RESUMO DOS TESTES DE CAUSALIDADE MOEDA-PREÇOS

Comparação com TV(2000)(a)

Resultado do presente estudo Trecroci e Vega (2000) Abordagem

ECM AbordagemLA-VAR AbordagemECM AbordagemLA-VAR

(

)

VAR∆ ∆m p,

SIM SIM SIM(b) _NÃO(b)

(

)

VAR∆ ∆ ∆m p y, ;

SIM SIM SIM(b) _NÃO(b)

(

)

VAR m−p p,∆

—- SIM —- NÃO

(

)

VAR m−p p y, ,∆

SIM/NÃO SIM NÃO NÃO

(

)

VAR m−p p y l s, , , ,∆

NÃO SIM NÃO NÃO

( )

VAR m p, —- SIM —- NÃO

(

)

VAR m p y, , —- SIM —— NÃO

(

)

VAR m p y l s, , , , —- NÃO —- NÃO Notas

(a) O período amostral utilizável na estimação foi 1980/4-2000/4, excepto quando indicado diferentemente.

(b) Cálculos efectuados para o período 1980/4-1998/4 utilizando os dados de CV (1999).

(1) O leitor mais interessado encontra em Marques and Pina (2002) o detalhe técnico da implementação dos testes de causalidade e uma discussão completa dos resultados obtidos para os diver- sos modelos VAR estimados.

Segundo, nota-se que∆me∆psão cointegrados,

enquanto

(

m−p

)

e∆pnão o são. Esta observação

sugere que o modelo VAR

(

∆ ∆m, p

)

é mais apropri-

ado que o VAR

(

m−p,∆p

)

para analisar a hipótese

de não-causalidade à Granger. Assim, utilizando os modelos VAR

(

∆ ∆m, p

)

e VAR

(

∆ ∆ ∆m, ;p y

)

con-

clui-se por uma rejeição forte da hipótese de não- causalidade à Granger entre moeda e preços. No entanto, a evidência desfavorável à não-causa- lidade é mais fraca quando se tende a utilizar mo- delos com mais variáveis, nomeadamente modelos do tipo VAR

(

m−p, , , ,∆p y l s

)

. Mas, pode acontecer

que a utilização de modelos VAR do tipo acima re- ferido tenha consequências para os resultados dos testes de causalidade à Granger, por se estar a im- por restrições na dinâmica de curto prazo, ou por ausência de parcimónia, ou por ambas as razões.

Finalmente, a hipótese nula de não-causalidade à Granger de preços para moeda é, essencialmen- te, rejeitada nos mesmos modelos em que o foi a não-causalidade de moeda para preços. Contudo, note-se que é sobretudo a causalidade de longo prazo que aparece como mais significativa. Em suma, conclui-se que moeda e preços têm um com- portamento de longo prazo que é similar.

Para aferir da robustez das conclusões retiradas repetiu-se a análise para o período 1985-2000 com os modelos VAR

(

∆ ∆m, p

)

, VAR

(

∆ ∆ ∆m, ;p y

)

e VAR

(

m−p, ,∆p y

)

. Desta análise concluiu-se que, em to-

dos os modelos considerados, nenhum dos resul- tados principais se altera. A não-causalidade de moeda para preços é fortemente rejeitada de acor- do com a abordagem ECM e é rejeitada (com 90% de confiança) de acordo com a abordagem LA-VAR. A não-causalidade de preços para moeda é também rejeitada de acordo com a abordagem ECM para os três modelos considerados, enquanto de acordo com a abordagem LA-VAR a rejeição obtém-se para os dois primeiros modelos.

3. COMO INTERPRETAR A EVIDÊNCIA EMPÍRICA DE CAUSALIDADE MOEDA-PREÇOS?

Da principal conclusão na secção anterior, de que a moeda é indicador avançado da inflação, i.e., a moeda causa à Granger a inflação na área do euro, surge a questão de como tornar essa infor- mação útil para a análise regular dos desenvolvi- mentos monetários.

No Gráfico 1 observa-se que

(

∆m−∆p

)

é uma

variável estacionária. Contudo, também se verifica que

(

∆m−∆p

)

permanece acima (ou abaixo) da

média por um período relativamente longo, de que é exemplo o intervalo de 1986/3 a 1990/1 (15 trimestre consecutivos). Se ajustarmos o cresci- mento real da moeda pelo crescimento do produ- to,

(

∆m−∆p−∆y

)

, a reversão para a média aumen-

ta (especialmente na segunda metade dos anos oi- tenta), mas por outro lado a volatilidade também aumenta (em todo o período analisado) devido à volatilidade da série∆yt. Assim, os dados sugerem

que examinar

(

∆m−∆p

)

ou

(

∆m−∆p−∆y

)

não será

a melhor escolha para retirar conclusões informati- vas sobre a relação dinâmica entre moeda e preços. Assim, esta secção tentará responder às seguin- tes questões: se utilizarmos as taxas de variação homólogas da moeda e do produto, que reacção se espera para a inflação? Quantos desfasamentos, se algum, serão necessários para que alterações na taxa de crescimento da moeda passem para a infla- ção?

Para responder às questões colocadas, primeiro é examinada a relação estática entre a taxa de va- riação homóloga dos preços,∆4pt, e a taxa de va-

riação homóloga da moeda, ∆4mt. Em seguida é

calculado o coeficiente de correlação para vários desfasamentos, obtendo-se o coeficiente de corre- lação máximo quando a moeda está desfasada seis trimestres face à inflação, como é possível observar no Gráfico 2, onde as duas variáveis, ∆₄pt e

Banco de Portugal / Boletim económico / Setembro 2003 93

Artigos

Gráfico 1

(

∆m−∆p

)

and

(

∆m−∆p−∆y

)

(Gráficos ajustados na média)

-0.005 0.000 0.005 0.010 0.015 0.020 0.025 1980 1985 1990 1995 2000 média Dm -Dp -Dy Dm -Dp

∆4mt−6 (ajustadas na média), quase coincidem.

Esta evidência empírica está em consonância com a teoria económica, que sugere a existência de um desfasamento entre um e dois anos (quatro a oito trimestres) para que alterações na moeda se trans- mitam à inflação. Este primeiro resultado já indica que para identificar os desfasamentos relevantes será necessário especificar um modelo com núme- ro suficientemente grande de desfasamentos(2)_.

Começa-se então por especificar um modelo ge- ral com desfasamentos para as taxas de variação homólogas da moeda e do produto, seguindo a co-

nhecida selecção de desfasamentos do geral para o particular, obtendo-se uma especificação final par- cimoniosa para um modelo com mecanismo cor- rector do erro, o qual implica um desfasamento de seis trimestres para que alterações na taxa de cres- cimento da moeda passe para a inflação (4 desfa- samentos no caso do crescimento do PIB). O Qua- dro 2 mostra os efeitos acumulados em ∆4pt de

uma alteração na taxa de crescimento da moeda (um aumento permanente de 1 p.p. em∆4m), evi-

denciando que uma alteração permanente na taxa de crescimento da moeda demora seis trimestres para começar a ter efeito significativo sobre a infla- ção. O efeito acumulado depois de dois anos (8 tri- mestres) é de apenas 43.53%, mas estará completo ao fim de cinco anos.

É interessante notar que o número de desfasa- mentos identificado neste estudo está em conso- nância com os resultados obtidos para outros países em trabalhos anteriores. Em particular, há cerca de trinta anos, Friedman (1972), embora uti- lizando uma abordagem estatística diferente, con- clui que a correlação mais elevada entre moeda e preços futuros ocorre com um desfasamento de 20 meses no caso do agregado M1 e de 23 meses no caso de M2. Mais recentemente, Bernanke et al. (1999) refere, como correspondendo à estimativa média, um desfasamento de dois anos entre as ac- ções de política monetária e o seu efeito na infla- ção (pp. 315-320).

Gráfico 2

TAXAS DE VARIAÇÃO DA MOEDA

No documento Banco de Portugal. Boletim económico. Setembro de Textos de política e situação económica. Working papers 1998 a i. Estudos Económicos (páginas 92-94)