Análise da Dinâmica Multivariada

A estimação de uma equação de inflação realizada na secção anterior sugeriu a existência de uma dinâmica multivariada nos mecanismos de transmissão das políticas monetária e cambial, na taxa de inflação em Moçambique. Ademais, a mesma estimação também sugeriu a presença de efeitos de respostas nos preços, como resultados em variações na taxa de câmbio, taxa de inflação sul-africana e taxa de crescimento monetário. Dadas estas indicações obtidas na secção anterior, para obter os resultados desta dinâmica multivariada, a presente secção estima um Vetor Auto Regressiso (VAR) entre as variáveis incluídas no modelo de inflação especificado na equação (10.6). Uma vez que o resultado do teste de cointegração indicou a existência de cointegração entre as variáveis incluídas na equação, o modelo a ser estimado passou a ser um Vetor de Correção de Erros (VEC). Assim, como em muitas análises empíricas aplicadas de sistemas multivariados, a estimação realizada considerou o seguinte modelo VAR com p defasagens;

(10.7) onde;

é um vetor de variáveis é um vetor de parâmetros

são matrizes dos parâmetros, e, é um vetor de perturbações.

tem média zero, matriz de covariância e i.i.d. normal ao longo do tempo.

Qualquer VAR(p) pode ser escrito como um VEC. Fazendo uso de alguma álgebra, é possível reescrever a equação (10.7) na forma VEC, como;

(10.8) onde;

com e nas equações (10.7) e (10.8), respectivamente, a serem iguais.

O VEC foi estimado com quatro variáveis: taxa de inflação em Moçambique (TI-MZ), taxa de inflação na República da África do Sul (TI-ZA), taxas de câmbio praticadas em Moçambique (MZM/ ZAR e MZM/ USD) e agregados monetário (M1 e M2). A análise relevante foi realizada com base na utilização de funções ortogonalizadas de respostas de impulsos, que dão a conhecer a reação apresentada por uma variável, como resultado de um choque em uma outra variável do modelo. Foram estimados 4 modelos VEC com a seguinte ordem nas variáveis: TI-ZA, TI-MZ, MZM/ ZAR e M1 (primeiro modelo); TI-ZA, TI-MZ, MZM/ ZAR e M2 (segundo modelo); TI-ZA, TI-MZ, MZM/ USD e M1 (terceiro modelo) e TI-ZA, TI- MZ, MZM/ USD e M2 (quarto modelo). Utilizando dados mensais em todas as variáveis e sabendo que a importação de produtos alimentares da República da África do Sul para Moçambique é verificada diariamente, a estimação assumiu que choques nos preços sul- africanos afetam rapidamente os preços praticados em Moçambique. Dado que o mercado cambial em Moçambique ajusta as suas taxas de câmbio diariamente, o modelo assumiu que as taxas de câmbio tenham uma reação imediata, em resultado de um choque nos preços. A última suposição para o ordenamento das variáveis foi de que choques nos preços e nas taxas de câmbio afetam rapidamente os agregados monetários.

Conforme citado na secção anterior, a seleção da extensão das defasagens do VEC seguiu os Critérios de Informação de Akaike (AIC) e de Schwartz (SIC). Com base nestes critérios, a estimação do modelo VEC assumiu duas defasagens em ambas as variáveis. Tabelas D.3.1, D.4.1, D.5.1 e D.6.1 do Apêndice D apresentam os resultados da estimação do primeiro modelo do Vetor de Correção de Erros, do segundo modelo do Vetor de Correção de Erros, do terceiro modelo do Vetor de Correção de Erros e do quarto modelo do Vetor de Correção de Erros, respectivamente. A inferência nos coeficientes dos termos de correção de erros presentes nestas tabelas dependem fundamentalmente da condição de estacionaridade das equações de cointegração também presentes nestas tabelas (última parte das tabelas). Uma primeira forma de verificar esta condição de estacionaridade é realizar uma previsão das equações de cointegração. As Figuras D.1.2, D.2.2, D.3.2 e D.4.2 do Apêndice D mostram a representação gráfica da previsão das equações de cointegração de todos os modelos estimados. Em todas as estimações realizadas, as figuras mostram que a previsão das equações de cointegração apresentam um comportamento estacionário. Após verificar a

estacionaridade das equações de cointegração, realizou-se o teste de estabilidade do VEC estimado, com vista a verificar se o número de equações de cointegração foi corretamente especificado. As Tabelas D.3.4, D.4.4, D.5.4 e D.6.4 e Figuras D.1.1, D.2.1, D.3.1 e D.4.1 do Apêndice D apresentam os resultados deste teste de estabilidade. Os resultados presentes nestas tabelas e figuras indicam a existência de estabilidade do VEC em todos os modelos estimados. De forma geral, a estabilidade é alcançada quando o “módulo” dos restantes r eigenvalues obtidos são estritamente menores que a unidade. Tanto pela análise das Tabelas D.3.4, D.4.4, D.5.4 e D.6.4; quanto pela análise das Figuras D.1.1, D.2.1, D.3.1 e D.4.1; a condição de estabilidade é verificada. Portanto, a verificação da estabilidade não indicou nenhum problema de má especificação em todos os modelos estimados.

Testes de autocorrelação serial e normalidade dos resíduos foram aplicados sobre os modelos estimados. As Tabelas D.3.2, D.4.2, D.5.2 e D.6.2 do Apêndice D mostram os resultados do teste do multiplicador de Lagrange (autocorrelação serial) e as Tabelas D.3.3, D.4.3, D.5.3 e D.6.3 do Apêndice D mostram os resultados dos testes da normalidade nos resíduos. Os resultados do teste do multiplicador de Lagrange mostram que nenhum dos modelos estimados sofre do problema da autocorrelação serial nos resíduos. Quanto aos testes da normalidade, para o primeiro e segundo modelos estimados, os resultados foram satisfatórios no teste Jarque-Bera e no teste Kurtosis, mas não satisfatórios no teste Skewness. Para o terceiro e quarto modelos estimados, os resultados também foram satisfatórios no teste Jarque-Bera e no teste Kurtosis, mas algumas equações (TI-MZ, M1 e M2) apresentaram resultados não satisfatórios no teste Skewness. Embora os resultados do teste Skewness não tenham sido satisfatórios em algumas equações individualmente, o teste conjunto do modelo apresentou resultados satisfatórios para o teste Skewness.

Com modelos estimados sem grandes problemas de especificação, a análise da dinâmica multivariada foi realizada através da obtenção das funções de impulso-resposta. As Figuras D.1.3, D.2.3, D.3.3 e D.4.3 do Apêndice D mostram o comportamento das funções de impulso-resposta de todos os modelos estimados. As Figuras D.1.3 e D.2.3 mostram os efeitos individuais de choques ortogonalizados na oferta de moeda (M1 e M2, respectivamente), na taxa de câmbio do metical em relação ao rand (MZM/ ZAR) e na taxa de inflação da República da África do Sul (TI-ZA), sobre a taxa de inflação em Moçambique (TI-MZ). Nestas figuras é possível observar que o efeito na taxa de inflação em Moçambique é permanente quando o choque acontece com M1, M2 e MZM/ ZAR, mas transitório quando o choque acontece com TI-ZA. Um choque ortogonalizado positivo em M1 provoca de forma imediata um aumento nos preços internos, mas com efeito somente no curto-prazo. Após aproximadamente um

trimestre os preços diminuem, mas mantêm-se de forma permanente, ligeiramente acima do nível em que se encontravam antes do choque monetário. O mesmo efeito ocorre quando o choque acontece com M2, com a diferença que neste caso o efeito permanente sobre os preços internos é menor, comparativamente ao efeito causado pelo M1 (Figura D.2.3). Um choque ortogonalizado positivo em MZM/ ZAR provoca de forma imediata um aumento nos preços internos, com efeito permanente ao longo do tempo. Um choque ortogonalizado positivo em TI-ZA provoca de forma imediata um ciclo de aumentos e diminuições nos preços internos, terminando o seu efeito sobre os preços internos em um período de aproximadamente um semestre. Estes resultados sugerem que a taxa de inflação no país sofre efeitos permanentes quando acontecem mudanças de política monetária e cambial ao nível interno e efeitos transitórios quando o fator causador é externo.

As Figuras D.1.3 e D.2.3 também mostram os efeitos individuais de choques ortogonalizados na taxa de inflação em Moçambique (TI-MZ), na taxa de câmbio do metical em relação ao rand (MZM/ ZAR) e na taxa de inflação da República da África do Sul (TI-ZA), sobre a oferta de moeda (M1 e M2, respectivamente). Nestas figuras é possível observar que o efeito na oferta de moeda (M1 e M2) é permanente quando o choque acontece com MZM/ ZAR e com TI-ZA, mas transitório quando o choque acontece com TI-MZ. O efeito transitório dos preços internos é ligeiramente maior em M2 do que em M1. Os efeitos permanentes da MZM/ ZAR e da TI-ZA são maiores em M1 do que em M2. Estes resultados indicam que a oferta de moeda do país sofre efeitos permanentes e significativos quando acontecem mudanças na política cambial e efeitos permanentes e ligeiros quando acontecem choques nos preços sul- africanos.

Nas Figuras D.1.3 e D.2.3 também são mostrados os efeitos individuais de choques ortogonalizados na oferta de moeda (M1 e M2, respectivamente), na taxa de inflação em Moçambique (TI-MZ) e na taxa de inflação da República da África do Sul (TI-ZA), sobre a taxa de câmbio do metical em relação ao rand (MZM/ ZAR). Nestas figuras é possível observar que ambos os choques em M1, M2, TI-MZ e TI-ZA causam um efeito permanente em MZM/ ZAR. Um choque ortogonalizado positivo em M1 provoca de forma imediata uma depreciação em MZM/ ZAR, com efeito permanente ao longo do tempo. O efeito em MZM/ ZAR é maior quando o choque acontece com M1 do que quando o choque acontece com M2. Choques ortogonalizados positivos em TI-MZ e em TI-ZA causam apreciações permanentes em MZM/ ZAR, sendo que os choques em TI-ZA tem um efeito maior sobre MZM/ ZAR do que choques em TI-MZ. Este último mecanismo de transmissão entre TI-ZA e MZM/ ZAR pode estar associado ao facto de quando os preços na República da África do Sul aumentam, torna-

se mais caro comprar produtos sul-africanos, o que faz diminuir as quantidades importadas destes produtos e consequentemente uma menor pressão na taxa de câmbio do metical em relação ao rand, causando apreciação desta.

As Figuras D.3.3 e D.4.3 mostram os efeitos individuais sobre a taxa de inflação em Moçambique (TI-MZ), causados por choques ortogonalizados na oferta de moeda (M1 e M2, respectivamente), na taxa de câmbio do metical em relação ao dólar norte-americano (MZM/ USD) e na taxa de inflação da República da África do Sul (TI-ZA). Nestas figuras é possível observar que o efeito na taxa de inflação em Moçambique é permanente quando o choque acontece com M1, M2 e MZM/ USD, mas transitório quando o choque acontece com TI-ZA, à semelhança do que aconteceu com o modelo que incluiu a taxa de câmbio do metical e relação ao rand. Um choque ortogonalizado positivo em MZM/ USD provoca de forma imediata um aumento nos preços internos, com efeito permanente ao longo do tempo. Novamente, estes resultados indicam que mudanças nas políticas monetária e cambial do país causam mudanças permanentes na taxa de inflação e que mudanças nos preços sul-africanos causam mudanças transitórias na taxa de inflação no país.

As Figuras D.3.3 e D.4.3 também mostram os efeitos individuais de choques ortogonalizados na taxa de inflação em Moçambique (TI-MZ), na taxa de câmbio do metical em relação ao dólar norte-americano (MZM/ USD) e na taxa de inflação da República da África do Sul (TI-ZA), sobre a oferta de moeda (M1 e M2, respectivamente). Nestas figuras é possível observar que o efeito na oferta de moeda (M1 e M2) é permanente quando o choque acontece com MZM/ USD e com TI-MZ, mas transitório quando o choque acontece com TI-ZA. Curiosamente, na estimação do modelo que incluiu a taxa de câmbio do metical em relação ao rand, o efeito sobre a oferta de moeda foi permanente quando o choque ortogonalizado acontece em TI-ZA e transitório quando o o choque ortogonalizado acontece em TI-MZ. Nestas figuras, é possível observar que o efeito permanente da MZM/ USD é maior em M1 do que em M2, à semelhança do que aconteceu com o efeito permanente da MZM/ ZAR. Estes resultados renovam a indicação de que a oferta de moeda do país sofre efeitos permanentes e significativos quando acontece uma mudança na política cambial, mas contrariam a ideia de que a variação nos preços internos do país não causem efeitos permanentes na oferta de moeda. De facto, a análise conjunta de todas a figuras (D.1.3, D.2.3, D.3.3 e D.4.3) sugere que choques ortogonalizados em ambos os preços (doméstico e sul-africano) causem efeitos permanentes na oferta de moeda do país, embora o efeito permanente (na oferta de moeda) causado por choques nos preços preços sul-africanos só é capturado quando é a taxa de câmbio do metical em relação ao rand que está incluída na equação do modelo. Por outro

lado, o efeito permanente (na oferta de moeda) causado por choques nos preços internos apenas é capturado quando é a taxa de câmbio do metical em relação ao dólar norte- americano que está incluída na equação do modelo. A comparação destes resultados sugere que o efeito da variação da taxa de câmbio do metical em relação ao rand, sobre a oferta de moeda, seja muito forte a ponto de ofuscar o efeito da variação dos preços internos sobre esta. Nas Figuras D.3.3 e D.4.3 também são mostrados os efeitos individuais de choques ortogonalizados na oferta de moeda (M1 e M2, respectivamente), na taxa de inflação em Moçambique (TI-MZ) e na taxa de inflação da República da África do Sul (TI-ZA), sobre a taxa de câmbio do metical em relação ao dólar norte-americano (MZM/ USD). Nestas figuras é possível observar que choques em M1, M2 e TI-MZ causam um efeito permanente em MZM/ USD, enquanto que choques em TI-ZA causam um efeito de curto-prazo e transitório em MZM/ USD. Um choque ortogonalizado positivo em M1 provoca de forma imediata uma depreciação em MZM/ USD, com efeito permanente ao longo do tempo. O efeito em MZM/ USD é maior quando o choque acontece com M2 do que quando o choque acontece com M1. Curiosamente, o modelo que incluiu a taxa de câmbio do metical em relação ao rand, mostrou que o efeito sobre esta taxa de câmbio é maior quando o choque acontece com M1 do que quando acontece com M2. Esta comparação de resultados sugere que, embora choques nos dois agregados monetários (M1 e M2) causem efeitos permanentes nas duas principais taxas de câmbio praticadas no país (MZM/ ZAR e MZM/ USD), choques em M1 tem um efeito maior em MZM/ ZAR e choques em M2 tem um efeito maior em MZM/ USD. Um choque ortogonalizado positivo em TI-MZ causa uma apreciação permanente em MZM/ USD. Este mecanismo de transmissão entre TI-MZ e MZM/ USD pode ser explicado pelo facto de um aumento nos preços internos diminuir a oferta real de moeda, o que leva a uma menor pressão na taxa de câmbio do metical em relação ao dólar, causando apreciação desta.

Finalmente, as Figuras D.1.4, D.2.4, D.3.4 e D.4.4 do Apêndice D mostram o comportamento das previsões dinâmicas de todas as variáveis incluídas no Vetor de Correção de Erros estimado, com a exceção da taxa de inflação na República da África do Sul que não foi objetivo realizar sua previsão. Ambas as previsões foram realizadas para um período de 12 meses fora da amostra, isto é, para o ano seguinte ao ano de 2014. Em todas as figuras é possível observar que a previsão de variação da taxa de inflação para o ano de 2015 apresentou alguma volatilidade ao longo do primeiro semestre, com estabilização no segundo semestre. A previsão de variação das taxas de câmbio (MZM/ ZAR e MZM/ USD) para 2015 apresentou uma ligeira variação ao longo do primeiro trimestre do ano, com estabilização depois deste período. A previsão de variação do agregado monetário restrito (M1) para 2015

apresentou no início do ano (primeiro mês) uma acentuada redução, mantendo uma taxa de crescimento moderado e constante ao longo do ano. Quanto à previsão de variação do agregado monetário alargado (M2), as figuras mostram que também apresentou no início do ano (primeiro mês) uma acentuada redução, apresentando uma ligeira volatilidade ao longo do primeiro semestre e depois mantendo uma taxa de crescimento moderado e constante ao longo do segundo semestre.