x é superior ao se usarem os valores passados de y em relação à possibilidade de não se uilizar essa informação. A implemenação desse conceio de Granger é realizada aravés de um ese de significância de parâmeros que exprime a influência das variáveis passadas sobre os valores auais das variáveis esadas. Assim, em-se: z z = = m m α + β i + ε α i z i i z i m i y () + ε (2) A hipóese nula é definida como: H 0 : β = β 2 =...= β m =0 (3)

7 A equação () envolve o que se denomina modelo irresrio, enquano a equação (2) envolve o modelo resrio. Essas equações são repeidas com y como variável dependene e z como variável independene: y y m m = i y i + δ i z i m = ϕ i y i + ε ϕ + ε (4) (5) A hipóese nula ambém é definida como: H 0 : δ = δ 2 =...= δ m =0 (6) A esaísica do ese conjuno é calculada da seguine forma: F = [SQR(resrio) SQR(irresrio)]/m ~ F m,t-2m (7) SQR(irresrio)/(T-2m) em que: SQR = soma dos quadrados dos resíduos, m = número de resrições e T = número de observações. Se as hipóeses nulas em (3) e (6) não forem rejeiadas, haverá ausência de causalidade em ambos os senidos. Se a hipóese nula em (3) for rejeiada e em (6) não for rejeiada, haverá causalidade de Granger de y para z. Por ouro lado, se a hipóese nula em (3) não for rejeiada e (6) for rejeiada, haverá causalidade de z em relação a y. Se, enreano, as hipóeses nulas em (3) e (6) forem rejeiadas, haverá bicausalidade enre y e z. Variáveis uilizadas no esudo Para esimar o modelo de previsão, foram uilizados os seguines dados: Para o nível de preços em Porugal, foi uilizado o índice de preços ao consumidor (IPC) fornecido pelo Insiuo Nacional de Esaísica de Porugal. Para a série de preços de Cabo Verde, ambém foi uilizado o IPC (IPC), ambém foi uilizado o agregado moneário M nominal, ambos fornecidos pelo Banco Cenral de Cabo Verde. Todos os dados são mensais e cobrem o período de janeiro de 996 a dezembro de Todas as séries foram expressas em logarimos de forma que os coeficienes enconrados expressem as elasicidades. As variáveis M e IPC foram consideradas como endógenas e a variável IPC de Porugal (IPP) foi considerada como exógena. 3. RESULTADOS E DISCUSSÃO Na Tabela, pode-se noar que as variáveis em nível são não esacionárias, no enano, suas diferenças são esacionárias, ou seja, odas as variáveis são I(). Eses resulados indicam que o modelo adequado para as series deve incorporar um mecanismo de coreção de erros, sendo o VAR MCE o modelo adequado. Tendo em visa que as séries são inegradas da mesma ordem I(), o próximo passo foi esar se exise equilíbrio de longo prazo enre as séries. O ese realizado foi o de máximo auo-valor.

8 TABELA Tese Dickey-Fuller Aumenado de raiz uniária Nível de confiança IPC IPC IPP IPP M M % - 3,5262-4, , , ,5262-4, % - 2, , , , , , % - 2, , ,6098-3, , ,64499 Valor críico do - 2, , , , , , ADF Fone: Resulados da pesquisa - indica primeira diferença; indica a esaísica. Os eses de co-inegração foram realizados por meio do Procedimeno de Johansen. Conforme indica a Tabela 2, que apresena valores calculados para (λ max ),rejeia-se a hipóese da exisência de zero veor de co-inegração. Exise pelo menos um veor de coinegração para as séries uilizadas. Exise uma relação de equilíbrio de longo prazo enre as variáveis. TABELA 2 Tese de Johansen-Juselius para co-inegração Rank Auo-valor máximo (λ max ) Observado Valor Críico 5% r = 0 24,405 9,96 r < 0,46 9,24 Fone: Resulados da pesquisa A equação esimada que represena o equilíbrio de longo prazo é a seguine: IPC = 0,2564M + 2,047 (8) Noa-se pela equação (8), que a elasicidade é muio baixa iso é, um aumeno de 0% na quanidade de M leva a um aumeno de 2,56% no nível de preços no longo prazo. Dado que as variáveis uilizadas na pesquisa são odas inegradas de primeira ordem e se apresenam co-inegradas, orna-se necessária a escolha do número de defasagens a ser

9 incluídas no modelo VAR MCE. A Tabela 3 apresena os valores calculados para os criérios AIC e SBC. Opou-se por rabalhar com 3 defasagens, de acordo com os dois criérios de informação. TABELA 3 Criérios para escolha de defasagem do var (p) Defasagem AIC SBC Fone: Resulados da pesquisa A Tabela 4 apresena os resulados da análise de causalidade no senido de Granger, aplicadas à primeira diferença do logarimo das variáveis. Como pode-se verificar, esouse o modelo para diferenes lags, no senido de se conhecer a variabilidade dos resulados. Noa-se que os resulados foram consisenes iso é, exise causalidade unidirecional rumando do IPC de Porugal para o IPC de Cabo Verde, indicando que no período analisado pode er ocorrido ransmissão da inflação de Porugal para Cabo Verde. O resulado enconrado foi coerene com o esperado. A escolha desses lags se deve pelo fao de que as imporações de Cabo Verde geralmene enconram problemas burocráicos alfandegários, empo de ranspore, ec... que conribui de cera forma para que os produos imporados esejam disponíveis no mercado inerno após alguns meses depois de serem adquiridos em Porugal. Também, esperava-se que ocorresse ransmissão de inflação de Porugal para Cabo Verde. Os resulados do ese de Granger para a causalidade enre M e nível de preços em Cabo Verde foram coerenes com o pensameno pós-keynesiano 4, no senido de que a causalidade unidirecional, ruma de nível de preços para M, indicando que a ala nos preços induz à emissão de moeda. Iso é, a moeda é endógena 5. Para odos os lags esados, consaou-se que exise causalidade unidirecional, rumando de IPC para M. 4 Para maiores dealhes sobre endogeneidade da moeda, ver Davidson (994). A discussão dese ema foge dos objeivos desse rabalho.

10 TABELA 4 Causalidade de Granger Lags Hipóese Nula Obs. Esaísica-F P-Valor IPP não Granger causa IPC 2,860 0,04 3 IPC não Granger causa IPP 92 0,95 0,49 M não Granger causa IPC IPC não Granger causa M 0,877 3,809 0,456 0,02 4 IPP não Granger causa IPC IPC não Granger causa IPP 9 4,532,47 0,002 0,235 M não Granger causa IPC IPC não Granger causa M 0,448 3,766 0,448 0,007 5 IPP não Granger causa IPC IPC não Granger causa IPP 90 5,064 2,252 0,000 0,057 M não Granger causa IPC IPC não Granger causa M,64 3,20 0,65 0,02 Fone: Resulados da pesquisa A seguir enconram-se lisados as equações esimadas pelo modelo de correção de erros veorial. Maiores dealhes desas equações enconram-se nos anexos. D(IPC) = - 0.2*( IPC *M ) *D(IPC-) *D(IPC-2) *D(IPC-3) *D(M-) + 0.0*D(M-2) - 0.7*D(M-3) *IPP *IPP-3 (9) D(M) = 0.08*(IPC *M ) *D(IPC-) *D(IPC-2) *D(IPC-3) *D(M-) *D(M-2) *D(M-3) +.004*IPP *IPP-3 (20) Como se pode verificar pela Figura 2, o modelo ajusou-se muio bem aos dados, podendo ser uilizado na previsão do índice de preços de Cabo Verde. O procedimeno uilizado foi a previsão esáica (One-sep-ahead) em que há a aualização ou subsiuição das previsões pelos valores efeivamene observados.

11 4.75 Logarimo do IPC de Cabo Verde Jan-96 May-96 Sep-96 Jan-97 May-97 Sep-97 Jan May-98 Sep-98 Jan-99 May-99 Sep-99 Jan-00 May-00 Sep-00 Jan-0 May-0 Sep-0 Jan-02 May-02 Sep-02 IPC Observado IPC Previso Figura 2 Valores observados e previsos da série IPC de Cabo Verde para o período 992/2002. Fone: Elaborado pelos auores com base em Banco de Cabo Verde (2003) e dados da pesquisa. Obs: As séries esão expressas em logarimo. A Figura 3 apresena os resulados da função impulso-resposa (elasicidades de impulso) das variáveis M e IPC a choques de um desvio-padrão nessas variáveis. Uilizando a decomposição de Cholesky, pode-se verificar como os choques nas variáveis afeam as demais por meio da esruura dinâmica do modelo. Como se pode verificar, O IPC é afeado por choques não esperados no curo prazo. Esa variável leva em média 2 meses para se ajusar a um novo equilíbrio em um nível mais elevado. Em relação à variável M, noa-se que nos primeiros meses a resposa aos choques no IPC é negaiva. Enreano, a parir do segundo mês noa-se um aumeno gradual, aé se esabilizar em um nível de equilíbrio mais elevado do que o anerior, por vola do décimo mês.

12 Resposa a inovações de um desvio padrão Resposa do IPC a shocks no LM Resposa do M a shocks no IPC Fone: Dados da pesquisa. Figura 3 Resposas das variáveis M e IPC a choques nessas variáveis. RESUMO E CONCLUSÕES O objeivo do rabalho foi esimar um modelo de correção de erro veorial para prever o nível de preços em Cabo Verde. Uilizando a modelagem de Veores auoregressivos com correção de erros, eses de esacionariedade, eses de co-inegração e causalidade de Granger, observou-se que as variáveis em nível são não-esacionárias, devendo ser diferenciadas uma vez para que se ornassem esacionárias (séries I()). Uilizando as variáveis M e IPC como variáveis endógenas e o IPP (índice de preços de Porugal) como exógena, sendo odas elas expressas em logarimos, esimou-se um modelo de correção de erros veorial, por meio do qual se esou a exisência de equilíbrio de longo prazo enre as séries M e IPC. Tendo em visa que exise pelo menos um veor de coinegração, esimou-se os parâmeros da equação e poseriormene, elaborou-se uma previsão da série IPC. Anes, no enano, foram esados os senidos de causalidade enre as séries, ficando consaado que exise causalidade unidirecional do IPP para IPC, assim como do IPC para M. O modelo de correção de erros esimado apresenou boas previsões para o IPC, podendo ser uilizada para auxiliar na previsão do IPC de Cabo Verde elaborada pelos formuladores de políica econômica. A relação de equilíbrio de longo prazo enre as séries IPC e M, esimada por meio dos procedimenos de Johansen, indica que o ajusameno do IPC em relação ao agregado moneário M se verifica de forma muio limiada. A inflação de Porugal é uma variável que deve ser considerada na esimação de modelos de previsão da inflação em Cabo Verde. Esa recomendação orna-se mais relevane aualmene, pelo fao de que a adoção de um regime de axa de câmbio fixa por pare do Governo de Cabo Verde, deixa a economia nacional suscepível a imporar inflação de Porugal.

13 REFERÊNCIA BIBLIOGRÁFICA Banco de Cabo Verde, Avaliação moneária do primeiro semesre de 2002 e programação moneária para Banco de Cabo Verde p26 Banco de Cabo Verde, Índice de Preços no Consumidor. (Seembro de 2003). ( Bradley, J., Lags in he Transmission of Inflaion, The Economic and Social Review, Vol. 8, No. 2, pp Browne, F. X. The inernaional ransmission of inflaion o a small open economy under fixed exchange raes and highly ineres sensiive capial flows, European Economic Review, Vol. 25, pp Blejer, m., A noe on he inernaional ransmission of inflaion: The Impac of U.S. Inflaion on Mexico. Economics Leers Granger, C. W. J. Invesigaing causal relaions by economeric models and cross-specral mehods. Economerica, 37,424-38, 969 Cheung, Y., Yuen, J. Effecs of US inflaion on Hong Kong and Singapore An Inernaional Conference - Greaer China and he World Economy- Hong Kong. July 7-8, 2000, Darby, M. R., Lohian, J. R., Gandolfi. A. E. Schwarz. A. J, Sockman, A. C., The inernaional ransmission of inflaion. Universiy of Chicago press. Chicago. 983 Davidson, P. Pos Keynesian Macroeconomic Theory. Chelenhan: Edward Elgar. 994 EViews 4. User s Guide. Quaniaive Micro Sofware, LLC, Fones, R. Inflação sob a óica dos principais paradigmas econômicos. In: Fones, R. Inflação Brasileira. Viçosa: UFV, Imprensa Universiária, 993, 23p Geary, P.T., Lags in he Transmission of Inflaion: Some Preliminary Esimaes, The Economic and Social Review, Vol. 6, June, pp b. Gujarai, N.D. Economeria básica. 3.ed. São Paulo: Makron Books, Insiuo Nacional de Esaisica de Porugal (INE) Índice de preços no Consumidor. (Seembro de 2003). ( Johansen, S. Esimaion and hypohesis esing of coinegraion vecors in gaussian vecor auoregressive models. Economerica, v.59, n.6, p , 99. Johansen, S. Saisical analysis of coinegraion vecors. Journal of Economic Dynamics and Conrol, v.2, p , 988. Johansen, S.; Juselius, K. Maximum likelihood esimaion and inference on coinegraion: wih applicaions o he demand for money. Oxford Bullein of Economics and Saisics, v.52, p.69-29, 990. Johansen, S.; Juselius, K. Tesing srucural hypoheses in a mulivariae coinegraion analysis of he PPP and he UIP for UK. Journal of Economerics, v.53, p.2-244, 992.

14 ANEXO Equação de Coinegração Parâmeros IPC(-) M(-) (0.7963) (-.4276) C (inerceo) ( ) ( ) Correção de erro D(IPC) D(M) Coeficienes de ajusameno ( ) (0.080) ( ) ( ) D(IPC(-)) (0.35) ( ) ( ) ( ) D(IPC(-2)) (0.56) (0.20) ( ) ( ) D(IPC(-3)) (0.447) ( ) (0.904) ( ) D(M(-)) ( ) (0.457) ( ) ( ) D(M(-2)) ( ) (0.54) (0.8057) ( ) D(M(-3)) ( ) (0.0828) ( ) ( ) IPP(-2) ( ) (.02738) (-.240) ( ) IPP(-3) (0.569) (.02832) (.2536) ( ) Tabela 7 Veor de correção de erros esimado Obs: Primeiro são lisados os parâmeros, em seguida o erro-padrão e no final a esaísica.