Outubro de 2009 PARIDADE DE PODER DE COMPRA NO BRASIL: UMA ANÁLISE ECONOMÉTRICA COM QUEBRA ESTRUTURAL DANIEL PALAIA MÁRCIO HOLLAND

Texos para Dscussão 228 Ouubro de 2009 PARIDADE DE PODER DE COMPRA NO BRASIL: UMA ANÁLISE ECONOMÉTRICA COM QUEBRA ESTRUTURAL DANIEL PALAIA MÁRCIO HOLLAND

Os argos dos Texos para Dscussão da Escola de Economa de São Paulo da Fundação Geulo Vargas são de nera responsabldade dos auores e não refleem necessaramene a opnão da FGV-EESP. É permda a reprodução oal ou parcal dos argos, desde que credada a fone. Escola de Economa de São Paulo da Fundação Geulo Vargas FGV-EESP www.fgvsp.br/economa TEXTO PARA DISCUSSÃO 228 OUTUBRO DE 2009

Pardade de Poder de Compra no Brasl: Uma Análse Economérca com Quebra Esruural Danel Palaa Mesre em Economa pela FGV-EESP E-mal:danel.r.palaa@au.com.br Márco Holland Professor de Economa da FGV-EESP e Pesqusador CNPq E-mal: marco.holland@fgv.br Resumo O objevo cenral dese argo é esar a pardade de poder de compra em sua forma absolua para o caso do Brasl, aravés de procedmenos economércos que conempla a possbldade de exsênca de quebras esruuras nas séres emporas esudadas. Mesmo conrolando odos os eses para a presença de quebras esruuras, os modelos economércos esmados rejearam, em geral, a valdade da versão absolua da pardade de poder de compra que posula que o valor da moeda de um país é compleamene deermnado pela razão enre o preço domésco e o preço exerno. Palavras-Chaves: Pardade de Poder de Compra, Taxa de Câmbo Real, Quebra Esruural, Nível de Preços, Brasl. Classfcação JEL: F3, F4, C22. Absrac The man am of hs paper s o es he absolue verson of he purchasng power pary n Brazl, accordng o novel economerc procedures ha allow for srucural breaks n he mes seres. Even conrollng for srucural breaks, he esmaes of he economercs models rejec he valdy of such heorecal approach, whch saes ha he value of he domesc currency s compleely deermned by he prce level dfferenal. Key-word: Purchasng Power Pary, Exchange Rae, Srucural Break, Prce Level, Brazl JEL Classfcaon: F3, F4, C22.

. Inrodução A dscussão sobre a valdade da pardade de poder de compra (PPC) no Brasl é exensa e uma sére de auores em esado a valdade desa abordagem para város períodos na sua forma absolua ou relava. Conudo, poucos auores brasleros, como observado em Kannebley (2003), esaram a PPC admndo a possbldade de quebras esruuras fazerem pare do processo gerador das séres de axa de câmbo. O objevo cenral dese argo é esar a PPC em sua forma absolua aravés de procedmenos economércos que conemplem a possbldade de exsênca de quebras esruuras nas séres emporas. Enre 980 e 2006, o Brasl sofreu uma sére de mudanças nas condções macroeconômcas que possvelmene aleraram as propredades esocáscas das séres emporas e, conseqüenemene, provocaram quebras esruuras nas séres de preços naconas e de axa de câmbo nomnal. A exsênca de quebras esruuras pode modfcar compleamene os resulados de uma pesqusa empírca quando depende, por exemplo, de eses de esaconaredade de uma sére ou mesmo de análses de conegração. Nos úlmos anos, a leraura de economera de séres emporas avançou basane e na dreção do desenvolvmeno de muos procedmenos ulzando eses de raz unára e análse de conegração, permndo resposas mas adequadas em relação ao comporameno das séres macroeconômcas ao longo do empo e de seus respecvos processos geradores dos dados. Nossa pesqusa procurou ulzar esses novos procedmenos para esar a PPC. Ese argo esá organzado da segune forma. Na prmera seção faz-se um breve resumo do modelo da pardade de poder de compra seguda de uma revsão de leraura sobre o ema da pardade de poder de compra. Na segunda seção é analsado o processo gerador das séres e foram realzados eses de raízes unáras e de conegração quando se consdera a possbldade de quebras esruuras. Com sso, espera-se, de um lado, avalar a qualdade de as novos procedmenos e, de ouro lado, rever a valdade da pardade de poder de compra para o Brasl. Os modelos economércos esmados nese rabalho revelaram, em geral, a não valdade da versão absolua da pardade de poder de compra que posula que o valor da 2

moeda de um país é compleamene deermnado pela razão enre o preço domésco e o preço exerno. 2. Pardade de Poder de Compra: Modelos e Teses A eora da pardade de poder de compra é expressa por duas versões. A versão mas fore (a absolua) posula que um bem deve er o mesmo preço em dos países se os preços forem expressos na mesma moeda. A versão relava da PPC expressa que a razão dos preços de um bem na mesma moeda deve ser consane ao longo do empo. Assumndo que não exsem cusos de ransação e que os bens são homogêneos, a versão absolua da pardade de poder de compra posula que, no longo prazo, o valor da moeda de um país é compleamene deermnado pela razão enre o preço domésco e o preço exerno. Maemacamene, sso pode ser vso da segune forma: Ρ (), = Ε Ρ*, em que Ε é a axa de câmbo nomnal, Ρ *, é o preço do bem no empo na moeda do ouro país e Ρ, é o preço do bem na moeda naconal no empo. Tal versão se basea na noção de que exse arbragem em odos os servços e bens radables. Exemplfcando, se uma cesa de produos nore amercanos se valorza em relação a uma mesma cesa braslera, a moeda amercana erá que se desvalorzar para permr que o preço das duas cesas se manenha consane. A PPC pode não se verfcar no curo e médo prazo pos a arbragem dos bens pode ser lmada por cusos de ransação, arfas e barreras à enrada e saída de produos. A escolha do índce de preços aproprado a ser usado para mplemenar a PPC absolua vem sendo alvo de um longo debae na leraura econômca. A maora dos índces de preços nclu uma deermnada proporção de bens non radables que pode levar a rejeção da PPC. Ouro aspeco mporane na escolha do índce de preço aproprado é a resrção de A eora da pardade de poder de compra (PPC) fo orgnalmene formulada pelo economsa sueco Cassel (922) que defnu que a axa de câmbo de um país ende a se desvalorzar na mesma proporção que aumena o nível dos preços. 3

homogenedade. Essa resrção requer que um aumeno proporconal no preço de odos os bens de um deermnado índce de preços provoque um aumeno no índce na mesma proporção. Porano, índces de preços geomércos aendem essa resrção, pos são homogêneos 2 de grau um. Formalmene, agregando odos os bens radables em um deermnado país, a versão absolua da PPC para ser válda requer que: α (2) P, = Ε α * P *, onde α é o peso do bem no índce de preço e supõem-se que smlar para os consumdores doméscos e do país esrangero. α = α *, ou seja, preferênca Alernavamene, se os índces de preços são consruídos segundo uma méda geomérca, enão em-se uma soma ponderada após aplcar logarmo em (2), conforme a equação (3) abaxo. γ (3) p, = e + γ * p *, onde γ é o peso do bem no índce de preço e assume-se queγ = γ *. e, p, e p *, são os logarmos de Ε, Ρ, e Ρ *, respecvamene. Manpulando 3 (3) pode se chegar a (4), a condção básca para a valdade da versão absolua da PPC: e = p p* R A parr da equação (4) é fácl perceber que o logarmo da axa real de câmbo pode ser vso como uma medda de desvo da PPC absolua, conforme a equação (5) abaxo: r = e p + p* (5) onde r é o logarmo da axa de câmbo real R. (4) 2 Uma função f(x) é homogênea de grau um se e somene se: f(λx) = λ n f(x), para n gual a um. 3 Agregando-se odos os bens e assumndo que γ p = p e γ * p *, = p*, 4

Implcamene, as equações (2) e (3) assumem que os pesos de cada bem nos índces de preços devem ser guas enre os países, o que é muo dfícl de se consaar na práca. Rearranjando a equação (3) pode se chegar em (6), ou seja: ( γ γ * ) p γ p, = e + γ * p *, + *, (6) onde γ * é o peso do bem no índce de preço exerno. abaxo. A equação (6) ambém pode ser vsa de oura manera conforme a equação (7) p = e + γ p *,, onde γ + μ μ é gual a ( ) p, * (7) γ γ * * conforme equação (6) Porano, quano maor for a dferença enre os pesos dos bens no índce de preço de cada país, maor é o valor de μ. Teorcamene, de acordo com a PPC absolua, μ deve ser zero. Cada bem deve possur o mesmo peso nos índces de preços, caso conraro, a PPC não será válda. Ouro faor que pode levar a rejeção da versão absolua é a presença de bens non radables nos índces de preços, por não serem susceíves à arbragem nernaconal. Enreano, é mporane noar que se os índces de preços forem geomércos, ou seja, homogêneos de grau um, e aenderem a resrção de proporconaldade, um aumeno gualmene proporconal em cada bem do índce de preços provocará um mesmo aumeno no índce e, porano, a varação de μ será zero. Assumndo que durane esse aumeno de preços do índce exerno os preços doméscos se manveram consanes, uma aprecação gual a do aumeno do índce de preço exerno na axa de câmbo é necessára para resaurar o equlíbro. Uma análse smlar pode ser aplcada quando ocorre um aumeno percenual no índce de preços exernos uncamene devda a um aumeno nos preços dos bens non radables. Caso o índce de preços naconal não sofra nenhuma varação, uma varação gual a do índce de preços exernos erá que ocorrer na axa de câmbo para resaurar o equlíbro. 5

De ouro lado, em-se a versão relava da eora de pardade de poder de compra, quando a razão dos preços de um bem na mesma moeda deve ser consane ao longo do empo, conforme a equação (8) logo abaxo: e + p *, + e p *, = (8) p, + p, Agregando odos os bens e aplcando logarmo à equação (8), chega-se à equação (9), que é exaamene gual à equação (5), dscuda anerormene. Ou seja: r = e p + p * (9) Porano, a equação (5) que é nerpreada como um desvo da versão absolua da PPC, represena maemacamene a versão relava da pardade de poder de compra. Logcamene, a versão absolua mplca 4 na versão relava, mas a recíproca não é verdadera. A PPC absolua freqüenemene orna-se nválda se exsem resrções ao comérco nernaconal como arfas, cusos de ranspore ou aé mesmo a exsênca de nformação mperfea a respeo dos preços de cada bem em cada país. Um prmero passo para se esar a versão absolua da PPC pode ser feo aravés da exsênca de uma relação de longo prazo dada pela equação (0): e = β + β p + β p * + μ 0 2 (0) A versão absolua da PPC, segundo Froo e Rogoff (995), sera acea caso β = e β 2 =. A não valdade dessa resrção emprcamene, devdo à exsênca de bens non 4 A versão absolua da PPC para ser válda requer que a axa de câmbo real seja gual a um o que mplca que seu logarmo r deve ser gual a zero conforme equação (5). A versão relava requer que R seja consane, podendo, assm, assumr o valor um. Porano, eorcamene, a valdade da versão absolua mplca a valdade da versão relava R 6

radables na composção dos índces de preços e cusos de ransação, sera o que Froo e Rogoff (995) chamam de versão fraca 5 da PPC absolua. A PPC relava posula, por sua vez, que no longo prazo a varação da axa de câmbo nomnal é deermnada pelo dferencal de axa de nflação enre dos países. Porano, é possível esar a PPC relava aravés da segune regressão abaxo 6 : Δ e = β Δp + β Δp * + μ 2 () Um prmero problema dessa abordagem é a possível endogenedade enre a axa de câmbo e os níves de preços o que ornara os esmadores das equações vesados. Krugman (978) corrgu esse problema ulzando varáves nsrumenas. A não esaconaredade de e p, e p * pode se consur em um segundo problema. Caso essas varáves não sejam esaconaras, os resulados de regressões para as equações (0) e () serão espúros e os parâmeros β e β 2 vesados. Recenemene, a PPC absolua em sdo esada dreamene aravés de eses de raz unára. A presença de raz unára numa sére de câmbo real confrmara a hpóese da sére poder ser descra por um passeo aleaóro mplcando na nexsênca de um equlíbro de longo prazo para esa varável e, conseqüenemene, na não valdade da PPC na sua forma absolua. No Brasl, nos úlmos anos, alguns rabalhos esaram a hpóese da valdade da PPC em sua forma absolua ou relava. Zn e Ca (993) aplcaram eses de raízes unáras a dados brasleros de 855 a 990 para esar os efeos das mudanças dos ermos de roca na 5 A exsênca de bens non radables na composção dos índces de preços e a presença de cusos de ransação mpedem que os preços dos bens de dos países quando expressos na mesma moeda sejam guas. Os bens non radables não são comercalzados no mercado nernaconal o que mpede a arbragem de ornar o preço desses bens quando expressos na mesma moeda gual em dos países. Os cusos de ransação, como mposos ou cusos de ranspore, aumenam o valor de um bem em relação ao seu preço no país em que fo produzndo. Porano, o preço de um mesmo bem quando comparado na mesma moeda em dos países pode ser dferene devdo à exsênca desse po de cuso. 6 Smlarmene à versão absolua, a versão relava será acea caso se verfque que β e β = = 2 7

axa de câmbo real. Para o período enre 855 e 929, os auores ulzaram a axa de câmbo real enre Brasl e Inglaerra e, no período subseqüene, a axa de câmbo real enre Brasl e Esados Undos. Para a realzação do ese, fo usado o deflaor mplíco do PIB para o Brasl e um índce de preços por aacado da Grã-Breanha encadeado com o IPA dos EUA. Zn e Ca (993) enconraram duas raízes unáras para as séres de câmbo nomnal e índce de preços nernos e uma raz unára para a sére de preços exernos. Os resulados dos eses de raízes unáras sobre a axa de câmbo real levaram a conclusão por pare desses auores da rejeção da valdade da PPC absolua. Um resulado semelhane fo obdo por Ross (99). Usando dados mensas, o auor esou a PPC absolua enre 980 e 988, aravés do ese de conegração de Engle e Granger, ulzando o índce de preços por aacado (IPA) para o Brasl e o producer prce ndex (PPI) para os EUA. Ross (996) volou a esar a PPC absolua enre 980 e 994, dessa vez aravés do ese de Johansen e Juselus (988) 7. Ross (996) esou a PPC ulzando dos grupos de índces de preços, IPA e PPI e IGP DI e CPI. Para o prmero grupo de varáves fo enconrado dos veores de conegração, e no segundo grupo apenas um veor, de qualquer forma, a PPC fo aendda em ambos os casos. Duare e Perera (99) ambém esaram a PPC absolua, com dados mensas enre 980 e 988 aravés do procedmeno de Johansen e Juselus (988). Os auores, assm como Ross (996), enconraram evdêncas de não rejeção da hpóese de valdade da PPC. Zn e Ca (993) crcaram o rabalho deses auores por erem ulzado uma amosra muo pequena. Segundo os auores, o período em quesão fo caracerzado por númeras mndesvalorzações por pare do Banco Cenral para mpedr desvos sgnfcavos da axa de câmbo nomnal em relação ao dferencal de nflação exerna e nerna, o que pode er ornado os resulados vesados. Oura críca fo fea em relação à combnação das eoras de PPC e da Pardade da Taxa de Juros(PTJ) num únco ese pos, segundo Zn e Ca (993), a PPC é uma relação de longo prazo e a PTJ é válda apenas no curo prazo. Pasore e Pno (998) esudaram o comporameno da axa de câmbo real e os efeos de suas osclações nos saldos comercas, no período enre 959 e 996, com base em 7 Para uma dscussão mas dealhada do assuno ver Enders (2004), pág 362 8

dados mensas. Os auores ulzaram eses de raízes unáras sobre a axa de câmbo real, usando o índce de preços ao consumdor e o índce de preços por aacado como deflaores. Para o prmero índce, a hpóese de uma raz unára não fo rejeada, mas para o segundo, as evdêncas de exsênca de uma raz unára desapareceram. Segundo os auores, esses resulados esveram assocados a maor presença de bens nernaconas nos índces de preços por aacado. A PPC relava ambém fo esada aravés da meodologa de conegração proposa por Johansen e Juselus (988). Pasore e Pno (998) enconraram um veor de conegração, ndependene do índce de preço ulzado, mas os resulados mas robusos foram enconrados quando o IPA fo ulzado. Nesse caso, os coefcenes ano do índce de preços naconal quano do exerno aproxmaram-se de um, ndcando que a arbragem conduzu a acomodação dos preços. Holland e Perera (999) esaram a PPC relava recorrendo à análse mulvarada de Johansen e Juselus (988) no período enre 974 e 997. Os auores, além de erem feo a análse de conegração para o período nero, realzaram eses para sub-amosras compreenddas enre 974 e 985 e enre 986 e 997. Independene do período analsado e dos deflaores, Holland e Perera (999) enconraram um veor de conegração e, porano, não rejearam a valdade da PPC relava. Os auores concluíram que runcar a amosra para esar a PPC é mprescndível, devdo às númeras mudanças de políca econômca, caracerzadas por nervenções governamenas e alerações nensas de políca cambal. A PPC absolua volou a ser esada por Marçal, Perera e Canuo (2000). Os auores esmaram um veor de correção de erros (VEC) para dados mensas enre 980 e 994. Novamene, a valdade da PPC absolua fo rejeada pos segundo os auores não fo possível rejear a hpóese de raz unára para as séres de câmbo real consruídas a parr do IPA. Além dsso, para a sére consruída aravés do IPC, as esaíscas dos eses fcaram próxmas da área de rejeção. Kannebley (2003) esou a pardade de poder de compra no Brasl, enre 968 e 994, de forma novadora. O auor ulzou eses de raz unára com uma quebra esruural desenvolvdos por Perron e Vogelsang (992). Segundo o auor, a exsênca de quebras esruuras no período podera vesar os resulados dos eses de raz unára usuas. À prncípo, o auor enconrou evdêncas das séres de câmbo real deflaconadas por IPA e 9

IPC possuírem uma raz unára. Poserormene, foram realzados eses de raz unára com duas quebras esruuras segundo o procedmeno de Lee e Srazcch (999). Dessa vez, Kannebley (2003) enconrou, para alguns modelos, resulados a favor da PPC absolua, ulzando o índce de preços por aacado. Porém, em geral, o auor não enconrou resulados sufcenes que pudessem confrmar a exsênca de uma relação de longo prazo para a medda de axa real de câmbo, prncpalmene quando o deflaor usado fo o índce de preços ao consumdor. Em suma, a leraura de eses empírcos da pardade de poder de compra no Brasl é resra. Na maora dos argos cados acma, pôde-se perceber que a respeo da pardade de poder de compra em sua forma absolua não exsem resulados favoráves, ndependene do procedmeno ulzado, salvo algumas exceções como os rabalhos de Duare e Perera (99) e Ross (996). Porém, conforme Marçal, Perera e Canuo (2000), os resulados deses rabalhos devem ser analsados com cauela, pos as mplcações da presença de varáves negradas de ordem dos na esmação de um VEC fo gnorada pelos auores, o que pode ser uma fone de vés dos resulados. A PPC relava ao conráro, vem apresenando na leraura recene, evdencas a seu favor, conforme os rabalhos de Pasore (998) e Holland e Perera (999). 3. Tese de Raz Unára com Quebra Esruural Banco de Dados Para odos os modelos esmados ao longo do rabalho foram ulzados dados rmesras compreendendo o prmero rmesre de 980 e quaro rmesre de 2006. A escolha dos índces de preços ao aacado em como razão eses serem uma proxy do comporameno da varação dos preços dos bens nernaconas e, a escolha dos índces de preço ao consumdor deve-se ao fao de eses serem composos predomnanemene por bens doméscos. Oura dferença basane mporane enre índces de preços ao consumdor e ao aacado é que o prmero nclu em seu cálculo apenas bens e servços em eságo fnal de produção, porano, não apresenam problemas de dupla conagem, como ocorre em índces 0

de preços ao aacado. Os índces de preços exernos ulzados foram o Producer Prce Index (PPI) e o Consumer Prce Index (CPI) dos Esados Undos, que possuem dados desde 92. Os índces de preços doméscos foram o Índce de Preço ao Consumdor da Fundação Insuo de Pesqusas Econômcas (FIPE) e o Índce de Preço ao Aacado Dsponbldade Inerna da Fundação Geúlo Vargas (FGV), conforme a abela. Méodos e Resulados O presene rabalho procurou nroduzr na análse dos eses de raz unára a possível presença de quebras esruuras nas varáves de câmbo real. A presença de quebras num processo esocásco pode ornar os resulados do ese ADF vesados em orno da não rejeção da hpóese de raz unára, conforme pode se ver abaxo. processo: y y Seja { } y uma sére com uma quebra esruural no nercepo, gerada pelo segune = α + α 2 + μ (9) Supondo que β β + μ = + 2 y Υ seja especfcada erroneamene segundo a equação (20) abaxo: Tabela Descrção dos Dados Símbolo Varável Tpo de Dado Fone e Logarmo da Taxa de Câmbo Fm de Período Banco Cenral do Nomnal Brasl (20) pa p Logarmo do Índce de Preços por Aacado Úlmo mês do Trmesre Fundação Geúlo Vargas pc p Logarmo do Índce de Preços ao Consumdor Úlmo mês do Trmesre Fundação Insuo de Pesqusas Econômcas pp p * cp p* Logarmo do Producer Prce Index Logarmo do Consumer Prce Index Úlmo mês do Trmesre Úlmo mês do Trmesre U.S. Deparmen of Labor: Bureau of Labor Sascs U.S. Deparmen of Labor: Bureau of Labor Sascs

A presença de uma quebra esruural ornara a esmava de β 2 vesada em orno de, o que levara a uma conclusão falsa a respeo da presença de uma raz unára no processo e conseqüenemene a não esaconaredade dese úlmo pelo ese ADF. O movo para al conclusão é que a presença de uma quebra, faz com que valores baxos de por valores alos (no período poseror a quebra). A solução de (20), pode ser da segune forma: Υ sejam segudos y = y 0 + β + μ (2) A má especfcação da sére y aravés da equação (20) ena copar o verdadero processo represenado por (9), vesando β 2 em orno de. Os eses de raz unára com quebra esruural 8 bascamene conempla dos pos de modelos. No prmero modelo, chamado de advo, o mpaco dos choques é medao e dscreo, ou seja, ocorre em um período especfco do empo. No segundo modelo chamado de novaconal, ao conráro do prmero, o mpaco dos choques é gradual. Porano, a mudança na declvdade ou no nercepo ocorrem connuamene ao longo do empo. Para esses dos modelos foram conduzdos eses admndo rês formas de quebras:, a saber: Modelo () A quebra ocorre no nível da sére. Modelo (2) A quebra ocorre no nível da sére e no componene de endênca. Modelo (3) A quebra ocorre apenas no componene de endênca. Talvez uma das quesões mas mporanes que noream os eses de raz unára com quebra esruural eseja relaconada ao conhecmeno do momeno em que ocorre a quebra. A quebra pode ser exógena, ou seja, assume-se que ela ocorreu em deermnado período, ou ela pode ser endógena, onde não há um conhecmeno prévo do nsane do choque. 8 Para uma dscussão mas dealhada do assuno ver Perron & Vogelsang (998). 2

Os eses de raízes unáras foram aplcados nas duas séres de câmbo real, calculadas conforme a equação (4). A prmera sére é a denoada por r pp / pa, onde o índce de preços exernos é o producer prce ndex (PPI), calculado pelo U.S. Deparmen of Labor e o índce de preços naconal é o índce de preços por aacado, calculado pela Fundação Geulo Vargas (FGV). A segunda sére denoada por cp / pc r, onde o índce de preços exerno é o consumer prce ndex (CPI) ambém calculado pelo U.S. Deparmen of Labor, e o índce de preços naconal é o índce de preços ao consumdor da Fundação Insuo de Pesqusas Econômcas (FIPE). Os índces de preços do r pp / pa são bascamene calculados a parr de bens produzdos no aacado e ncluem em suas cesas de mercadoras uma proporção de bens radables maor do que nos índces do cp / pc r. Essas dferenças são mporanes, pos um dos plares da PPC absolua é a exsênca de arbragem enre os bens de um país com ouro. Pelo fao do cp / pc r ser calculado a parr da razão dos IPCs de dos países, é possível enconrar maores dferenças enre o índce de preço exerno e o nerno devdo à exsênca de hábos de consumo dferenes enre as pessoas de cada país além das dferenças meodológcas na consrução de cada índce. Porano, é possível esperar que, na prmera sére, a probabldade de verfcação da PPC absolua seja maor. Durane as décadas de 980 e 990 houve um amplo debae sobre se os choques em varáves macroeconômcas podem ser consderados permanene ou emporáro. O debae começou na publcação do rabalho de Nelson e Plosser (982) que concluu que as séres macroeconômcas podem ser melhor represenadas por processos não esaconáros, mplcando que choques nessas séres podem ser nerpreados como permanene. Os resulados de Nelson e Plosser (982) foram quesonados por Perron (989). Perron (989) formulou um ese de raz unára no qual leva em cona a presença de quebras na amosra ulzada por Nelson e Plosser (982), especfcamene da bolsa de valores de 929 e da crse do peróleo de 973. Os resulados de Perron (989) acabam dvergndo dos de Nelson e Plosser (982) a razão dsso, segundo o auor, é a ncorporação de quebras esruuras na formulação do ese de raz unára. Segundo Perron (989), a ulzação dos anos da grande depressão e da crse do peróleo, como ponos de mudança esruural, fez com que as séres pudessem ser vsas como esaconáras com endênca. 3

Porano, de acordo com Perron (989) é possível que as séres macroeconômcas sejam melhores descras como endo choques emporáros que as fazem fluuar em orno de uma endênca. Foram proposos dos pos de modelos: o advo (AO) e o novaconal (IO). O prmero modelo, conforme do anes, supõe que os choques ocorrem nsananeamene, enquano que no segundo modelo, o novaconal (IO), a quebra ocorre gradavamene ao longo do empo. A escolha de um dos dos modelos depende da dnâmca de ransção da sére seguda pelo choque. No seu prmero rabalho sobre o assuno, Perron (989) propôs um modelo em que o momeno da quebra é prevamene conhecdo, ou seja, é exógeno. Esse pressuposo fo crcado por Zvo e Andrews (992), que sugerram um modelo alernavo. Os auores propuseram a endogenzação da escolha do momeno do choque. O méodo ulzado para essa escolha fo aravés da mnmzação da esaísca do componene auoregressvo. Zvo e Andrews (992) esmaram rês modelos do po novaconal. O prmero com choque somene no nercepo, o segundo com quebra no nercepo e na endênca e o úlmo com choque apenas na endênca. Banerjee (992), enconra resulados ulzando o modelo novaconal aravés de quebras no nercepo ou na endênca, onde a escolha do momeno do choque é ambém obda aravés da mnmzação da esaísca, do componene auoregressvo. Ambos os rabalhos assumem que a quebra esruural ocorre em orno da hpóese alernava no momeno da dervação dos resulados assnócos. Perron e Vogelsang (998) formularam um modelo advo com quebras no nercepo e na endênca. A escolha do momeno do choque, como nos ouros argos, fo fea aravés da mnmzação da esaísca do componene auoregressvo. O modelo novaconal ambém fo ulzado e novamene fo assumdo o pressuposo de que os choques ocorrem em orno da hpóese alernava. Os modelos foram esmados assumndo que as séres macroeconômcas possuem apenas uma quebra esruural. A daa da quebra pode ser denoada conforme descro no argo de Perron e Vogelsang (998) como Τ, onde < Τ, e c b Τ c b Τ é o amanho da amosra. O modelo advo conforme menconado anes presume que a quebra ocorre nsananeamene e, porano, não é afeado pela dnâmca da sére. 4

As equações desse modelo seguem abaxo: c y = μ + β + θdu + y (22) ~ c c ~ 2 y y = μ + β + θdu + γdτ + (23) c y = μ + β + γdτ + y (24) ~3 onde c c DU = para ( > Τ b ), Τ c = c c D ( ) para ( ) Τ b z > Τ b. O erro é especfcado como um ARMA ( p, q, onde + ) Α ( L) z = Β( L) e γ medem a magnude da possível quebra esruural. μ, e μ é um ruído branco. Os parâmeros θ O procedmeno do ese de raz unára do modelo AO consse em dos passos. O prmero passo envolve a rerada da endênca das séres, aravés da esmava das equações (22), (23) e (24) por mínmos quadrados ordnáros. No segundo passo, a hpóese de raz unára é esada usando esaísca de ese e α = nas segunes regressões: ~ y ω ~ ~ + (25) j k j ( Τb ) + αy + = cδy u j k = D j ~ y ~ ~ + u j j k j = α y + = cδy (26) para = k +,..., T; onde y~ são resíduos das regressões (22), (23) e (24), e D Τ b = para ( ) ( Τ + ). De acordo com Perron e Vogelsang (998), a nclusão de k+ varáves dummy D = b ( Τ ) ( = 0 k) b,..., na equação (25) é necessára para garanr que a dsrbução da esaísca de α seja nvarane a esruura de correlação dos erros. A esaísca para esar α = é ( ) denoada por j, ΑΟ, Τb, k. α O modelo novaconal conforme do anes é melhor aplcado em casos onde é mas razoável ver uma quebra ocorrendo ao longo do empo. O ese de raz unára para esse po de modelo pode ser esado conforme o procedmeno de Dckey e Fulller (979). 5

As equações seguem abaxo: ( Τb ) + θdu + αy + cδy u y μ + (27) = + β + dd ( Τb ) + θdu + γdτ + αy + cδy u y μ + (28) = + β + dd y μ β γ α + u (29) = + + DΤ + y + cδy A escolha de k é fea aravés da análse de sgnfcânca do úlmo coefcene do parâmero de defasagem, onde k Max = 5. Coefcenes nsgnfcanes a 5% foram descarados dos modelos. O procedmeno de escolha de Τb basea-se na mnmzação de ( j, m, Τ, b k) onde m = AO ou IO. Porano, a escolha do momeno da quebra corresponde a um deermnado nsane, que orna mas provável a rejeção da hpóese nula. α (T-)/ T Maemacamene, [ λ ] nf ( λ) α nf = α, onde λ Τ Τ = b. Porano, λ varar enre 2/T e Nese rabalho, fo smulada uma quebra a cada ano da amosra (980: 2006) num oal de 27 anos, ano para o modelo advo quano para o modelo novaconal. Os resulados enconrados foram esados a parr dos valores crícos abulados por Perron e Vogelsang (998). A parr das abelas 2 e 3 fo possível conclur a não valdade da pardade de poder de compra absolua para nenhuma das séres de câmbo real. Kannebley (2003), realzou eses de raz unára com quebra esruural no período de 968 a 994 ulzando procedmenos semelhanes dos ulzados no presene rabalho enconrando quebras para as séres de r pp / pa e cp / pc r nos anos de 982 e 987, e 98 e 982, respecvamene. Esse auor ambém não obeve evdêncas que pudessem valdar a PPC absolua. Realmene, nesses anos, conforme o procedmeno ulzado, foram obdos α de baxa magnude, porém devdo a dferença nos períodos de análse foram enconrados períodos de quebras em geral dferenes dos obdos por Kannebley. 6

Analsando as abela 2 e 3 é possível perceber que, para a sére de r pp / pa, a presença de quebras esruuras ano para o modelo advo quano para o modelo novaconal esá freqüenemene arelada ao ano de 998. Os resulados do ese de raz unára com quebra esruural são mas dspersos na sére de cp / pc r, mas o níco da década de 80, assm como enconrado por Kannebley (2003) apresena na maora dos modelos um valor da esaísca α basane baxo. O níco da década de 80 fo marcada por nensas alerações na axa de câmbo real, devdo a númeras nervenções de políca moneára 9 caracerzadas por mn e maxdesvalorzações na axa de câmbo nomnal, o que pode explcar a presença de quebras esruuras prncpalmene para a sére de cp / pc r. No período enre 997 e 999, ambém fo enconrado freqüenemene a presença de quebras esruuras, desa vez para a sére de r pp / pa. Esse período de ala nsabldade fo marcado por sucessvas crses nernaconas, como a da Ása e da Rússa além de mudança de regme cambal no Brasl. Parece claro que as quebras areladas ao cp / pc r foram provocadas, em geral, por crses preponderanemene nernas, cujo mpaco cosuma ser maor no IPC do que no IPA. Crses exernas, ao conráro, cosumam afear dreamene o movmeno dos bens radables, que possuem maor peso no calculo do IPA. Analsando o gráfco é possível perceber que nesses períodos cados ocorreram sensíves mudanças nas séres de câmbo real. Podemos perceber aravés do gráfco que as mudanças mas profundas nas duas séres de câmbo real ocorrem nos meses demarcados pelas lnhas vercas. Os resulados obdos com os eses de raz unára com quebra esruural, presenes nas abelas 2 e 3 esão, no geral, em consonânca com os períodos de alerações mas profundas das axas de câmbo real verfcadas no gráfco. 9 Para uma dscussão mas dealhada do assuno ver Abreu (989). 7

pp / pa Tabela 2 Tese de Raz Unára com Quebra Esruural. ANO α - AO α - AO 2 α - AO 3 α - IO α - IO 2 α - IO 3 983 -,93 -,93 -,96 -,99 -,98 -,90 984 -,96-2,0 -,92 -,85 -,90 -,90 985-2,23-2,35 -,94-2,8-2,22 -,83 986-2, -2,24 -,94-2,03-2,06 -,83 987-2,52-2,55 -,96-2,39-2,6 -,89 988-2,58-2,57 -,99-2,49-2,34 -,98 989-2,30-2,28-2,03-2,7-2,06-2,07 990 -,74 -,78-2,07 -,87 -,83-2,8 99 -,74 -,94-2,0 -,50 -,72-2,24 992-2,04-2,25-2,4 -,9-2,25-2,24 993-2,03-2,30-2,6 -,93-2,33-2,26 994 -,9 -,86-2,6 -,76 -,65-2,28 995 -,79 -,8-2,3 -,66 -,69-2,33 996-2,23-2,0-2,0-2,6-2,0-2,24 997-2,86-2,55-2,07-2,88-2,57-2, 998-3,38-3,4-2,02-3,40-3,28 -,96 999-2,7-2,88 -,97-2,96-3,0 -,80 2000-2,46-2,92 -,97-2,3-2,7 -,68 200-2,06-2,59 -,95-2,04-2,50 -,70 2002-2,07-2,06 -,96-2,04 -,98 -,76 2003 -,58 -,50 -,97 -,45 -,43 -,88 Tabela 3 Tese de Raz unára com Quebra Esruural. ANO α - AO α - AO 2 α - AO 3 α - IO α - IO 2 α - IO 3 983-2,05-2,05-2,53-2,3-2,3-2,0 984-2,0-2,24-2,5 -,7 -,96-2,2 985 -,73-2,53-2,42 -,65-2,5-2,0 986 -,62-2,77-2,24 -,57-2,0 -,9 987-2,0-2,90-2,07 -,96-2,05 -,78 988-2,26-3,00 -,96-2,9-2,28 -,77 989-2,00-2,53 -,9-2,06-2,2 -,76 990 -,66 -,79 -,89-2,00 -,95 -,75 99 -,97 -,99 -,88 -,86 -,72 -,78 992-2,6-2,9 -,88 -,90 -,88 -,8 993-2,38-2,37 -,87 -,95 -,97 -,83 994-2,3-2,0 -,86 -,54 -,49 -,85 995 -,8 -,80 -,86 -,3 -,25 -,88 996 -,70 -,59 -,84 -,63 -,48 -,89 997 -,99 -,75 -,82-2,07 -,94 -,86 998-2,38-2,24 -,80-2,39-2,57 -,80 999-2,06-2,26 -,79-2,37-2,63 -,73 2000-2,28-2,90 -,82 -,96-2,56 -,7 200 -,94-2,83 -,85 -,9-2,58 -,75 2002-2,5-2,64 -,9-2,27-2,20 -,85 2003 -,49-2,09 -,99 -,53 -,56-2,00 r r cp / pc 8

Gráfco Comporameno das Taxas de Câmbo Real enre 980 e 2006..4.3.2..0 -. -.2 -.3 -.4 80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06 RER RER2 Fone: Bacen Noas: RER: Logarmo da axa de câmbo real calculada ulzando o índce de preços ao aacado (IPA) e o producer prce ndex (PPI). RER2: Logarmo da axa de câmbo real calculada ulzando o índce de preços ao consumdor (IPC) e o consumer prce ndex (CPI). O objevo da próxma seção é esar a forma absolua da PPC, aravés dos recenes procedmenos de análse de conegração com quebra esruural. O procedmeno ulzado é o de Gregory e Hansen (996). Os resulados da análse de conegração com quebra esruural permem uma comparação com os resulados dos eses de raízes unáras com quebra esruural que cujos resulados ndcaram a não valdade da versão absolua da PPC. Os resulados do procedmeno de Gregory e Hansen (996) ornam mas robusa a conclusão a respeo da valdade da PPC absolua. A análse de conegração perme verfcar se exse uma relação de longo prazo de varáves não esaconaras que seja esaconara. 4.Análse de Conegração com Quebra Esruural A modelagem de quebras esruuras em processos co-negrados vem sendo muo esudada nos úlmos anos. O movo pelo qual os eses de conegração padrão como o de Engle e Granger (987) e Johansen e Juselus (988), não são aproprados para esar 9

conegração com mudança de regme é que esses eses presumem que o veor de conegração é nvarane no empo. Ulzando um VAR (veor auo-regressvo), Seo (998) derva um ese LM (mulplcador de lagrange) para quebras esruuras enquano que Inoue (999) derva um ese de poso para processos conegrados com uma quebra. Dsnas maneras a esas úlmas foram desenvolvdas para modelar processos co-negrados com quebra esruural, como o caso da esmação recursva ulzada por Hansen e Johansen (993) e a combnação de conegração com processos markovanos formulada por Kolzg (996). Hansen (999) derva uma esaísca por máxmo verossmlhança que assnocamene se dsrbu como uma dsrbução qu-quadrada, para esar quebras esruuras para ponos conhecdos do empo. O auor analsa a esruura a ermo da axa de juros amercana e enconra evdêncas de exsênca de mudança de regme que concdem com a mudança de políca econômca do banco cenral amercano em seembro de 979 e ouubro de 982. No conexo de séres emporas unvaradas, um dos prncpas argos sobre quebras esruuras é o de Perron (989). O auor propõe rês modelos: o prmero, modelo A, é o crash model onde a quebra ocorre no nercepo. O modelo B é conhecdo como changng growh model, que descreve mudança na endênca da sére. Por úlmo o modelo C, é uma unão dos modelos A e B, ou seja, a quebra esruural é modelada para ocorrer ano no nercepo como na endênca. Johansen (2000) demonsra como a radconal análse de conegração pode ser usada para denfcar possíves pos de quebras esruuras. O auor propôs uma generalzação do modelo de quebra na endênca e nercepo, modelo C, de Perron (989), no conexo de séres emporas mulvaradas. O auor mosra como a análse radconal de conegração pode ser usada para denfcar alguns pos de quebra esruural, embora exsam algumas dferenças conceuas como a necessdade de gerar uma nova abela de resulados assnócos. Johansen (2000) demonsra que a parr desse aparao eórco é possível denfcar e esar mudanças na endênca presene nos veores de conegração. Conudo, para usar esse po de análse radconal, segundo o auor é necessáro exclur as observações poserores à quebra (prevamene conhecda), aravés de dummes de mpulso. O número de 20

dummes corresponde ao número de defasagens do ssema e a nclusão dessas dummes mplca na redução da amosra. Um segundo argo basane mporane nessa recene leraura é o de Lukepohl Sakkeonen e Trenkler (2003). Os auores sugerem um procedmeno de análse de conegração com presença de quebra esruural em dos eságos. Os coefcenes da pare deermnsa são esmados no prmero passo e, no segundo, é fea uma radconal análse de conegração da sére sem endênca aravés do prmero eságo segundo as equações (30) e (3) abaxo. Enreano, os auores consderam apenas o ese no poso do veor de conegração e não mosram como mpor resrção no ssema para esar dferenes pos de quebra. Assm: y = δ + μ0 + μ + d x (30) para =,..., T; onde μ 0 e μ ( = 0,) são os coefcenes de nercepo e endênca respecvamene, δ é n é desconhecdo e d é uma varável dummy. d = 0 para < Τ e d = para Τ, sendo Τ o momeno da quebra, prevamene conhecdo. Os auores assumem que exse apenas uma quebra esruural e que x é um erro não observado, que assume a forma de um VAR (p), podendo ser represenado por um modelo de correção de erro al como segue: p Δx = Πx + j= Γ jδx j + ε (3) Π ( ) onde e Γ j =,..., p são j n n e ~ N( 0, Ω) ε. Qunos (993) nroduz um ese de esabldade do poso do veor de conegração ao longo do empo. O modelo ulzado é um VAR com varáves I(). A nferênca sobre as quebras é conduzda de acordo com um modelo de correção de erro. A nução do ese é que mudanças no poso mplcam nsabldade nos parâmeros e não o conraro, ou seja, uma mudança no poso é condção necessára e sufcene para gerar nsabldade nos parâmeros. A esaísca do ese de Qunos é bascamene a soma ponderada da esaísca do raço dada por Johansen (988). Um dos problemas desse ese, muo comum nos procedmenos 2

cados aé agora, é a necessdade de se conhecer o momeno da quebra. Porano, sso mplca que a quebra deva ser consderada exógena. Os eses de conegração com quebra esruural dese rabalho serão realzados com base no argo de Gregory e Hansen(996). Nesse rabalho, os auores preocupam-se com um modelo geral de ese, onde o veor de conegração muda em um deermnado período da amosra. O ese desenvolvdo pelos auores acma é consderado uma exensão do ese ADF, podendo ser vso como a versão mulvarada do ese de Zvo e Andrews (992). Um dos aravos desse ese é que perme esar mudanças de regme no nercepo e endênca. Segundo os auores, a exsênca de quebras esruuras pode levar a conclusões errôneas em orno da aceação da hpóese nula de não conegração e, porano, nexsênca de qualquer po de relação de longo prazo enre varáves I(). ( ) Seja Υ = Υ,Υ onde Υ é um escalar e 2 Υ 2 um veor de dmensão m. O modelo descro pela equação (32) é o modelo de conegração padrão. Ou seja: Υ Τ = μ + α Υ + ε 2 (32) Υ para,...n, onde é I() e = 2 ε é I(0). Os parâmeros μ e α do modelo descrevem um hperplano de m dmensões que é a endênca do veor Υ ao longo do empo. Consderando que, em muos casos, o modelo acma serve para capurar uma relação de longo prazo, deve-se consderar que μ e α são consanes no empo. Porém, em muas aplcações, como a do presene rabalho, é desejável que essa relação de longo prazo dure apenas um deermnado período e que depos uma nova relação passe a ser verdadera. Um dos grandes dferencas do argo de Gregory e Hansen (996) em relação aos demas é que o nsane da quebra esruural é raado como uma varável desconhecda. Segundo a noação do argo, a modelagem das quebras fo fea ulzando a varável dummy abaxo: ϕ = 0 se [ nτ ] 22

ϕ = se > [ nτ ] onde τ é (0,) e é desconhecdo. Bascamene, exse a possbldade de ocorrênca de rês formas de mudança esruural. A prmera, modelo (C, logo abaxo), descreve uma mudança apenas no nercepo μ, conforme abaxo: Modelo (C) Υ Τ = μ + μ ϕ τ + α Υ + ε 2 2 (33) para =,... n Porano, μ represena o nercepo anes da ncdênca da quebra e μ 2 é a varação do nercepo no nsane do choque. O modelo (C/T) é uma segunda alernava proposa por Gregory e Hansen (996). Nesse modelo é nroduzda uma varável de endênca. Assm: Modelo (C/T) : Τ Υ = μ + μ2ϕτ + β + α Υ2 + ε para =,... n (34) Ao conráro dos modelos anerores uma ercera possbldade de mudança esruural perme mudanças no própro veor de conegração, especfcamene na endênca dese, conforme o modelo (C/S) abaxo: Τ Τ 2 τ 2 2 2 τ + n Modelo (C/S) : Υ = μ + μ ϕ + α Υ + α Υ ϕ ε para =,... (35) Nesse caso, μ e μ 2 em o mesmo sgnfcado que no modelo (C), α é o coefcene de endênca anes da quebra e α 2 represena a varação no coefcene de endênca. O méodo para esar a hpóese nula de não conegração é baseado no veor de resíduos. A relação de conegração é esmada por OLS e um ese de raz unára é aplcado nos resíduos. A meodologa para aplcação desses eses é baseada na segune forma: para cada valor que τ assumr, esma-se um dos modelos (C, C/T ou C/S) por OLS obendo a 23

esmava do veor de resíduos ε τ '. O subscro τ no veor de resíduos sgnfca que ese vara segundo o valor de τ. O úlmo passo é a realzação de um ese ADF sobre conra ε ' τ. Δ ε ' τ A esaísca do ese ADF será a esaísca sobre a varável ε ' τ, descra por ADF ( τ ). Porano, assm como nos argos de Phllps e Vogelsang (998) e no de Zvo e Andrews (992), a esaísca de neresse será o menor valor de ADF ( τ ), para odos os valores de τ. O menor valor de ADF ( τ ) é neressane para ser examnado nesse caso, pos consu uma evdênca conra a hpóese de não conegração. Essa esaísca pode ser descra como ADF* = nf τeτ ADF ( τ ). Porano, a meodologa de Gregory e Hansen (996) será aplcada ao conexo da abordagem de pardade de poder de compra. O ese será feo para o período de 983 a 2003 pc cp para dos grupos de varáves, o prmero para [ e ( p p * )] pa pp por [ e ( p p * )],, e o segundo será composo,, onde ε é a logarmo da axa de câmbo nomnal, p pa pc p é o índce de preço ao consumdor, é o índce de preço por aacado, é o consumer prce ndex p* cp e pp p * é o producer prce ndex. Exse ambém a possbldade de que choques na axa de câmbo nomnal provoquem um reajuse no índce de preços doméscos, prncpalmene no índce de preços por aacado, que é mas sensível a esses choques por possur em sua cesa de mercadora um maor número de bens radables. Um exemplo dsso é o que ocorreu na economa braslera, no ano de 2002, onde devdo a uma fore desvalorzação cambal, ocorreu um reajuse naural nos índces de preços, prncpalmene nos de aacado. 24

enre[ e] e Porano, nese pono do rabalho, fo necessára a realzação de eses de causaldade pc cp Δ [( p Δp * )] Δ e [ e] pa pp Δ e [( p Δp * )] Δ. Foram realzados eses de causaldade no sendo de Granger (987) enre as varáves acma para amosra complea, 980 a 2006. Para al ese fo escolhda uma defasagem gual a dez, a defasagem mas baxa que ornava esaísca Q de Ljung Box sufcenemene baxa para não ndcar correlação enre os resíduos. Os resulados são apresenados na abela 4. Tabela 4 Tese de Causaldade no Sendo Granger enre Varação da Taxa de Câmbo e Dferencal de Índce de Preços (980 2006). Hpóese Nula Número de Obs Esaísca F Probabldade pc cp 97 0,5640 0,838 [( Δ p Δp * )] não Granger causa [ Δ e] pa [( Δ p Δp * )] pp não Granger causa [ e] pc cp Δ [ e] não Granger causa [( p Δp* )] pa pp Δ [ e] não Granger causa [( p Δp * )] Δ 97 0,4646 0,9077 Δ 97,392 0,3447 Δ 97,28 0,2927 Os resulados do ese de causaldade de Granger (987) da abela 4 ndcaram que as defasagens da varável de dferencal de preços nerno e exerno para essa amosra não explcam as varações na axa de câmbo e a recíproca ambém é verdadera. Porano, não fo possível deermnar nenhuma relação de causaldade no sendo de Granger (987). Os resulados da análse de conegração ndcaram que o veor de conegração para as rês amosras é sgnfcavo apenas para a equação da axa de câmbo. Pasore e Pnno (995) ambém deermnam a axa de câmbo como varável dependene na realzação desse mesmo ese de conegração, para o período compreenddo enre 959 e 996. Porano, embora não exsa uma evdênca empírca que a axa de câmbo deva ser ulzada como a varável endógena no modelo, a leraura de PPC vem ulzando essa varável como al e assm será feo nesse rabalho. Fnalzando, os modelos ( C ), ( C/T ) e ( C/S ) foram esmados, onde a varável conforme deermnado acma será a axa de câmbo nomnal e Υ 2 será o dferencal de preços. Porano, para cada modelo e para cada valor de τ, foram esmadas duas equações, a prmera ulzando o dferencal de preços dos índces por aacado respecvamene de Υ, 25

Brasl e EUA e a segunda ulzando o dferencal de preços dos índces de preços ao consumdor de Brasl e EUA. A varável dummy ϕ, assumu o valor, para cada ano enre 983 e 2003. Conforme do anes, a escolha do momeno da quebra correspondeu a um deermnado nsane, que ornasse mas provável a rejeção da hpóese nula, ou seja, quando ADF ( τ ) angsse seu valor mínmo. Os resulados presenes na abela 5 foram esados a parr dos valores crícos abulados por Gregory e Hansen (996). Aravés da abela 5, pode se perceber que as quebras esão concenradas prncpalmene nos anos de 983 e 2003. Os resulados da esaísca ADF* não são sufcenemene baxos, ulzando os valores crícos de Hansen e Gregory (996), para rejear a hpóese nula de não conegração. Porano, pode-se afrmar aravés dos resulados da abela 5, que a versão da pardade de poder de compra absolua não é válda para o período enre 980 e 2006. Percebe-se claramene, no gráfco, que enre o ano de 2002 e 2003 ocorre uma grande osclação ano da axa de câmbo como do dferencal de preços do IPA e PPI, causada por especulações areladas à concorrênca presdencal ocorrda em 2002. O ano de 983 ambém é ouro período de ocorrênca de quebras. O níco da década de 80 fo marcado por númeras desvalorzações cambas prncpalmene a max desvalorzação ocorrda em 982 realzada pelo Banco Cenral. 5. Consderações Fnas Os resulados dos eses de raz unára e de conegração com quebra esruural, realzados ao longo dese rabalho, revelaram na maor pare dos casos a não valdade da versão absolua da pardade de poder de compra que posula que no longo prazo, consderando que não exsem cusos de ransação e que os bens são homogêneos, o valor da moeda de um país é compleamene deermnado pela razão enre o preço domésco e o preço exerno. A eora da pardade de poder de compra absolua ambém fo rejeada em ouros rabalhos além dese. Zn e Ca (993), esaram a esaconaredade da axa de câmbo real no período enre 855 e 990, obendo resulados a favor da exsênca de uma raz unára 26

nesa sére o que nvalda a PPC absolua. Ross (99) ulzando o ese de conegração de Engle e Granger (987) esou a PPC absolua no período enre 980 e 988, não enconrando resulados favoráves à aceação dessa eora. Marçal, Perera e Canuo (2000) esaram e rejearam a PPC absolua enre 980 e 994, ulzando o procedmeno de Johansen (988), pos não enconraram nenhum veor de conegração. Fnalmene, Kannebley (2003) ambém rejeou a versão absolua da PPC ulzando o procedmeno de ese de raz unára com quebra esruural de Perron e Vogelsang (992). Os resulados do ese de raz unára com quebra foram desfavoráves à eora da PPC absolua ano para o modelo advo como para o novaconal ndependene do índce de preço ulzado. É neressane noar que os anos do começo da década de 80 e o ano de 998 foram os períodos que veram com maor freqüênca baxa esaísca nas esmavas. A razão dsso é que o começo da década de oena e o ano de 998 foram marcados por nensas osclações nas varáves macroeconômcas do país. Por úlmo, fo realzado o ese de conegração com quebra esruural ulzando-se a meodologa de Gregory e Hansen (996). Os resulados dos eses não foram sufcenemene baxos, ulzando os valores crícos de Gregory e Hansen (996), para rejear a hpóese nula de não conegração. A conclusão fo de que não fo possível acear a valdade da pardade de poder de compra absolua enre 980 e 2006. O ese de conegração com quebra esruural aplcado nese rabalho é novador além de ser um dos úncos na leraura que desenvolve um modelo que raa o momeno da quebra esruural como desconhecdo permndo rar conclusões mporanes a respeo da valdade da PPC absolua. Gregory e Hansen (996), admem que o ese por eles desenvolvdos falha na quesão da efcênca. Sera mporane em rabalhos fuuros sobre PPC esá-la a parr dos recenes eses de conegração com quebra que ulzam a meodologa de esmação por máxmo verossmlhança proposa por Johansen e Juselus (988). 27

Tabela 5 - Tese de Conegração com Quebra Esruural Ano pa pp pc [ e,( ρ ρ * )] [ e, ( ρ ρ * )] cp ADF(τ) - C ADF(τ) C/T ADF(τ) C/S ADF(τ) - C ADF(τ) C/T ADF(τ) C/S 983-3,88-3,425-3,39 -,9854-2,305 -,965 984-3,323-3,0883-3,327-2,92-2,205-2,0 985-3,0373-2,9903-3,3634 -,976-2,0407-2,0003 986-2,9965-2,9494-3,392 -,8837 -,835-2,244 987-3,0504-3,0002-3,3854 -,86 -,7436-2,0988 988-3,0947-3,0609-3,3307 -,8855 -,725-2,242 989-3,084-3,076-3,654 -,8955 -,7065-2,04 990-2,89-2,8796-2,8894 -,7883 -,638 -,7848 99-3,272-3,093-3,63-2,2922 -,745-2,2629 992-3,03-3,059-3,63 -,878 -,7395 -,8569 993-3,0005-2,9586-3,0544 -,8738 -,876 -,9005 994-3,029-2,986-3,047 -,8682 -,9244-2,606 995-3,0229-2,9795-3,0275 -,8752 -,8699-2,3068 996-3,0003-2,97-2,978 -,9535 -,6906 -,9903 997-3,033-3,07-3,0227-2,094 -,6405-2,0278 998-3,0666-3,3083-3,64-2,2795 -,754-2,909 999-2,9697-3,4-3,244-2,944 -,874-2,956 2000-3,0262-3,2938-3,3764-2,458 -,926-2,5067 200-2,967-3,0505-3,459-2,2342 -,8056-2,5484 2002-2,9945-2,974-3,3432-2,324 -,7072-2,6606 2003-3,558-3,569-3,203-2,488 -,9698-2,8299 Referêncas Bblográfcas Cassel. G. (922). Money and Foregn Exchange Afer 94. London: Consable. Ca, R. C. e Zn Jr.(993). Conegração e Taxa de Câmbo: Teses sobre a PPP e os Termos de Troca do Brasl de 855 a 990. Pesqusa e Planejameno. Econômco. Ro de Janero, Ipea, 23(3), ago.993 Chow, Gregory C. (960). Tess of Equaly beween Ses of Coeffcens n wo lnear regressons. Economerca, vol.28, nº 3, pp.59-605. Dckey, D. A. & Panula, S. G. (987). Deermnng he Order of Dfferencng n Auoregressve Processes. Journal of Busness & Economc Sascs, 5(4). Dckey, D. A. e Wayne, A. F. (979). Dsrbuon of he Esmaes for Auoregressve Auoregressve Tme Séres Wh a Un Roo. Journal of he Amercan Sascal Assocaon 74, 427-3. 28

Duare, A.R. & Perera, P.L (99). Pardade de Poder de Compra e Pardade de Juros para o Brasl: Uma Abordagem va Conegração Mulvarada. In: Enconro Braslero de Economera, 3. Anas. Curba, SBE, 99. Enders, W.(995). New York: John Wley & Sons. Appled Economerc Tme Séres. Engle,R.F & Granger, C.W.J.(987). Co-negraon and Error Correcon Represenaon, Esmaon, and Tesng. Economerca 55 (March 987), 25-76 Froo, K. & Rogoff, K. Perspecves on PPC and long-run real exchanges raes.in: Grossman, G. & Rogoff, K. (eds). Handbook of nernaonal economcs.amserdan, Norh Holland, 995. v3 Hansen, B (992). Tess for Parameer Insably n Regressons wh I() Processes. Journal of Busness & Economc Sascs 0, 32-335. Gregory, A & Hansen, B (996). Resdual Based Tess for Conegraon n Models wh Regme Shfs. Journal Of Economercs 70, 99-26. Hansen, P (2003). Srucural Breaks n he conegraed vecor auoregressve model. Journal Of Economercs, 4, 26-295 Holland, M & Valls, P. P. L.(999). Taxa de Câmbo Real e Pardade de Poder de Compra no Brasl. Revsa Braslera de Economa 53, 3 (julho): 259-285 Inoue, A. (999): Tess for Conegrang Rank wh a Trend-Break. Journal of Economercs, 90, 25-237 Johansen, S.(988). Sascal Analyss of Co - Inegraon Vecors. Journal of Economc Dynamcs and Conrol, v.2, n 2/, p.23-254, June/Sepember 988. Johansen, S. (995). A sascal analyss of conegraon for I(2) varables. Economerc Theory, :25-59 Johansen, S. Moscon, Rosco & Nelsen Ben (2000). Conegraon analyss n he presence of srucural breaks n he deermnsc rend. Economercs Journal 3, 26-249 Krugman,P.(978). Purchasng Power Pary and Exchange Raes: Anoher Look a he Evdence. Journal of Inernaonal Economcs, v.8, n.3, p.397-407, 978. Kannebley, Sérgo. (2003). Pardade do Poder de Compra no Brasl 968 a 994. Es. Econ. São Paulo, v.33, n.4, P.735-769, ouubro-dezembro 2003. 29