TRANSMISSÃO DE INFLAÇÃO DE PORTUGAL PARA CABO VERDE: UMA ANÁLISE DE CO-INTEGRAÇÃO

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1 TRANSMISSÃO DE INFLAÇÃO DE PORTUGAL PARA CABO VERDE: UMA ANÁLISE DE CO-INTEGRAÇÃO ANTONIO JOSÉ MEDINA DOS SANTOS BAPTISTA ALEXANDRE BRAGANÇA COELHO Resumo O objetvo deste trabalho fo analsar a transmssão de nflação de Portugal para Cabo Verde durante o período de 992 a A análse fo realzada por meo da análse de co-ntegração, mas especfcamente medante o Procedmento de Johansen para co-ntegração. Os testes de raz untára ndcaram que todas as séres são não-estaconáras, sendo ntegradas de ordem [I()]. O teste de co-ntegração ndcou a exstênca de apenas um vetor de co-ntegração, sgnfcando que há uma relação de equlíbro de longo prazo entre os níves de preço de Portugal e Cabo Verde. De acordo com os resultados, os níves de preço de Portugal e Cabo Verde podem ser consderados perfetamente ntegrados neste período, ou seja, a varação no nível de preços de um país é transmtda de manera completa ao outro no longo prazo. Em relação à lderança de preços, conclu-se que há causaldade undreconal no sentdo Portugal Cabo Verde, ndcando que, no período de 992 a 2002, a nflação de Portugal fo efetvamente transmtda para Cabo Verde. As mplcações deste resultado são mportantes, no sentdo de que polítcas que vsem combater a nflação em Cabo Verde devem consderar explctamente o papel dos choques externos provenentes de Portugal. Estes resultados oferecem subsídos para a formulação de polítcas governamentas, seja no campo comercal, seja no campo cambal. A dversfcação dos parceros comercas de Cabo Verde é recomendável, pos permte uma dlução da nfluênca portuguesa na vda e nos preços em Cabo Verde. Em relação à taxa de câmbo, um arranjo cambal que permta maor absorção dos choques externos passa a ser uma das varáves de escolha das autordades monetáras cabo-verdanas na defnção do regme de câmbo no país. Numa vsão de longo prazo, deveram ser prorzadas polítcas ndustras de ncentvo ao nvestmento voltado para exportação e substtução de mportação. Palavras-chave: Cabo Verde, Transmssão de nflação, Causaldade, Co-ntegração. - INTRODUÇÃO A polítca monetára para 2003, contnuará orentada no sentdo da manutenção da establdade dos preços e do reforço das reservas nternaconas necessáras para a garanta da pardade do escudo cabo-verdano ao euro. BCV (2002, p2). Como se pode observar por essa ctação, a establzação dos preços é um tema mportante que o Banco de Cabo Verde leva em consderação na formulação de sua polítca econômca. O controle da nflação é atualmente um dos prncpas objetvos dos formuladores de polítca econômca, assm como a manutenção de nível baxo de desemprego, establdade fnancera e elevado nível de produto real. Mutos bancos centras de países desenvolvdos adotaram o sstema de metas de nflação como o prncpal objetvo da polítca econômca. Entretanto, a mplementação do sstema de metas de nflação tem como um dos requstos o conhecmento perfeto das causas da nflação, para que seja possível fazer prevsões sobre sua dnâmca. A nflação, defnda por Fontes (993), é um processo de crescmento contínuo dos preços. Embora a sua defnção seja consensual entre as dferentes correntes do pensamento econômco, as suas causas e seu combate são controversos. Essas

2 controvérsas surgem devdo aos dferentes paradgmas teórcos do monetarsmo, keynesansmo, estruturalsmo e nercalsmo. A mportânca de analsar a nflação é justfcada pelo fato de que a nflação é um problema tanto econômco como socal. Os agentes econômcos, tanto públcos como prvados, montoram a dnâmca do nível de preços na economa de forma a alocar os seus recursos e formular planos de ação. Hstorcamente, na lteratura econômca, a nflação sempre fo um tema bastante debatdo entre os pesqusadores. Uma partculardade do fenômeno nflaconáro mundal é a possbldade de sua transmssão entre os países. O presente estudo tem objetvo de analsar a mportação da nflação de Portugal por Cabo Verde. O fenômeno de mportação de nflação fo um tema muto debatdo na década de 70, período no qual vgorava em dversas economas o sstema de taxa de câmbo fxa. Nesta altura, alguns pesqusadores verfcaram que exsta transmssão nternaconal da nflação, no sentdo (dreção) de uma grande economa para uma pequena economa. De acordo com Fredman (953), ctado por Cheung e Yuen (2000),...the flexble rate regme puts an end to the nflaton transmsson mechansm prevalng under the fxed rate system. Exchange rate flexblty enables a country to pursue ts own monetary/nflaton polces and nsulates t from external nflaton shocks.. Um país que adota um regme de taxa de câmbo fxa está susceptível a mportar nflação de seu parcero comercal. Alguns estudos, de dferentes autores, corroboram a déa de mportação de nflação. Indcando apenas alguns destes estudos, podem-se ctar, Browne (984), Turnovsky e Kaspura (974), Geary (976a), Kngslton e Turnovsky (978), Brunner e Meltzer (977), Blejer (98), Cheung e Yuen (2000), que analsaram o fenômeno de propagação nternaconal da nflação e os mecansmos de sua transmssão para pequenas economas abertas. De acordo com estes autores, a capacdade do exteror de nfluencar a trajetóra de preços nternos depende da varação do nível de preços nternaconal e da varação do valor da taxa de câmbo. De acordo com Davdson (994), quanto maor o grau de abertura de uma economa, maor será a nflação mportada potencal. O potencal da nflação mportada pode ser explcado também pelo grau de monopólo da economa. Uma elevação de preços de produtos mportados representa um custo para as empresas que usam ou comercalzam estes produtos nternamente. Daí que, quanto mas elevado o grau de monopólo mas faclmente este custo será repassado aos consumdores. A relação Cabo Verde Portugal parece reunr todas as condções para que possa ocorrer transmssão de nflação. Isto é, Cabo Verde é uma pequena economa aberta, extremamente dependente de mportação de bens 2, mantém um regme de taxa de câmbo fxa em relação à moeda portuguesa e, dado que Portugal é um dos prncpas parceros comercas de Cabo Verde, possvelmente pode ocorrer mportação de nflação. Na Fgura, encontra-se plotado no gráfco o comportamento do nível de preços de Cabo Verde e Portugal. Como se pode verfcar, estas duas seres de IPCs (Índce de Para uma análse mas detalhada da propagação nternaconal da nflação e os mecansmos de transmssão, ver Darby et al. (983). 2 De acordo com BCV (2003), a mportação partcpa em aproxmadamente 60% do PIB. 2

3 Preços no Consumdor) parecem camnhar juntas, embora o IPC de Cabo Verde apresente maores flutuações em relação ao de Portugal. Fgura Dnâmca do nível de preço (IPC base 997=00) de Cabo Verde e Portugal durante o período de 992 a Indce Jan-92 Jan-93 Jan-94 Jan-95 Jan-96 Jan-97 Jan-98 Jan-99 Jan-00 Jan-0 Jan-02 IPC CV IPC PT Perodo Fonte: BCV (2003), INE (2003) Analsando a Fgura 2, pode-se notar que a partcpação de Portugal no comérco externo de Cabo Verde vem aumentando ao longo do tempo. Sem dúvda, Portugal é o maor parcero comercal de Cabo Verde. Neste contexto, torna-se necessáro analsar as mudanças nos níves de preços nestes dos países, bem como as mplcações da nflação portuguesa na economa de Cabo Verde. É necessáro analsar o comportamento de longo prazo entre os níves de preços dos dos países, de forma a conhecer as respostas (varações) do IPC de Cabo Verde em relação a mudanças no IPC de Portugal. 3

4 Fgura 2 Partcpação de Portugal no comérco externo de Cabo Verde durante o período de 992 a % 90% 80% 70% 60% 50% 40% 30% 20% 0% 0% Exp Imp Fonte: Banco de Cabo Verde (2003). Pela análse da Fgura 3, nota-se que o índce de preços de Cabo Verde apresentou maor varação em relação ao de Portugal. Essa varação deve-se ao fato de que em Cabo Verde é freqüente ocorrerem choques na oferta de bens. Devdo à nsulardade, falta de controle de estoque, etc; freqüentemente ocorre queda nos estoques de bens dsponíves, acarretando varações freqüentes nos preços desses bens. Fgura 3 Varação do IPC de Cabo Verde e Portugal. 4

5 Varação D(log IPC CV) D(log IPC PT) Fonte: Banco de Cabo Verde (2003), INE (2003) Pelo fato de que o governo Cabo-verdano ter adotado pardade fxa em relação ao escudo português/euro, torna-se necessáro analsar a possbldade de ocorrer mportação de nflação de Portugal e qual a elastcdade de transmssão da nflação. Este estudo encontra-se estruturado da segunte forma: além dessa ntrodução, será apresentado o referencal metodológco, referente aos testes de estaconaredade das séres, testes de causaldade de Granger e análse de co-ntegração; em seguda, serão analsados os resultados; e fnalmente, apresentadas as prncpas conclusões do trabalho. 2 - METODOLOGIA UTILIZADA Para analsar a hpótese de transmssão de nflação entre Portugal e Cabo Verde, foram utlzados os seguntes dados: Para o nível de preços em Portugal, fo utlzado o índce de preços ao consumdor (IPC) fornecdo pelo Insttuto Naconal de Estatístca de Portugal. Para a sére de preços de Cabo Verde, também fo utlzado o IPC, agora fornecdo pelo Banco Central de Cabo Verde. Todos os dados são mensas e cobrem o período de janero de 992 a dezembro de 2002 (32 observações). Todas as séres foram expressas em logartmos de forma que os coefcentes encontrados expressem as elastcdades de transmssão de preços. A análse da transmssão de nflação fo realzada através da análse de contegração, mas especfcamente por meo do Procedmento de Johansen para contegração. Esse procedmento é recomendável quando se lda com varáves nãoestaconáras, o que nvablza o uso do modelo de regressão padrão (Mínmos quadrados ordnáros) para estabelecer a relação entre as varáves. Isso ocorre porque as propredades usuas dos estmadores de Mínmos Quadrados não são observadas e as nferêncas baseadas nos testes t e F fcam prejudcadas. O prmero passo para a análse 5

6 de co-ntegração é a verfcação da ordem de ntegração das varáves de nteresse, ou seja, é precso verfcar a exstênca ou não de raízes untáras nas séres temporas e, em caso afrmatvo, determnar se a ordem de ntegração é a mesma para todas as varáves envolvdas. O Procedmento mas cudadoso é ncar testando a presença de mas de uma raz untára por meo do teste Dckey-Pantula (DICKEY & PANTULA,987). Neste trabalho, será testada apenas a hpótese de duas raízes untáras com o teste Dckey-Pantula, pos não há evdênca da exstênca de três ou mas raízes untáras em séres econômcas. Neste caso, a especfcação do teste é a segunte: 2 Ln(X t ) = γ Ln (X t- ) + ε t () H 0 : 2 raízes untáras(γ=0) H a : raz untára(γ<0) Em que: = operador dferença. ε t = ruído branco Esse modelo é o mas smples, sem constante ou termos defasados. Entretanto, se o erro acma não for um ruído branco, é necessáro nclur termos defasados para não prejudcar a estmação e nferênca. Uma especfcação mas completa sera a segunte: 2 Ln(X t ) =µ + γ Ln (X t- ) + H 0 : 2 raízes untáras(γ=0) H a : raz untára(γ<0) em que: = operador dferença. K = número de defasagens ε t = ruído branco k 2 X t δ + ε t (2) A estmação é feta por MQO e os resultados dos testes de sgnfcânca dos coefcentes são comparados com as mesmas tabelas usadas por Dckey & Fuller em seu teste ADF(descrto a segur). O teste ADF, desenvolvdo por Dckey & Fuller (979,98), consste na estmação da segunte equação por Mínmos Quadrados Ordnáros: em que: θ = ρ p Y t = θy t- + δ + ε t (3) p p δ = - j= + ρ j A não-rejeção da hpótese nula ndca presença de uma raz untára na sére Y t. Na realdade, a equação (3) ndca o modelo mas smples, sem constante e sem termo de tendênca. As outras especfcações possíves são: p Y t = α + θy t- + δ + ε t (4) p Y t = α + βt + θy t- + δ + ε t (5) 6

7 Para cada especfcação, devem-se calcular o valor de t relatvo à hpótese nula e compara-lo com o valor crítco da estatístca tabulada por Dckey & Fuller (979). As estatístcas τ, τ µ e τ τ correspondem ao teste t para a estmatva do coefcente da varável Y t- sob H 0 nas equações (3), (4) e (5), respectvamente. A decsão sobre qual especfcação deve ser usada pode ser feta baseada nos testes sobre a sgnfcânca do termo da tendênca e da constante nas equações (4) e (5) ou em testes conjuntos de sgnfcânca dos termos determnístcos e de raz untára. No prmero caso, também utlzaram-se tabelas construídas por Dckey & Fuller (98): em (4), utlzou-se a tabela τ αµ para testar se α=0, dado θ=0; em (5), utlzou-se a tabela τ ατ para testar se α=0, dado θ=0; e τ βτ para testar se β=0, dado que θ=0. No caso dos testes conjuntos, é necessáro construr uma espéce de estatístca F, chamada por Dckey & Fuller (98) de Φ, Φ 2 e Φ 3. Essas estatístcas são construídas da mesma manera que testes F tradconas: Φ = [SQR (restrto) SQR (rrestrto)]/r (6) SQR (rrestrto)/(t-k) em que: SQR = soma dos quadrados dos resíduos 3, r = número de restrções, T = número de observações e k = número de parâmetros estmados no modelo rrestrto. Comparando o valor calculado em Φ com o valor aproprado que está em Dckey & Fuller(98), podem-se determnar se a restrção é válda ou não. No caso da equação (4), podem-se testar as hpóteses conjuntas α=θ=0 com a estatístca Φ. No caso da equação (5), pode-se testar as hpóteses conjuntas α=β=θ=0 com a estatístca Φ 2 e β=θ=0 com a estatístca Φ 3. Para dentfcar a exstênca de co-ntegração, será utlzado o Procedmento de Johansen (988). O prmero passo é a especfcação de um modelo VAR geral, da segunte forma: X t = Π X t- + Π 2 X t Π k X t-k + ε t (7) sendo: Π = matrz de parâmetros de ordem (n X n) e ε t = termo de erro com ε t ~ IN(0, Ω). A partr desse modelo geral, é possível defnr outro modelo: X t = ΠX t- + Γ X t- + ε t =, 2,..., k-. (7 ) sendo: Π = Π + Π Π k I k Γ = - Π j= + I = matrz dentdade j 3 No caso de Φ, o modelo rrestrto corresponde àquele com constante, ou seja, Y t = α + θy t- + ε t. No caso das estatístcas Φ 2 e Φ 3, o modelo rrestrto corresponde ao modelo com constante e tendênca determnsta,ou seja, Y t = α + βt + θy t- + ε t. 7

8 O formato da equação (7 ) é conhecdo como modelo de correção de erro. Engle & Granger (987) provaram que, havendo um vetor de varáves X t com X t ~CI(,), então X t pode ser representada na forma de um modelo de correção de erros. Na realdade, a matrz Π (nxn) pode ser representada pelo produto das seguntes matrzes: Π = α β (8) A matrz α é chamada de matrz de coefcentes de ajustamento e os seus elementos representam a velocdade de ajustamento das varáves de nteresse a desequlíbros no curto prazo. A matrz β é chamada de matrz de co-ntegração e contém os coefcentes que exprmem as relações de longo prazo entre as varáves. Ambas as matrzes possuem dmensão n x r, em que r é o número de vetores de contegração. A determnação do número de vetores de co-ntegração é feta pela análse do posto 4 da matrz Π. Uma forma de determnar o posto de uma matrz é observar o número de raízes característcas (ou autovalores) que são dferentes de zero. Partndo desse prncípo, Johansen & Juselus (990) desenvolveram dos testes capazes de determnar o posto da matrz Π. O prmero teste é conhecdo como teste do traço(λ trace ) e é usado para testar a hpótese nula de que exstem no máxmo r vetores de contegração: em que: n λ trace (r)= T ln( ˆ λ ) r = 0,,2,..., n 2, n. (9) r+ λˆ = valor estmado dos autovalores obtdos da matrz β e T = número de observações. O outro teste desenvolvdo por Johansen & Juselus (990) é o teste do máxmo autovalor, que testa a exstênca de exatamente r vetores de co-ntegração contra a alternatva de exstênca de r+ vetores. Ele é defndo por: λ Max (r, r+) = - T ln( - λˆ r+) (0) Além dsso, é possível realzar testes de hpóteses sobre os vetores α e β. Os testes sobre os parâmetros α permtem avalar se as velocdades de ajustamento relatvas a cada varável são sgnfcantes, além de permtr a comparação sobre a rapdez de cada uma no retorno ao equlíbro de longo prazo. Os testes sobre os parâmetros β testam a relevânca das varáves no espaço de co-ntegração. Ambos envolvem a construção de razões de verossmlhança da segunte forma 5 : em que: r * ( λ ) -2 logq(h 0 ) = -T log[ ˆ ] ~ χ 2 r(n-m) () ( λ ) T = número de observações, r = número de vetores de co-ntegração, λ * e λˆ = autovalores do modelo restrto e rrestrto, 4 O posto (ou rank) de uma matrz é defndo como o número de lnhas e\ou colunas lnearmente ndependentes 5 Ver Johansen & Juselus (990). 8

9 n = número de varáves e m = número de coefcentes β(ou α) não-restrtos. Outro teste que será realzado é o teste de causaldade de Granger. Granger (969) estruturou um conceto formal de causaldade baseado em três premssas prncpas: ) as varáves testadas resultam de processos estocástcos; 2) as varáves são estaconáras; e 3) o futuro não pode causar o passado. Sua defnção de causaldade é a segunte: se y t causa x t, a prevsão do valor presente de x t é superor ao se usarem os valores passados de y t em relação à possbldade de não se utlzar essa nformação. A mplementação desse conceto de Granger é realzada através de um teste de sgnfcânca de parâmetros que exprme a nfluênca das varáves passadas sobre os valores atuas das varáves testadas. Assm, tem-se: zt zt = = m m α z t + β y + ε t t m α z t (2) + ε t (3) A hpótese nula é defnda como: H 0 : β = β 2 =...= β m =0 (4) A equação (2) envolve o que se denomna modelo rrestrto, enquanto a equação (3) envolve o modelo restrto. Essas equações são repetdas com y t como varável dependente e z t como varável ndependente: y y m m t = yt + δ zt ϕ + ε m t = yt ϕ + ε t t (5) (6) A hpótese nula também é defnda como: H 0 : δ = δ 2 =...= δ m =0 (7) A estatístca do teste conjunto é calculada da segunte forma: F = [SQR(restrto) SQR(rrestrto)]/m ~ F m,t-2m (8) SQR(rrestrto)/(T-2m) em que: SQR = soma dos quadrados dos resíduos, m = número de restrções e T = número de observações. Se as hpóteses nulas em (4) e (7) não forem rejetadas, haverá ausênca de causaldade em ambos os sentdos. Se a hpótese nula em (4) for rejetada e em (7) não for rejetada, haverá causaldade de Granger de y t para z t. Por outro lado, se a hpótese nula em (4) não for rejetada e (7) for rejetada, haverá causaldade de z t em relação a y t. Se, entretanto, as hpóteses nulas em (4) e (7) forem rejetadas, haverá bcausaldade entre y t e z t. É bom enfatzar que este teste deve ser aplcado apenas em 9

10 varáves estaconáras, pos, se sso não ocorrer, a dstrbução da estatístca do teste não converge para uma dstrbução F. Nota-se nas equações acma que o conceto de causaldade de Granger envolve a déa de precedênca temporal e não se pode determnar, apenas pelo seu resultado, um nexo causal estrto lgando as varáves testadas. Assm, caso encontrar uma relação de preços em que P Granger-causa P 2, a nterpretação será de que as varações em P tendem a lderar as varações em P RESULTADOS E DISCUSSÃO Os testes de raz untára para as séres analsadas 6 se encontram nas Tabelas e 2. Na Tabela, através do teste de Dckey-Pantula, pode-se notar que a hpótese nula de duas raízes untáras é rejetada para ambas as séres, ou seja, há no máxmo uma raz untára nas séres de preços de Cabo Verde (IPCCV) e Portugal (IPCP). A Tabela 2 apresenta os testes ADF para testar a exstênca de uma raz untára para a sére IPCCV. Pode-se notar que o modelo mas adequado é aquele sem constante e sem tendênca, pos tanto as hpóteses ndvduas quanto as conjuntas ndcam a não-rejeção da hpótese nula de que α=0 e, ou, β=0. Assm, observando-se a estatístca τ, pode-se conclur a não-rejeção da hpótese nula da exstênca de uma raz untára na sére IPCCV. A Tabela 3 apresenta os mesmos testes, agora para a sére IPCP. verfca-se notar que ela também ndca que o modelo mas adequado é aquele sem tendênca e constante e que não se pode rejetar a hpótese nula da exstênca de uma raz untára para esta sére. Dessa forma, ambas as séres analsadas apresentam uma raz untára, sendo assm ntegradas de mesma ordem. Esse é um pré-requsto fundamental para o teste segunte, o teste de co-ntegração. TABELA RESULTADO DOS TESTES DE DICKEY-PANTULA Varável(em logs) Valor encontrado IPCCV -2,06*(0) IPCP -6,08*(2) - Um astersco ndca rejeção da hpótese nula a % de sgnfcânca Os valor entre parênteses representa a defasagem que se mostrou sgnfcatva TABELA 2 RESULTADO DOS TESTES DE RAIZ UNITÁRIA PARA A SÉRIE IPCCV 992-/ Modelo Estatístca Valor encontrado Valor crítco (5%) τ τ -,02-3,45 τ ατ,09 3, p Y t =α+βt+θy t- + τ βτ 0,52 2,79 δ + ε t Y t =α+θy t- + p δ + ε t Φ 3 0,6 6,34 Φ 2,59 4,75 τ µ -,88-2,88 τ αµ,98 2,54 Φ 2,22 4,63 6 Os testes foram fetos através do programa Evews 4.. 0

11 p Y t = θy t- + δ + ε t τ 2,23 -,94 ) O número de defasagens obtdo através dos crtéros de seleção fo de 2 TABELA 3 RESULTADO DOS TESTES DE RAIZ UNITÁRIA PARA A SÉRIE IPCP 992-/ Modelo Estatístca Valor encontrado Valor crítco (5%) τ τ -2,9-3,45 τ ατ 2,2 3, p Y t =α+βt+θy t- + τ βτ 2,2 2,79 δ + ε t Y t =α+θy t- + p δ + ε t p Y t = θy t- + δ + ε t Φ 3 2,74 6,34 Φ 2,90 4,75 τ µ -0,06-2,88 τ αµ 0,6 2,54 Φ 0,0 4,63 τ 2,24 -,94 2) O número de defasagens obtdo através dos crtéros de seleção fo de 3 Como as séres analsadas são ntegradas de mesma ordem, no caso, de prmera ordem, pode-se passar à segunda etapa do teste de co-ntegração com a realzação do Procedmento de Johansen. O prmero passo é determnar o número de defasagens e a nclusão de termos determnstas. Uma nspeção vsual dos dados não ndca a presença de tendênca determnsta no nível da sére, apenas de uma tendênca estocástca, e optase assm pela nclusão de uma constante apenas dentro do vetor de co-ntegração. Quanto ao número de defasagens, os crtéros de nformação assocados ao teste de sgnfcânca da defasagem mas alta ndcam a nclusão de quatro defasagens para as séres analsadas. Passa-se, assm, a determnação do número de vetores de co-ntegração com análse do posto da matrz Π, em que: X t = Π X t- + Γ X t Γ k- X t-k+ +ΘD t + ε t (9) com X t =[ IPCCV IPCP Constante ] (20) Essa análse é feta através dos testes do traço e do máxmo autovalor, cujos resultados estão descrtos na Tabela 4. Ambos os testes ndcam a rejeção da hpótese nula da exstênca de zero vetor de co-ntegração, ou seja, ndcam a exstênca de contegração entre as varáves. Há concordânca também no número de vetores de contegração encontrados, pos os dos testes ndcam a exstênca de apenas um vetor de co-ntegração. Isso sgnfca que há uma relação de equlíbro de longo prazo entre os níves de preço de Cabo Verde e Portugal, evdencando uma lgação entre suas tendêncas estocástcas. TABELA 4 TESTES DE CO-INTEGRAÇÃO 992-/ H 0 :rank=p Teste do máxmo Valor Teste do Valor

12 Autovalor Crítco (95%) Traço Crítco (95%) P=0 42,48 * 5,67 45,26 * 9,96 P 2,77 9,24 2,77 9,24 - Um astersco ndca rejeção da hpótese nula a 5% de sgnfcânca Os vetores α e β encontrados na estmação por máxma verossmlhança foram os seguntes 7 : [IPCCV IPCP Constante] β = [ ,8934-0,6592] α = IPCCV IPCP Dessa forma, a equação que representa o equlíbro de longo prazo é a segunte: IPCCV= 0,8934 IPCP + 0,6592 (2) Pode-se notar que o coefcente de 0,8934 de IPCP ndca que a elastcdade de transmssão de longo prazo entre os níves de preço de Cabo Verde e Portugal é extremamente elevada: um aumento de 0% no nível de preços de Portugal leva a um aumento de 8,93% no IPC de Cabo Verde. Entretanto, antes de qualquer conclusão, é necessáro testar se os valores de α e β são estatstcamente sgnfcantes. A Tabela 5 apresenta os testes sobre os parâmetros β. Incalmente, é analsada a sgnfcânca dos parâmetros referentes a cada varável, buscando determnar quas varáves partcpam efetvamente do equlíbro de longo prazo. Analsando o resultado, pode-se conclur pela rejeção da hpótese nula sobre os parâmetros β IPCCV e β IPCP, ndcando que os níves de preço de Cabo Verde e Portugal efetvamente fazem parte do vetor de contegração e, assm, podem ser consderados nterlgados no período analsado, o que sgnfca que choques ocorrdos em um país são transmtdos ao outro no longo prazo. Em seguda, testa-se o grau de ntegração entre os níves de preço de Cabo Verde e Portugal. Ele é mplementado de forma a determnar se eles podem ser consderados perfetamente ntegrados, sto é, se uma varação no nível de preço de um país é transmtda de manera completa ao outro país no longo prazo 8.O resultado não permte rejetar que os níves de preço português e cabo-verdano podem ser consderados perfetamente ntegrados no período entre 992 e TABELA 5 TESTES SOBRE OS PARÂMETROS β H 0 Razão de Verossmlhança β IPCCV =0 5,83** β IPCP =0 2,58 * β IPCCV =- β IPCP 0,29 7 O vetor beta está normalzado pelo parâmetro β IPCCV 8 Este conceto, no contexto de co-ntegração, é equvalente a transmssão perfeta de nflação. 2

13 - Um astersco ndca rejeção a % de sgnfcânca e dos asterscos a 5%. Pode-se, agora, analsar o vetor α. Como já fo vsto, o vetor α é chamado de vetor dos coefcentes de ajustamento e os seus elementos representam a velocdade de ajustamento das varáves de nteresse a desequlíbros no curto prazo. A Tabela 6 apresenta os resultados dos testes sobre os parâmetros α. Eles ndcam a rejeção da hpótese nula para a varável IPCP, mas a não-rejeção para a varável IPCCV. Este resultado é no mínmo pecular, pos sso sgnfca que todo ajustamento aos desequlíbros de curto prazo é feto pelo índce de preços de Portugal, enquanto o índce de preços de Cabo Verde não se altera. Do ponto de vsta da teora econômca, este resultado também é nustado: Portugal, um país com economa muto maor e com uma pauta de mportações mas dversfcada, teorcamente respondera com menor ntensdade a desequlíbros de curto prazo que Cabo Verde, que mporta grande parte de seus gêneros almentícos de Portugal. Assm, para confrmar este resultado, decde-se testar se as velocdades de ajustamento são dêntcas (em módulo) entre as varáves. O que se quer testar é se os preços reagem a velocdades estatstcamente guas a desequlíbros de curto prazo, apesar de reagrem em sentdos opostos. O resultado não permte rejetar esta hpótese, ou seja, além de perfetamente ntegrados, os níves de preço de Portugal e Cabo Verde reagem com a mesma velocdade a um desequlíbro transtóro, se movendo em sentdos opostos para restaurar o equlíbro. TABELA 6 TESTES SOBRE OS PARÂMETROS α H 0 Razão de Verossmlhança α IPCCV=0 0,74 α IPCP=0 38,7 * α IPCCV= -α IPCP 0,23 - Um astersco ndca rejeção a % de sgnfcânca O passo fnal é tentar dentfcar a exstênca de uma relação de causaldade no sentdo de Granger entre os níves de preço dos dos países, de forma a dentfcar se os preços de um país lderam ou têm precedênca temporal sobre os preços do outro. Isso ndcara qual país estara mportando nflação, e permtra formular recomendações de polítca econômca que mpedssem ou mnmzassem esse fato. Assm, a Tabela 7 apresenta os resultados dos testes de causaldade de Granger aplcados à prmera dferença do logartmo do nível de preço, ou seja, às taxas de nflação de Portugal e Cabo Verde. Para um número de defasagens gual a 6, os resultados ndcam uma causaldade undreconal no sentdo Portugal Cabo Verde, ndcando que, no período de 992 a 2002, a nflação de Portugal fo efetvamente transmtda para Cabo Verde. Essa transmssão, como fo vsto nas tabelas apresentadas, ocorreu de forma perfeta no longo prazo, ndcando que um aumento de preços de 0% no IPC de Portugal, por exemplo, acaba se consubstancando num aumento de 0% no longo prazo em Cabo Verde. TABELA 7 TESTES DE CAUSALIDADE DE GRANGER H 0 Estatístca F d(ipcp) não granger-causa d(ipccv) 2,30* d(ipccv) não granger-causa d(ipcp),52 3

14 4 CONCLUSÃO - Um astersco ndca rejeção a 5% de sgnfcânca O objetvo deste trabalho fo determnar se o nível de preços em Cabo Verde é nfluencado pelo nível de preços de Portugal, sto é, se Cabo Verde mportou nflação de Portugal durante o período de 992 a Essa questão é mportante na medda em que Cabo Verde tem mas de 50% de suas mportações orgnáras da antga metrópole e, assm, é de se esperar que choques que afetem Portugal acabem nfluencando as varáves macroeconômcas em Cabo Verde. A análse da transmssão de nflação fo realzada através da análse de contegração, mas especfcamente através do Procedmento de Johansen para contegração. Esse procedmento é recomendável quando se lda com varáves nãoestaconáras, o que nvablza o uso do modelo de regressão padrão para estabelecer a relação entre as varáves. Isso ocorre porque as propredades usuas dos estmadores de Mínmos Quadrados não são observadas e as nferêncas baseadas nos testes t e F fcam prejudcadas. Além dsso, o Procedmento de Johansen permte a ncorporação de nformações sobre os ajustamentos de curto e longo prazo, fundamentas na estmação da equação de transmssão de nflação. Os resultados dos testes de raz untára ndcaram que todas as séres são não-estaconáras, sendo ntegradas de ordem [I()]. Passando para os testes de contegração, ambos ndcaram a exstênca de apenas um vetor de co-ntegração, sgnfcando que há uma relação de equlíbro de longo prazo entre os níves de preço de Portugal e Cabo Verde, evdencando uma lgação entre suas tendêncas estocástcas. A análse da sgnfcânca dos parâmetros referentes a cada varável determnou que ambas partcpam do vetor de co-ntegração. Assm, os resultados ndcam que os níves de preço de Portugal e Cabo Verde podem ser consderados ntegrados, ou seja, choques ocorrdos em um país são transmtdos ao outro no longo prazo. Testando o grau de ntegração, conclu-se que eles podem ser consderados perfetamente ntegrados neste período, ou seja, a varação no nível de preços de um país é transmtda de manera completa ao outro no longo prazo. Em relação aos coefcentes de ajustamento, apesar de alguma dvergênca nas conclusões dos testes, pode-se conclur que os níves de preço de Portugal e Cabo Verde reagem com a mesma velocdade a um desequlíbro transtóro, se movendo em sentdos opostos para restaurar o equlíbro. Em relação à lderança de preços, conclu-se que há causaldade undreconal no sentdo Portugal Cabo Verde, ndcando que, no período de 992 a 2002, a nflação de Portugal fo efetvamente transmtda para Cabo Verde, ou seja, Cabo Verde mportou a varação postva do nível de preços de Portugal. As mplcações deste resultado são mportantes, no sentdo de que polítcas que vsem combater a nflação em Cabo Verde devem consderar explctamente o papel dos choques externos provenentes de Portugal. Apesar da nflação portuguesa estar em níves bastante reduzdos por mas de uma década, a dependênca e a estreta lgação entre os níves de preço dos dos países não dexa de representar uma perda de lberdade das autordades monetáras de Cabo Verde, na medda em que mpedem ou dfcultam a escolha de polítcas autônomas que sgnfquem maor (no caso de uma polítca expansonsta) ou menor nflação. Além dsso, este resultado oferece novos subsídos para a formulação de polítcas governamentas, seja no campo comercal, seja no campo cambal. A dversfcação dos parceros comercas de Cabo Verde é recomendável, pos permte uma dlução da nfluênca portuguesa na vda e nos preços em Cabo Verde. Em relação 4

15 à taxa de câmbo, um arranjo cambal que permta maor absorção dos choques externos passa a ser uma das varáves de escolha das autordades monetáras cabo-verdanas na defnção do regme de câmbo no país. Numa vsão de longo prazo, deveram ser prorzadas polítcas ndustras de ncentvo ao nvestmento voltado para exportação e substtução de mportação. 5 - REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS BANCO DE CABO VERDE, Avalação monetára do prmero semestre de 2002 e programação monetára para Banco de Cabo Verde p BANCO DE CABO VERDE, Índce de Preços no Consumdor. (Setembro de 2003). ( BRANSON, W.H., Monetarst and Keynesan models of the transmsson of nflaton. Amercan Economc Revew Proceedngs 65, 5-l BROWNE, F. X., The nternatonal transmsson of nflaton to a small open economy under fxed exchange rates and hghly nterest senstve captal flows, European Economc Revew, Vol. 25, pp BLEJER, M., A note on the nternatonal transmsson of nflaton: The Impact of U.S. Inflaton on Mexco. Economcs Letters 8 (98) BRUNNER, K., MELTZER, A.H, The explanaton of nflaton: some nternatonal evdence. Amercan Economc Revew 67, no., Feb., CHEUNG, Y., YUEN, J. Effects of US nflaton on Hong Kong and Sngapore An Internatonal Conference - Greater Chna and the World Economy- Hong Kong. July 7-8, 2000, DARBY, M. R., LOTHIAN, J. R., GANDOLFI. A. E. SCHWARTZ. A. J, STOCKMAN, A. C., The nternatonal transmsson of nflaton. Unversty of Chcago press. Chcago. 983 DAVIDSON, P. Post Keynesan Macroeconomc Theory. Cheltenhan: Edward Elgar. 994 DICKEY, D.A.; FULLER, W.A. Dstrbuton of the estmators for autoregressve tme seres wth a unt root. Journal of Amercan Statstcal Assocaton, 74, ,979. Lkelhood rato statstcs for autoregressve tme seres wth a unt root. Econometrca, 49, , 98 DICKEY, D.A.; PANTULA, S.G. Determnng the order of dfferencng n autoregressve processes. Journal of Busness and Economc Statstcs, 5(4),October 987 5

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