AVALIAÇÃO DE INDICADORES DE TENDÊNCIA DA INFLAÇÃO*

AVALIAÇÃO DE INDICADORES DE TENDÊNCIA DA INFLAÇÃO Carlos Robalo Marques Pedro Duare Neves Luís Morais Sarmeno. INTRODUÇÃO Ese esudo em como principal objecivo desenvolver um conjuno de propriedades que, aravés de eses esaísicos apropriados, permiam verificar se um deerminado indicador respeia, ou não, um conjuno de condições necessárias para ser considerado uma medida apropriada da endência de inflação. Na análise da evolução da inflação é imporane disinguir enre variações permanenes e variações ransiórias no nível de preços. A evolução do Índice de Preços no Consumidor (IPC) é afecada por um conjuno de facores de naureza erráica ou ransiória e que, por isso, não raduzem alerações fundamenais do comporameno dos deerminanes da inflação e, desa forma, da endência de evolução dos preços. Refira-se, a íulo ilusraivo, o comporameno exremamene voláil de alguns bens alimenares, em paricular os não processados, o caso de bens e serviços em que a variação de preço esá concenrada num único período, e não num processo conínuo ao longo do ano, ou mesmo em siuações em que se verifica um ajusameno significaivo no nível de preços de um deerminado bem. Em qualquer uma desas siuações orna-se relaivamene difícil idenificar a endência geral de evolução dos preços, dado o ruído criado por ese ipo de perurbações ponuais e emporárias na evolução da inflação. A condução da políica moneária não deverá ser afecada por perurbações de naureza ransiória na evolução dos preços. Dado os desfasamenos do mecanismo de ransmissão de políica moneária, de dimensão variável e incera, orna-se indispensável a idenificação apropriada da endência geral de preços no presene. Exise, por isso, um conjuno relaivamene vaso de indicadores de endência de inflação que em sido uilizado pelos Bancos Cenrais, com o objecivo de idenificar a componene permanene da inflação, eliminando as fluuações irregulares dos preços. Refira-se, por exemplo, os esudos recenes de Cecchei (997), Coimbra e Neves (997), Laflèche (997), Bakhshi e Yaes (999), Álvarez e Maea (999) e Wynne (999). Apesar da imporância que ese ipo de indicadores em na análise da evolução correne dos preços, não exise conudo um consenso sobre as suas propriedades desejáveis. Ese esudo esá organizado da seguine forma (). Na secção apresenam-se os indicadores de endência de inflação mais uilizados pela generalidade dos Bancos Cenrais e, em paricular, pelo Banco de Porugal. Na secção 3 são proposos criérios de avaliação deses indicadores. Na secção 4 procede-se à avaliação dos diferenes indicadores de endência de inflação, recorrendo aos criérios As opiniões expressas no arigo são da ineira responsabilidade dos auores e não coincidem necessariamene com a posição do Banco de Porugal. Deparameno de Esudos Económicos. () Ese exo consiui uma versão reduzida de Marques, Neves e Sarmeno (999), Evaluaing Core Inflaion Indicaors, a publicar na série de Working Papers do Banco de Porugal. O leior poderá enconrar nesse exo uma descrição mais exausiva dos procedimenos écnicos uilizados. Banco de Porugal / Boleim económico / Dezembro 999 4

proposos. Finalmene, na secção 5 são apresenadas as principais conclusões dese esudo.. INDICADORES DE TENDÊNCIA DE INFLAÇÃO MAIS UTILIZADOS () Veja-se Garner e Wehinger (998) para uma aplicação desa meodologia para alguns países da União Europeia. Exise um conjuno relaivamene vaso de écnicas esaísicas para a obenção de indicadores de endência de inflação. Wynne (999) e Álvarez e Maea (999) consiuem duas síneses relaivamene acualizadas das principais écnicas uilizadas. Em ermos gerais, exisem duas famílias de procedimenos alernaivos. Num primeiro caso, pode-se explorar a disribuição seccional das variações homólogas de preços. Exise um conjuno vaso de indicadores assim obidos, podendo-se referir em paricular a inflação subjacene e os esimadores de influência limiada, como a média aparada e a mediana ponderada. Um segundo conjuno de indicadores de endência de inflação é obido aravés da exploração das caracerísicas da evolução emporal do índice de preços. Podem referir-se, a íulo ilusraivo, écnicas de idenificação das componenes endência, sazonal e erráica (aravés de aplicação de processos relaivamene auomáicos como o X-ARIMA ou o TRAMO /SEATS), méodos baseados nos filros de Hodrick-Presco e de Kalman - Bryan e Cecchei (993) e Cecchei (997), consiuem um exemplo dese úlimo ipo de aplicação ou méodos baseados na esimação de VAR s esruurais, na linha do proposo por Quah and Vahey (995) e aplicado para Porugal por Dias e Pinheiro (995) (). Os Bancos Cenrais êm uilizado um conjuno relaivamene vaso de indicadores de endência de inflação que se podem classificar como perencenes à primeira família acima descria. Esa secção descreve, de uma forma sucina, os indicadores mais referidos nas análises dos Bancos Cenrais. O indicador porvenura mais uilizado é radicionalmene designado como inflação subjacene. Corresponde à variação de preços que se obém quando se excluem as classes de bens que apresenam um comporameno mais voláil, i.e. bens alimenares não processados e produos energéicos. A maior volailidade deses bens reflece facores bem conhecidos: a baixa elasicidade procura-preço da generalidade dos bens alimenares não processados conduz a que alerações das condições da ofera, deerminadas muias vezes por facores climaéricos, se repercuam, de uma forma praicamene inegral, em alerações de preço; as grandes oscilações do preço do peróleo nos mercados inernacionais, a que se deverá acrescenar ambém a própria fluuação do dólar e as alerações na ribuação dos produos perolíferos, explicam a volailidade dos preços dos produos energéicos. Bryan e Cecchei (994) propuseram a uilização de esimadores de influência limiada como a média aparada e a mediana ponderada, por oposição à média ponderada como forma de ober uma medida de localização cenral da variação de preços. Ese ipo de indicadores é obido após a exclusão das variações de preços exremas, ano no que se refere às subidas como às descidas. A jusificação esaísica (3) para a uilização dese ipo de medidas resula da evidência empírica de que as disribuições seccionais de preços são foremene lepocúricas (iso é, de abas mais pesadas do que a disribuição normal). Exise ampla evidência esaísica desa caracerísica da disribuição seccional das variações homólogas de preços dos bens e serviços considerados no IPC. Veja-se, por exemplo, Bryan e Cecchei(996), Coimbra e Neves (997), Roger (997) e Bakhshi e Yaes (999), para os casos dos EUA, Porugal, Nova Zelândia e Reino Unido, respecivamene. Nesas circunsâncias, a média da amosra deixa de possuir as propriedades esaísicas desejáveis essencialmene por ser muio sensível a observações exremas. Em paricular, quano mais lepocúrica for a disribuição, mais sensível se orna a média da amosra a observações exremas, e, em princípio, maior deverá ser a percenagem de observações excluídas no cálculo da média aparada. Na sequência da sugesão de Bryan e Cecchei (994), alguns Bancos Cenrais começaram a publicar esimadores de influência limiada como in- (3) Bryan e Cecchei (994) apresenam ambém um conjuno de argumenos de naureza económica, baseados numa aplicação do modelo de Ball e Mankiw (995) em que são considerados cusos de ajusameno de preços. Veja-se, por exemplo, Bakhshi e Yaes (999). 4 Banco de Porugal / Boleim económico /Dezembro 999

dicadores de endência da inflação. Refiram-se, por exemplo, os casos do Banco de Inglaerra, do Banco da Ausrália e do Banco de Porugal. O cálculo do indicador média aparada levana, conudo, algumas quesões, como a percenagem de observações a excluir (4), se essa percenagem deverá, ou não variar ao longo do empo, se se deverá excluir a mesma percenagem de variações elevadas e baixas (5). Por ouro lado, o cálculo de médias aparadas poderá conduzir à eliminação de informação relevane sobre a variação dos preços de alguns bens e serviços e que, desa forma, poderia dar alguma indicação sobre a evolução fuura dos preços. Uma abordagem alernaiva à aribuição de pesos de zero às caegorias a excluir e de um às caegorias não excluídas, consise em aribuir pesos variáveis de acordo com o coneúdo informaivo de cada uma das componenes do IPC. Diewer (995) sugere a aribuição de pesos inversamene proporcionais à volailidade dos preços. Laflèche (997) e Wynne (997) aplicam ese conceio à evolução dos preços no Canadá e Esados Unidos da América, respecivamene. 3. PROPRIEDADES DESEJÁVEIS DE UM INDICADOR DE TENDÊNCIA DA INFLAÇÃO Nesa secção inroduzem-se e discuem-se as condições desejáveis para que um dado indicador possa ser considerado como uma medida apropriada de endência da inflação. Ese assuno em sido raado na lieraura de forma pouco consisene. Por vezes, as poenciais medidas de endência da inflação são avaliadas por comparação com uma chamada medida de referência da inflação, idenificando-se o melhor (4) Ver por exemplo Bryan, Cecchei e Wiggins II (997), Bakhshi e Yaes (999) e Andrade e O Brien (999). (5) Roger (997) sugeriu a uilização de uma média aparada assimérica, o que raria algumas vanagens em ermos de eficiência e robusez do esimador. (6) Veja-se, por exemplo, Bryan e Cecchei (994), Coimbra e Neves (997) ou Bryan, Cecchei e Wiggins II (997). Em geral considera-se como boa a medida de endência da inflação que minimiza o erro quadráico médio (EQM) calculado relaiva- T π / T mene à medida de referência, ou seja, ( π τ ) onde π represena a medida de endência, π a medida de referência da inflação e T o número de observações. = indicador como sendo aquele que se enconra mais próximo desa medida de referência (6). Coimbra e Neves (997), por exemplo, apresenam como medida de referência da inflação a mediana de variações homólogas do IPC para um horizone emporal de 9 meses, enquano que Bryan, Cecchei e Wiggins II (997) apresenam uma média móvel cenrada de 36 ermos e Bakhshi e Yaes (999) uma média móvel cenrada de 37 ermos. Esa forma de abordar o problema da selecção de indicadores apresena claras limiações. Por um lado, a inrodução desas medidas de referência não é devidamene jusificada e, como al, nada assegura à parida que esas medidas, em relação às quais os ouros indicadores são avaliados, sejam uma boa medida de endência da inflação. Em resulado, se a medida de referência não for a melhor proxy para a desconhecida endência da inflação, esa abordagem não garane que se escolha o melhor dos indicadores, pois o indicador que melhor aproxima a medida de referência não é necessariamene o que melhor aproximaria a verdadeira endência da inflação. Roger (997) sugeriu rês propriedades que deveriam ser saisfeias por uma medida de endência da inflação. Na sua opinião, uma medida ideal da endência da inflação deverá ser calculável em empo real (o que exclui, por exemplo, os filros siméricos como a média móvel cenrada ou o filro de Hodrick-Presco), deverá ser robusa e não enviesada (pois, caso conrário, poderá fornecer falsos sinais às auoridades económicas) e verificável (por forma a poder er maior credibilidade). Mais recenemene, Wynne (999) sugeriu um conjuno de seis condições que deveriam ser usadas para seleccionar uma medida de endência da inflação. Assim, segundo ese auor, uma medida de endência da inflação deve () ser calculável em empo real, () ser forward-looking em algum senido, (3) er uma experiência posiiva de descrição da evolução da inflação no passado, (4) ser compreensível pelo público, (5) ser definiiva no senido de não se alerarem valores passados quando surgem novas observações e (6) er uma base eórica, idealmene siuada na eoria moneária. Esas condições merecem dois comenários. Algumas, sendo obviamene imporanes, servem apenas para excluir ceras medidas à parida, devendo, porano, ser visas como requisios prévios Banco de Porugal / Boleim económico / Dezembro 999 43

mínimos (por exemplo, ser calculável em empo real e definiiva). Ouras, sendo imporanes para a caracerização das medidas que saisfazem ese requisio prévio, aparecem definidas de uma forma vaga, não sendo sugerida a sua forma de implemenação empírica (por exemplo, ser uma medida robusa e não enviesada da inflação). Por esa razão, esas condições revelam-se pouco úeis para a caracerização das propriedades dos indicadores evenualmene seleccionados. A forma de ulrapassar esas dificuldades consise em esabelecer, a priori, um conjuno de condições que devem ser saisfeias pela medida de endência da inflação. Obviamene, na discussão que se segue, pressupõe-se que qualquer candidao a medida de endência da inflação verifica, como pré-requisios, a condição de ser calculável em empo real e ser definiiva. Admiamos que, num dado qualquer período de empo, a axa de inflação, seja π, que se pode decompor na soma de duas componenes: uma componene permanene, designada por endência de inflação, seja π, e uma oura, u, que represena uma componene emporária da inflação no período. Assim, e por definição, em-se que, em cada período de empo, π = π +u Na equação () admie-se que as perurbações emporárias na axa de inflação, u, são causadas por aconecimenos ais como alerações das condições climaéricas, perurbações na procura ou ofera de ceros bens, ajusamenos significaivos nos preços de alguns bens por razões diferenes daquelas que deerminam a evolução geral dos preços, ec. Por definição, posula-se que qualquer realização de u enha média zero e variância finia, pelo que a não esacionaridade, no senido da presença de uma raiz uniária, esá, por definição, excluída. A simples inspecção de um gráfico para Porugal com a axa de inflação, medida como a variação homóloga do IPC, permie concluir que esa não é uma variável com média e/ou variância consane (ver gráficos em anexo). Assim, embora no caso geral o problema das propriedades esaísicas da série emporal da axa de inflação seja uma quesão em abero, no caso poruguês parece () razoável admiir que a axa de inflação homóloga se compora como uma variável não esacionária. Mais concreamene, os eses esaísicos não rejeiam a hipóese de se raar de uma variável inegrada de ordem (7). Por esa razão, no que vai seguir-se admiir-se-á que a axa de inflação π é uma variável inegrada de ordem, iso é I(). Sob a hipóese de que a axa de inflação é uma variável I(), resula da equação (), dadas as hipóeses sobre u, que a inflação endencial, π, deve ser ambém uma variável I() e, além disso, esar coinegrada com a inflação observada π, al que z = π βπ, para algum β, é esacionária. Todavia, dada a hipóese de média zero assumida para u, deve er-se β=, iso é, z = π π deverá ser uma variável esacionária com média nula. Repare-se que se z = π π não iver média nula enão isso significa que π não esá a capar odo o movimeno de naureza sisemáica presene em π, ou seja, exise uma diferença de nível com carácer sisemáico enre π e π. Algo de semelhane sucederá se β. Também nese caso, π não incluirá odos os movimenos de carácer permanene presenes em π, sendo o saldo líquido um andameno sisemáico mais rápido (se β< ) ou mais leno ( β>) de π relaivamene a π. A condição de que z = π π seja uma variável esacionária de média nula consiui assim a primeira condição necessária para um indicador de endência da inflação. Esa condição foi inicialmene proposa em Freeman (998). Vejamos agora como moivar a necessidade de condições adicionais. Em primeiro lugar, a variável π deverá funcionar como um aracor para π, no senido de que, no longo prazo, exise uma endência para que π convirja para π. De faco, se π não apresenar esa propriedade enão a sua inerpreação como medida de endência da inflação não em muio ineresse, pois, não exisindo razão para esperar que π convirja para π, de nada adiana saber se num dado período π esá acima ou abaixo de π. Todavia, se π for um aracor de π poderemos garanir que se num dado momeno de empo π esiver acima (abaixo) de π enão exise razão para esperar que π enda a descer (subir) no senido de convergir para π. Repare-se que esa condição, que idenificaremos como segunda (7) Veja-se, por exemplo, Sousa (996). 44 Banco de Porugal / Boleim económico /Dezembro999

condição, inclui como caso paricular o requisio da exisência de causalidade à Granger pois impõe que π cause à Granger π. Nese senido π funcionará como uma indicação avançada da evolução da inflação. Finalmene ineressa garanir que a segunda condição não funcione ambém no senido oposo, iso é que π são seja araída pela inflação e adicionalmene que π não seja muio sensível à presença de comporamenos voláeis de π num passado recene. A necessidade da primeira pare desa erceira condição é facilmene compreensível. Se π é ela própria araída pela axa de inflação, enão será exremamene complicado anecipar o sinal mais provável da variação da axa de inflação no fuuro, pois o faco de, por exemplo, em deerminado período de empo π esar acima de π não oferece garanias de que será π a convergir para π e não o conrário. A segunda pare desa condição desina-se a garanir que a medida de endência da inflação é pouco sensível à presença de observações anómalas na axa de inflação e porano será necessariamene uma medida mais alisada do que a própria axa de inflação. Conjugando a segunda condição com a erceira podemos dizer que se num deerminado período a inflação esiver acima do indicador de endência enão, em condições normais, exisem razões para esperar que a inflação desça no fuuro no senido de convergir para o indicador de endência. Os dealhes écnicos da formulação economérica e dos eses esaísicos para esas rês condições podem ser visos em Marques, Neves e Sarmeno (999). 4. ILUSTRAÇÃO EMPÍRICA: IPC EM PORTUGAL NO PERÍODO 993-998 Nesa secção analisa-se o comporameno de um conjuno de medidas de endência de inflação, para o período de Julho de 993 a Novembro de 999. A escolha de um período emporal relaivamene curo resula, por um lado, pelo faco de o IPC er sofrido imporanes mudanças de base em anos aneriores (em 976, 983 e 99), o que dificula o rabalho com uma classificação relaivamene consisene das classes do IPC para um período mais longo. Por ouro lado, verificou-se em 99 uma aleração significaiva das axas do IVA, o que dificularia a análise dese período. As medidas consideradas nese esudo são as seguines: a) Média aparada (MAP0 e MAP5) A média aparada das variações homólogas do IPC é obida a parir da eliminação de uma dada percenagem das maiores e menores variações de preços. O Banco de Porugal em vindo a publicar de uma forma regular a média aparada a 0 por ceno (8), o que corresponde ao cálculo da média de 80 por ceno das variações homólogas cenrais do IPC. Coimbra e Neves (997) recomendaram a uilização dese indicador, em derimeno de indicadores alernaivos, em resulado de um conjuno de criérios de avaliação diferenes dos proposos nese esudo. Traa-se de uma média aparada simérica, no senido em que se excluiu a mesma percenagem de observações exremas nas abas superior e inferior da disribuição. Nese esudo analisam-se dois ipos de média aparada: a média aparada a 0 por ceno (MAP0) e a média aparada a 5 por ceno (MAP5). b) Inflação subjacene (SUB) A definição de inflação subjacene uilizada pelo Banco de Porugal foi originalmene proposa por Nascimeno (990), endo enreano sofrido as alerações de classificação esaísica decorrenes da aleração dos bens e serviços considerados no IPC. Em ermos gerais, ese indicador, designado abreviadamene por SUB, é obido a parir do IPC excluindo os produos alimenares não ransformados e os produos energéicos. c) Primeira componene principal (PCP) Coimbra e Neves (997) propuseram a uilização da primeira componene principal (PCP) das variações homólogas do IPC como indicador aler- (8) O Banco de Porugal publicou pela primeira vez a média aparada no Boleim Económico de Março de 997, no arigo Inflação perspecivas para 997 e 998". Banco de Porugal / Boleim económico / Dezembro 999 45

naivo de endência de inflação (9). A evolução dese indicador em sido referida, de uma forma relaivamene regular, no Boleim Económico do Banco de Porugal. A aplicação da écnica de componenes principais pode ser inerpreada como uma forma de capar a endência geral dos preços. Admie-se, desa forma, que a variação de preço de cada componene do IPC reflecirá não só facores específicos mas ambém o comporameno geral dos preços. d) Reponderação do IPC com base na volailidade (IDP) Na sequência da sugesão de Diewer (995) e Wynne (999), calculou-se uma variação de preços em que, em lugar dos pesos habiuais do IPC, se considerou uma medida de volailidade relaiva de cada um dos componenes do IPC em relação à variação média do próprio IPC. A fórmula uilizada foi a seguine: onde σ i com = IDP j= m+ N wp i i, i= = com w N i = wp i i, i= j= [( π π) ( π π ij j i ) ] m ( πi π) = j= m+ m σ i σ N ( πij πj ) j para i =,,... N sendo π i a axa de variação homóloga dos preços da componene i no período e π a axa de variação homóloga do próprio IPC no período. Os gráficos em anexo apresenam a evolução desas medidas no período em análise, assim como a diferença em relação à variação homóloga do IPC. Pelas razões aponadas na secção a análise será efecuada sob o pressuposo de que a axa de inflação homóloga é uma variável inegrada de ordem. Para análise da primeira condição omou-se como pono de parida o resulado do ese de raízes uniárias designado na lieraura por ese de Dickey-Fuller aumenado (ADF) aplicado à série ( π π ), onde π represena a axa de inflação homóloga e π o indicador de endência da inflação. Para jusificar ese procedimeno recorde-se que a primeira condição esipula a exisência de coinegração enre π e π com um coeficiene uniário e uma consane nula. Ou seja, na regressão de coinegração π = α + βπ +u deve er-se resíduos esacionários, β= e α=0. Ora a equação anerior pode escrever-se na forma ( ) ( ) () π π = α + β π +u (3) e porano é imediao verificar que a variável ( π π ) será esacionária se e só se u for uma variável esacionária e β=. No caso da hipóese de uma raiz uniária ser rejeiada para a série ( π π ) isso significa que π e π esão coinegradas e que β= em (). Nese caso pode ainda recorrer-se ao ese ADF para avaliar a hipóese α=0 basando para al analisar a consane da regressão. Para esar a segunda e erceira condições orna-se necessário especificar modelos dinâmicos para π e π (0). Na Tabela apresenam-se os resulados da análise realizada para os diversos indicadores. Relembra-se, aqui, o conjuno de condições que esá a ser esado: Condição : a diferença enre a inflação observada e o indicador de endência deverá ser uma variável esacionária de média nula; Condição : o indicador de endência de inflação deverá funcionar como um aracor da axa de inflação, no senido em que consiui uma indicação avançada da inflação; (9) Uma limiação inerene ao cálculo dese indicador reside no faco de, à parida, a écnica das componenes principais dar origem a uma medida sem escala, ornando-se pois necessário enconrar a poseriori um nível apropriado para que o indicador seja direcamene comparável à inflação. (0)O leior ineressado nos dealhes écnicos poderá consular Marques, Neves e Sarmeno (999). 46 Banco de Porugal / Boleim económico / Dezembro 999

Tabela AVALIAÇÃO DOS INDICADORES DE TENDÊNCIA DA INFLAÇÃO Primeira condição β= α= Segunda condição Terceira condição MAP0.... Sim Não Sim Sim MAP5.... Sim Não Sim Sim SUB... Sim Sim Não Não PCP... Sim Sim Sim Sim IDP... Sim Sim Sim Sim Condição 3: a inflação observada não deverá ser um aracor do indicador de endência de inflação. Como se pode verificar rês dos indicadores SUB, PCP e IDP verificam oalmene a primeira condição. Mas as médias aparadas, seja a 0 por ceno seja a 5 por ceno, embora sejam coinegradas com a axa de inflação e verifiquem a condição β=, não verificam odavia a condição α=0. Ou seja, eses dois indicadores apresenam um enviesameno com carácer sisemáico relaivamene à axa de inflação, como já foi consaado no caso poruguês por Coimbra e Neves (997) (vejam-se gráficos em anexo). O enviesameno das médias aparadas em uma explicação relaivamene simples. Com efeio, esudos recenes mosraram que na generalidade dos casos as disribuições das variações homólogas de preços não são siméricas, endendo a apresenar um grau de assimeria predominanemene posiiva no caso poruguês os esudos de Coimbra e Neves (997) mosraram que a disribuição das variações de preços apresena períodos relaivamene longos de assimeria alernadamene posiiva e negaiva. O faco de na Tabela se er obido α 0 será em princípio sinal de que para o período esudado os inervalos de assimeria negaiva e posiiva não se compensaram exacamene. No caso dos indicadores SUB e IDP convirá ambém noar que a condição α=0 não é rejeiada mas apenas no limie, ou seja, exise ambém evidência de algum enviesameno. A erceira coluna da Tabela mosra que odos os indicadores com excepção da inflação subjacene verificam a segunda condição. Esa conclusão é relaivamene robusa pois não depende do número de desfasamenos usados no modelo esimado ou do faco de o modelo coner ou não consane. A úlima coluna da Tabela mosra que a erceira condição é ambém saisfeia por odos os indicadores com excepção da inflação subjacene, embora nese caso a conclusão quano à média aparada a 0 por ceno não seja muio robusa. Os resulados dos eses confirmam assim a ideia já exisene de que a inflação subjacene não é um bom indicador de endência da inflação () porque conrariamene ao que seria desejável ese indicador não só não é um indicador avançado, mas funciona inclusive como um indicador arasado da inflação. Com efeio, variações nos preços dos bens excluídos do indicador (bens energéicos e alimenares não ransformados) afecam direca e conemporaneamene o IPC, mas só indirecamene e com um cero desfasameno se reflecem na inflação subjacene, fazendo com que esa apareça como um indicador arasado da inflação. Em resumo podemos dizer que dos 5 indicadores analisados apenas dois, a primeira componene principal e o IDP saisfazem odas as condições. Todavia, no que diz respeio às médias aparadas deve frisar-se que apenas não verificam pare da primeira condição, o que valida a sua uilização. Conudo, se, eses indicadores forem corrigidos por forma a levar em cona a assimeria da disribuição de preços ober-se-ão provavelmene indicadores a verificar as rês propriedades. 5. CONCLUSÕES Ese esudo define um conjuno mínimo de criérios que um indicador de endência de inflação deverá verificar e, aravés de procedimenos esaísicos apropriados, esa para um conjuno relaivamene amplo de medidas de endência de inflação a verificação desses criérios. As principais conclusões dese esudo são as seguines: a) a inflação subjacene não é um indicador apropriado de endência de inflação, consi- ()Veja-se por exemplo Coimbra e Neves (997) e Cecchei (997). Banco de Porugal / Boleim económico / Dezembro 999 47

uindo uma indicação arasada da evolução da inflação; ese resulado esá em linha com o obido por ouros auores, aravés de procedimenos esaísicos alernaivos; b) as médias aparadas, al como calculadas acualmene pelo Banco de Porugal, verificam, no geral, os criérios proposos nese esudo; refira-se, no enano, que eses indicadores apresenaram, no período amosral, uma variação média de preços inferior à da inflação, o que esá ambém em linha com o obido por ouros auores; ese resulado ficará a dever-se ao faco de a disribuição seccional das variações homólogas de preços apresenar períodos relaivamene longos de assimeria, alernadamene posiiva e negaiva, que não se compensaram exacamene; c) o indicador primeira componene principal verifica odos os criérios proposos nese esudo, validando-se assim a coninuação da sua uilização como indicador de endência de inflação; d) o indicador obido a parir de uma reponderação do IPC com base na volailidade dos preços das componenes em relação à inflação, e cujas propriedades esaísicas são discuidas pela primeira vez para Porugal nese arigo, verifica ambém os mesmos criérios; refira-se, conudo, que apresena algumas indicações de enviesameno em relação à inflação. Esas conclusões sugerem duas linhas de invesigação fuura. Em primeiro lugar, jusifica-se o desenvolvimeno de médias aparadas que levem em linha de cona a assimeria da disribuição seccional de preços. Em segundo lugar, deverá er lugar uma análise mais cuidadosa do indicador IDP, que considere diferenes formas de ober o peso a aribuir a cada componene do IPC. REFERÊNCIAS Andrade, I.C. e R. J. O Brien (999), A Measure of Core Inflaion in he UK, mimeo. Álvarez, L.J. e Mª. de los Llanos Maea (999), Underlying Inflaion Measures in Spain, Banco de Espanha, Documeno de Trabalho nº 99. Bakhsi, H.; Yaes, T., 999, To rim or no o rim, An applicaion of a rimmed mean inflaion esimaor o he Unied Kingdom, Bank of England, Working Paper Series no. 97. Ball, L. e N.G. Mankiw (995), Relaive price changes as aggregae supply shocks, Quarerly Journal of Economics, 0, pp. 6-93. Bryan, M.F. e S.G. Cecchei (993), The Consumer Price Index as a Measure of Inflaion, Economic Review of he Federal Reserve Bank of Cleveland, 993:4, pp 5-4. Bryan M. F., Cecchei S. G., 994,"Measuring core inflaion", in Moneary Policy, edied by N. Gregory Mankiw, Universiy of Chicago Press for NBER, 95-5; Bryan M. F., Cecchei S. G., Wiggins II R. L., 997, Efficien inflaion esimaion, NBER, Working Paper no. 683; Cecchei, S. G. (997), Measuring Shor-Run Inflaion for Cenral Bankers, Review of he Federal Reserve Bank of S. Louis, Vol. 79, number 3, pp. 43-55. Coimbra C., Neves P.D., 997, Indicadores de endência de inflação, Banco de Porugal, Boleim Económico, Março. Dias, F. C. e M. R. Pinheiro (995), Choques económicos e inflação, Banco de Porugal, Boleim Económico, Dezembro. Diewer, W.E. (995), On he Sochasic Approach o Index Numbers, Deparmen of Economics, Universiy of Briish Columbia, Discussion Paper DP59-3. Engle R., Granger C.W.J., 987, Co-inegraion and error correcion: represenaion, esimaion, and esing, Economerica, Vol.55, no., 5-76; Fischer, Andreas M., 989, Uni roos and survey daa Oxford Bullein of Economics and Saisics, Vol 5, no. 4. Freeman, Donald G., 998, Do core inflaion measures help forecas inflaion?, Economics Leers, Vol. 58. Garner, C. e G.D. Wehinger (998), Core Inflaion in Seleced European Counries, Oeserreichische Naionalbank, Working Paper no. 33. Laflèche T., 997, Saisical measures of he rend rae of inflaion, Bank of Canada Review, Auumn; 48 Banco de Porugal / Boleim económico / Dezembro 999

Marques, C.R., P.D. Neves e L.M. Sarmeno (999), Evaluaing Core Inflaion Indicaors, Banco de Porugal, mimeo. Nascimeno, T. (990), Indicadores de Inflação, Banco de Porugal, Boleim Trimesral, Vol., nº 4, Dezembro. Quah, D. e S.P. Vahey (995), Measuring Core Inflaion, Economic Journal, Vol. 05, No 43. Roger, S., 997, A robus measure of core inflaion in New Zealand, 949-96"; Reserve Bank of New Zealand; Sousa, J., 996, A money demand funcion for Porugal, Banco de Porugal, Working Paper no. 7-96. Wynne, M. A. (997), commenary on Measuring Shor-Run Inflaion for Cenral Bankers, Review of he Federal Reserve Bank of S. Louis, Vol. 79, no. 3. Wynne, M. A., 999, Core inflaion: a review of some concepual issues, European Cenral Bank, Working Paper no. 5; COMPARAÇÃO ENTRE IPC E MEDIDAS DE TENDÊNCIA DE INFLAÇÃO Gráfico A Taxas homólogas do IPC e da média aparada a 0 por ceno (MAP 0) Grafico B Diferença enre as axas homólogas do IPC e média aparada a 0 por ceno 7 6 5 4 3 0 Inflação observada Média aparada a 0% (MAP0)..0 0.8 0.6 0.4 0. 0.0-0. -0.4-0.6 993-7 994-994-7 995-995-7 996-996-7 997-997-7 998-998-7 999-999-7 993-7 994-994-7 995-995-7 996-996-7 997-997-7 998-998-7 999-999-7 Gráfico A Taxas homólogas do IPC e da média aparada a 5 por ceno (MAP5) Gráfico B Diferença enre as axas homólogas do IPC e média aparada a 5 por ceno 7 6 5 4 3 0 Inflação observada Média aparada a 5% (MAP5).6.4..0 0.8 0.6 0.4 0. 0.0-0. -0.4-0.6 993-7 994-994-7 995-995-7 996-996-7 997-997-7 998-998-7 999-999-7 993-7 994-994-7 995-995-7 996-996-7 997-997-7 998-998-7 999-999-7 Banco de Porugal / Boleim económico / Dezembro 999 49

Gráfico 3A Taxas homólogas do IPC e da primeira componene principal Gráfico 3B Diferença enre as axas homólogas do IPC e da primeira componene principal 7 6 5 4 3 0 Inflação observada Primeira componene principal (PCP).5.0 0.5 0.0-0.5 -.0 -.5 993-7 994-994-7 995-995-7 996-996-7 997-997-7 998-998-7 999-999-7 993-7 994-994-7 995-995-7 996-996-7 997-997-7 998-998-7 999-999-7 Gráfico 4A Taxas homólogas do IPC e da inflação subjacene Gráfico 4B Diferença enre as axas homólogas do IPC e da inflação subjacene 9 8 7 6 5 4 3 0 Inflação observada Inflação subjacene (SUB).0 0.5 0.0-0.5 -.0 -.5 -.0 -.5 993-7 994-994-7 995-995-7 996-996-7 997-997-7 998-998-7 999-999-7 993-7 994-994-7 995-995-7 996-996-7 997-997-7 998-998-7 999-999-7 Gráfico 5 Taxas homólogas do IPC e índice reponderado pela volailidade Gráfico 5B Diferença enre as axas homólogas do IPC e índice reponderado pela volailidade 7.0 6 5 4 3 0 Inflação observada Índice reponderado pela volailidade (IDP) 0.5 0.0-0.5 -.0 -.5 993-7 994-994-7 995-995-7 996-996-7 997-997-7 998-998-7 999-999-7 993-7 994-994-7 995-995-7 996-996-7 997-997-7 998-998-7 999-999-7 50 Banco de Porugal / Boleim económico / Dezembro 999