Moeda indexada

**

Rubens Penha Cysne

Este texto se divide em duas partes. _{Na primei} ra, e~tuda-se empiricamente a queda na demanda por moeda ocorrida entre 1979 e ~983, sali~ntando-se _o papel desempenhado neste processo pelo surgimento de inovações financeiras e aumento de líquidez de ati vos (ditos) não monetários. _{Neste ponto destaca-se} a relativa ineficácia de um combate a inflação,base~

do exclusivamente no controle da expansão de M

l . Em seguida, desenvolve-se um modelo que tenta captar os efeitos sobre a inflação o nível de atividade econo mica, decorrentes da utilização, por parte dos _age~ tes econômicos, de ativos indexados como reserva de li quidez alternativa a M

l . Conclui-se que o aumento de liquidez de ativos considerados não monetários protege o produto dos choques de oferta,

conferindo-lhe uma maior estabilidade a ser paga pela exposição da inflação aos choques de oferta e demanda

1 -Introdução _{2 - Moeda: Um conceito Vetorial 3} -Resultados Empíricos 4 - Conclusões da Análise EmPi rica 5 -Um mode lo Estocástico com Moeda Indexada.

1 Introdução

A discrepância observada ao longo dos últimos qua-tro anos entre a taxa de crescimento dos preços (124,6% - IGP - DI) e da moeda (76,2% - M

l ) tem causado um desconforto cres cente a quantitativistas neoclássicos. Para analistas habi tuados a deflac.ionar as causas da inflação, a diferença cons

.*

Este trabalho resume um dos capítulos da tese Doutoral tIpo lítica Macroeconômica no Brasil 1964-66 e 1980-84", que contou com o suporte financeiro do PNPE. O autor deseja também _expressar seus agradecimentos a Fernando Holanda Barbosa, Mário Henrique Si monsen, Eduardo Modiano e Celso L. Martone, cujos valiosos _comen tãrios em muito contribuiram para a preparação desta versao atual. Desnecessário mencionar,as opiniões apresentadas bem como os erros porventura existentes devem ser debitados exclusivamente ao autor.

do nível de preços. Os mais ousados chegam mesmo a postular que a atual inflação é compatível"com taxas de crescimento mo "netário bem mais elevaJas,não entendendo porque as Autorid~

des Monetárias insistem em estipular valores tão elevados ao crédito.

Ainda que as explicações da inflação brasileira e~ contrem hoje em dia muito maior amparo do laCo dos custos, de ve-se salienta~ o risco inerente a raciocínio do tipo anter! ormente explicitado, que não resistem a UJ:la análise das rela ções da Phillips correnteJ:lente "estimadas para o Brasil (1) Nestas, um "trade off" relativamente modesto (2), mas segurarne.!! te não nulo, entre inflação e capacidade ociosa na indústria, deixa bem claro que, "coeteris paribus", um aumento na taxa

ãe expansão monetária leva a u~ aunento da taxa de inflação. Este argumento pode demandar algum eJ:lbasamento às teorias que tentam elucidar o (s) elo (s) de ligação entre o setor financeiro e o setor real da economia, mas certamente não deve nenhuma satisfação ao valor ex-ante da variação logarítimica do índice de preços

Não falta também quem queira dar ares endógenos a queda de liquidez real. Segundo esta corrente, as elevadas expectativas de inflação, associadas a algumas restrições or! undas do x::elacionarrento cem o setor externo, ao estipular elevados valores às taxas de juros, determinavam implicitamente, para um dado nível de renda, a queda nos índices de liquidez real. O problema deste argumento é a imprecisão quantitativa, pois, como veremos a seguir, a referida queda ultrapassa os limites ditados pela elevação das taxas de juros. Explicações deste último fato têm recorrido à substituição de M

I por outros a-tivos financeiros (Harris, 1983) ou (implicitamente) a uma elasticidade juros crescentes da função de deJ:landa por moeda (Gonçalves, 1981~. Essa discussão é encampada (ainda que se-cundariamente) neste trabalho.

(1) Ver por exemplo Cysne (1984), Barbosa(1983), Lopes (1983), Modiano (1983), Simonsen (1980), Contador (1977) e Lemgruber (1974 e 1980).

..

Independentemente da linha. de pensamento, parece h~

ver acordo que quando se trata de prever a inflação, a taxa .de crescimento dos meios de pagamento em s,~u conceito mais

u-sual (M

I) n~o tem se constituído num bom indicador. E pior, o fato é certamente minorado, mas não eliminado, ainda que se leve em conta o ajuste endógeno da velocidade renda às re cerites elevações do patamar inflacionário

~l)A

freqüente subestl mativa das previsões efetuadas através de parâmetros previ~

mente estimados, a respeito da queda de demanda de liquidez real, bem como a rejeição da hipótese de estabilidade dos coe ficiêntes a um nível de significância de 5% são aqui aprese~

tados como evidência empírica para tal fato. Neste contexto, a explicação de tais iesultados sob o ponto de vista da ~ubs

tituição de M

l por outros ativos foi testada (ainda que de forma simplificada), e não rejeitada(2)

11 - Moeda: Um concei te· Vetorial.

Como se sabe, a definição apro~riada de moeda envol ve a especificação conjunta e um modelo, o primeiro estabe lecendo as características inerentes ao agregado desejado e o segundo apresentando uma forma de se proceder à averiguação empírica destas propriedades. Assim, se estipularmos como o~

jetivo a determinação de Um conceito monetário que nos possi bilite um bom entendimento da evolução do produto nominal, e, ao mesmo tempo admitirmos como modelo a equação quantitativa da moeda em sua versão mais simples (com velocidade renda constante), terminaremos por escolher como moeda o agreg~do

que ~presente a maior correlação simples com o PIB norninal.ls

to é o que fizeram Friedman (1964) para os Estados Unidos e

tI) A velocidade renda da moeda aumentou 28,3% entre 1980 e 1983. (2) O que corrobora resultados anteriores obtidos por Contador (1974)

trais pertinentes ao período 1969-76, este segundo autor sug~ re como moeda um agregado composto por M

l mais depósitos à vista nas Caixas Econômicas Federais e Estêduais, saldo em Oca derneta de ~oupança, depósitos a prazo fixo sem cOéreção mone tária nos bancos comerciais e vinte por cento'do estoque de títulos da dívida pública federal (L~N.p ORTN). Esta conclu são, todavia, deve ser precedida de uma certa cautela.De fato, o modelo (anteriormente citado) utilizado por Friedman e Meiselman pode não ser o nais adeauado para o Brasil, que a presenta, em relação aos Estados Uniàos uma inflação mui to

. 1 d . , 1(2)

ma~s e eva a e ~nstave •

Uma severa dúvida sobre este tipo de metodologia foi também colocada por Kaufman (1969) I que mostra a elevada

se'nsibilidade dos conceitos monetários assim definidos em re lação à estrutura de defasagem escolhid~, bem como no tocante ao períoão l=.él. a~ostra utilizada. Além disto, devese desta

-car que exercícios deste tipb trazem consigo o problema de i-dentificação, já que a inflação em si explica em boa parte o crescimento dos ativos indexados.

O ideal seria a determinação do conceito de moeda a partir de modelo mais abrangente, composto de um sistema de equaçoes que levasse em consideração todas as variáveis rele vantes à análise em questão. Fica claro, então, que este con ceito deve variar no tempo, no espaço, e de acordo com os ob jetivos do pesquisador. Nas palavras do próprio Friedman:

"The definition of money is to be sought for not on grounds of principIe but oun grounds of usefuIness in organizing our know1edge of economic re1ationhip. tlMoney" is that to which we choose to assign a number by specified operations, i t is not something in existence to be discovered 1ike the American eon tinent; i5 i t a tentative.scientific construct to be invented 1ike "Iength" or "temperature" orlO force"

in phisics". (Friedman, M. e Schwartz. A, History of the United States, p. 137).

Monetary

(1) Em adição a esta condição, estipula-se outra. pela qual o agregado financeiro em questão deve apresentar maior correlação como PIB do que qualquer um dos seus componentes ,tomado separadamente. Esta Vl.sa a assegurar que o aumento na correlação deve ã inclusão do novo com-ponente no conceito de oferta monetária em questão, e não a boa cor relação entre o PIB e este novo ativo tomado separadamente.

Decorre daI, que a associação invariente de liqui-dez a M

l pode levar a alguns erros'de avaliação, já que este

nao

é

necessariamente sempre o melhor agregado a satisfazer às três dimensões anteriormente assinaladas. Suponhamos por exemplo, que tenhamos por objetivo estudar a relação entre l i quidez e despesa no período t da evolução de determinado

sistema econômico, e elejamos corno uma das equações do modelo a relação de equilíbrio monetário MI/P=L (r,y), r designando a taxa nominal de juros, y o nível de renda real e P o índice de preços. Pode ser que a opção por M

I gere bons resultados , sendo este o conceito monetário mais adequado à análise em questão, da forma como foi proposta. Nada impede contudo,que se nos deslocarmos ~o tempo, no espaço ou na forma funcional, este agregado passe a apresentar resultados menos satisfatóri os. Imaginemos, na linha do exemplo anterior, que o país an~ lisado tenha passado por um marcante desenvolvimento no setor de intermediação financeira, levando a uma crescente substi tuição de encaixes em Ml pela retenção de ativos remunerados de elevada liquidez. Isto poderia exigir, numa análise da e-conomia no período t

+

i, a substituição da formulação acima por outra do tipo MI/P = L(r,y,x), sendo x uma variável res-ponsável pela captação do fenômeno de substituição de M

l por outros ativos. Adiantando os resultados a serem obtidos, te remos.concluído ao final deste estudo que este é exatamente o caso da economia brasileira, quando se passa de um período de relativa incipiência do mercado financeiro, como 1964-67 , a uma fase de crescente utilização de liquidez nao associada ao conceito mais restritivo de moeda (M

l) , como 1981-84. Com o passar do tempo, é natural que o surgimento de novos 'ativos financeiros,apoiado pelo aumento de liquidez dos já existentes, estabeleça um processo autônomo de queda na demanda por M

I , aumentando a velocidade renda de circula-ção da moeaa(l) A variação tende a ser tão mais aguda,

~

to maior o desenvolvimento do setor financeiro dito não mone-tário. A maior disposição dos agentes econômicos em arcar com os custos inerentes às inovações quando a taxa nominal de juros (esperada) se eleva de patamar, nos lev~ a supor que es te processo se acelere nos períodos de exacerbação da taxa de inflação. Em termos de um diagrama IS-LM, isto equivaleria a uma curva LM menos inclinada, diminuindo a eficácia da polít! ca monetária no controle da demanda agregada. Além disto, é razoável admitir que a liquidez de qualquer ativo aumente na medida em que este se torna mais difundido, o que no caso dos

ativos indexadcs ocorre proporcionalmente ã taxa de crescirne~

to do nível de preços(l). No Brasil, onde o processo de cria çao e difusão de novos ativos se acelerou sobremaneira a paE tir de 1964, é de se esperar que tenha ocorrido um conseque~

te deslocamento autônomo (para a esquerda) na função de de-manda por M

l devido a este fato. Este deslocamento foi ca~cu lado por Simonsen (1980) utilizando a regressao:

Zt - w_t

=

-3,9475 + 1,2980 nt - 0,481 (w_{t -} ~t-l)

(-1,65) (4,15) (-3,85

.R2

=

DW onde z

=

taxa de crescimento (logarítimica) de t-1

1

0,5695 2,1751

(1)

n = taxa de crescimento (logarítimica) do índice de pr~ .duto real,

Obs.: Os valores entre parênteses denotam as estatísticas t.

para o período 1950-1978. Na ausência de uma variável que capte espec! ficamente os efeitos das inovações financeiras, a equaçao acima impõe um valor constante para a referida queda estimado em torno de 4%ao~.

Os argumentos desenvolvidos no parágrafo anterior, no entanto, segundo os quais este processo deve se tornar mais intenso com o aumento da taxa de inflação, nos levam a crer que o mesmo tenha se acelerado nos últimos anos, gerando uma dificuldade exógena a qual-quer possível tentativa de estabilização inflacionária (de fato,a equ~

ção (9) a seguir nos mostrará que esta hipótese não pode ser rejeita-da). Dois bons exemplos nesta linha são a popularização de aplicações no mercado aberto (por intermédio da utilização de cartas de recompra) e a recente redução no prazo mínimo remunerável das cadernetas de pou-pança, que passou de trimestral a mensal.

Nem todos concordam quanto ã relevância deste fato em mos de política econômica. Gonçalves (1981), por exemplo, lembra

em economias com alto índice de inflação, a demanda por moeda se

ter-que dá unicamente por motivos transacionais, onde outros ativos não são acei-tos (na expressão do autor, "ninguém pode comprar um sorvete com

LTN"). O 'argUmento equivale a postular uma elasticidade juros da deman da por noeda como função crescente da própria taxa de juroJ!)Este fato, contudo não foi testado no referido trabalho, nem o será aqui. Embora ele também seja compatível com o ponto central de nosso estudo, que consiste em identificar algumas dificuldades no combate à inflação,es-pecIficas ao período atual, uma avaliação dos

fatos(~)

nos faz opt3r por uma outra linha de raciocínio, para explicar a inusitada que?a na demanda por moeda aqui constatada. Esta se constitui na substituição da M

l por out=os ativos financeiros (não pertencentes a esta classifi-cação).

Pode-se também assinalar como uma evidência neste sentido a súbita alteração do comportamento do coeficiente papel moeda em poder do público (PMPP) , sobre meios de pagamento, (M

l ) .que embora apresente uma queda de 0,386 a 0,19~ de 1946 a 1979 passa repentinamente apre-sentar valores cada vez mais elevados a partir deste último ano (com uma leve reversão de tendência em 1983). O fato é compatível com a pr~

posição apresentada por Harri~ (1983), segundo a qual

?

demanda por d~

pósitos à vista é relativamente mais afetada pelas inovações financei-ras do que a demanda por papel moeda. O quadro abaixo apresenta os va-lores do referido coeficiente:

(1) Deve-se observar que Las equações aqui estimadas, a despeito da utili, zação de uma taxa logarítimica de inflação,não impõem uma elasticida de juros constante de demanda por moeda. Para se obter este

no período t coeficiente estimado da variável em' questão

valor

ve ser multiplicado por (Pt-Pt-l)/P_t ' onde P_t denota o índice de preços no instante t.

Ano (19 46 48 50 52

_---

54 56 58 60 62 64 66 PMPP/M

l 0,39 0,38 0,35 0,33 0,34 0,33 0,30 0,26 0,24 0,24 0,24 Ano (19 )" _{68 70} 72 74 76 78 79 80 81 82 83 PMPP/M

1 0,20 0,20 0,19 0,17 0,19 0,19 0,21 0,21 0,22 0,25 0,24 Tabela 1: Evolução do Co<~ficiente Papel Moeda em Poder do Público So

bre Meios de Pagamento no Período 1946-1983. FONTE ORIGINAL: Boletim do Banco Central do Brasil

111 - Resultados Empíricos·

Uma boa resenha dos estudos empírico~ de demanda por moeda no Brasil até 1978 pode ser encontrada em Barbosa (1978). Desenvolve-remos aqui uma análise complementar, objetivando verificar a hipótese de que o p=ocesso de deslocamento da função L (r, y) tenha se acentua-do nos últimos anos.

Este fato (que efetivamente comprovaremos), pode ser compati ve1 com diversas explicações (como aliás sempre ocorre em avaliações empíricas), dentre as quais se incluem aquelas que lembram o processo de inovações finan~eiras. Verificaremos que a hipótese de que a

na demanda por M

l tenha se dado devido à sua substituição por haveres dito não monetários, não pode, ressalvadas as devidas

queda alguns limita-ções da variável "proxy" utilizadas para tal fim, ser rejeitada ao ní-vel de significância de 5%.

Deixando de lado alguns problemas em geral inerentes a este tipo de pesquisa (como estrutura ideal de defasagem, obtenção da me-lhor aproximação possível para a inflação esperada, inexistência de uma série fidedigna de taxas de juros nominais devido à existência de con-trole em vários d~ferentes períodos, etc ••. ), iniciamos, utilizando da-dos pertinentes ao período 1947-83, pela equaçao:

m - p = 4,06195 + 0,770115

Y

(33,33) (24,08)

0,9458331T (-8,42)

( 2)

p

=

logaritmo do índice de preços (IGP-DI) y

=

logaritmo do índice de produto real

~

=

taxa (logarítmica) de inflação (Pt-Pt-l)' utilizada co-mo "proxy" para a taxa de inflação esperada.

Como se sàbe, a utilização de expectativas racionais para a formação das variáveis de inflação esperada implica que os resíduos da equaçao

(2) estejam correlacionados com as variáveis explicativas.Contudo, ~a reestimativa desta equação utilizando como variáveis instrumentais

iT

t-l se Yt-J. nao afeta significativamente o valor dos parâmetros: m - p= 3,96690 + 0,8004l8.y 1,076531T

(-7,67)

(3) (29,10) (21,17)

D.W. = 0,5712 (1948-83) Observa-se em ambos os casos que todos os coeficientes sao significat! vos ·(ao nível de 5%) e apres-entam o sinal teoricamente previsto. O va-lor da elasticidade renda (0,77 na primeira regressão e 0,80 na segun-da) se encontra na faixa entre 0,7 e 1,0, representativa da maior par-te dos estudos do gênero efetuados para a economia brasileira até 1974

(ver Barbosa, op. cit.) e também em períodos mais recentes (Simonsen op. cito e Cardoso, 1981). Ainda assim, a pobre estatística Durbin Watson co~um a ambas estimativas nos alerta sobre a possibilidade de erro de especificação, possivelmente pela omissão de alguma variável que possa captar o efeito das inovações (1) • Neste caso, corno o coefi-ciente teoricamente esperado para esta variável é negativo, e sua cor-relação com o produto positiva, a sua não inclusão poderia implicar dentre outras coisas, numa subestimativa da elasticidade renda.

Reestimando esta equação pelo método "Cochrane-Orcutt", pa-ra correlação do problema de autocorrelação serial dos resíduos, obti-vemos

m - p = -0,627573 + 1,40139y 0,562751T (-4,74)

(4)

(1)

(-0,32) (4,66)

R2 0,9801 D.W. = 1,198

Rho 0,972 (1947-83)

A razoável alteração nos valores dos coeficientes estimados corrobora a hipótese de omissão variável relevante. Uma primeira"proxy" para inovações foi a variável t

=

A - 1947, com A variando de 1947 a 1983. Obtivemos então:

m -

p = 1,37368 + 1,65238 y - 0,787604n - 0,062792 ~

(2,07) <7,62) (-7,83) (-4,10)

(5)

R2 = 0,9672

D.W.

=

0,594

(1947-83) Apesar de permanecermos impedidos de negar a presença de autorre1a-çao seriaJ dos resíduos, verifica-se que a variável t, além de signi-ficante ~ um erro do tipo um fixado.em 5%, apresenta o sinal teoric~

mente esperado. Todavia, a presença de forte correlação entre a renda e a variável de inovações (0,995) impede uma estimação precisa dos coe ficientes da regressão. A baixa estatística de D.W. nos levou nova-:uen te a uma reestimativa utilizando o método de "Cochrane-Orcutt", quando então obtivemos:

m - p

=

1,01011 + 1,83204 y - 0,484361n (0,99) (6,14) (-4,28)

0,0889512t (-4,00)

(6)

R2

=

0,9845 DW 0,5306 RhO = 0,91377 (1947 - 83) A tentativa de construção de uma variável que captasse especificamente o efeito das inovações nos levou às equações:

m - p = 3,62109 + 0,908746y- 1,07004n

(15,5) (12,99i (-8,88)

0,028333 xl (-2,19)

m - p = 1,8302 + 1,54133 Y - 1,439407T .- 0,191094 xl (3,45) (9,02) (-10,98) (-4,64)

(7)

R2

=

0,9529 DW 0,647 (1949-83)

(8) 2

R

=

0,9453 DW

=

1,3802

m - p = 1,60029 + 1,60992 Y - 1,50077n - ·0,200098 x 2

(2,70) (8,41) (-10,~6) (~4,49) (9)

R

2

= 0,9432

DW = 1,3992

(1964-83)

onde xl

=

logaritmo do estoque real de

~RTN{l),

depósitos a

pra~o

fixo e depósitos em caderneta de poupança.

A variável x₂ se distingue de xl por incluir também o saldo real de

LTN

em poder do pUblico.

Conforme se observa, inclusão da variável x, além de apre-sentar o sinal previsto e se mostrar significante, melhora bastante a estatística D.W., tornando-se agora inconclusiva a hipótese de correIa ção serial dos resíduos.

A possibilidade de uma demanda Dor ~oeda afetada por U~

termo de tendência acrescido de um passeio aleatório foi testada ~e

la regressão em primeiras diferenças: (2)

Zt - nt =-0,0861177 + 1,87341 (-4,32) (7,02)

n

-t (10)

R2 0,7373 DW 1,7946 SQR

=

0,103772

(1948-83)

onde se observa que o valor obtido da estatística D.W. nao descarta es ta possibilidade.

A equação sugere uma queda uniforme de 8,61% ao ang'na de-manda por moeda, decorrente, possivelmente, do processo de inovações f! nanceiras. Esta hipótese de uniformidade, contudo, é imposta à equação (10). Como não temos uma variável que capte este fenômeno (o que as equações (7), (8) e (9) já m03traram ser necessário), os estimadores acima, incluindo a constante, são todos viesados. De forma a testar a hipótese de que.esta queda tenha se acentuado, a partir de 1978, ini-ciamos pela inclusão de uma variável "dummy" (d) que assume o valor 1 a partir de 1978 e zero nos anos anteriores. Obtivemos:

(1) Ero poder do público.

(2) A ser verdadeira esta hipõtese~ a equaçao em primeiras diferenças não

deveria apresentar correlação serial de 19 ordem, pois o termo esto-cãstico associado seria um ruído branco.

f

I

I

= -

0,0531953 + 1,5l5l7n

t -o,39lt49(nt-nt_l>-0,0907583d (11) (-2,55) (5,70).- (-4,08) . (-3,03)

R2

=

0,7974 DW

=

2,257

o

sinal teoricamente previsto e a significância da variável d nao nos permite rejeitar a hipótese levantada. A taxa anual de queda na deman da por moeda assume agora o valor bem mais modesto (e razoável) de 5,18%.

Um outro teste consistiu em estimar a equaçao (10) até o período 1983-t (t variando de um a cinco), e comparar as previsões obtidas a partir dos coeficientes com os valores efetivamente reali-zados. Em adição, testamos também a estabilidaae dos coeficiêntes das regressões, utilizando o método sugerido por Chow (Maddala, 1~81 p. 460). Os resultados estão expressos na tabela VI.l, onde:

1 - O teste Chow foi conduzido de acordo com as hipóteses:

HO : b(n_l)

=

b(n

l + n2) e Hl : b(nl )

t

b(nl + n2) , b representando o vetor de coeficientes.

*

2 - X representa os valores assumidos pelas variáveis exógenas no p~

ríodo de previsão, n

l os anos de 1949 a 1983-t, e n2 os anos finais da amostra.

3 - O teste t das previsões foi conduzido de acordo com as hipótese:

*

*

'HO: Zt -n_t

=

X b e H_l : Zt - 'lT

t

t

X b. Neste teste, A representa "hip.§ tese não rejeitada" e R "hipótese rejeitada.

A súbita elevação da estimativa do valor da constante da equaçao (10) quando se incluem os dados relativos a~s anos subsequen-tes a 1981 corrobora a hipósubsequen-tese anteriormente levantada, de uma acen-tuação do processo de deslocamento para a esquerda da função de deman da por moeda. Observa-se na tabela 2 que as previsões efetuadas sem-pre subestimam(l) a efetiva queda na demanda por liquidez.Das sete das quinze projeções efetuadas, os valores efetivamente ocorridos não che gam sequer a pertencer ao intervalo de confiança a nível de 5%. A me~

ma conclusão é obtida ao se analisarem os resultados do teste de esta bilidade dos coeficientes, quando a hipótese nula b

l (2) (1949/1983-t): (1) Com exceção de um único entre os quinze casos (A previsão para 1983 da equação

PREVISÕES DE DEMANDA POR MOEDA - EQUAÇÃO (6.10)

Período de Estimação

Coeficientes

(EstatístiCa t)

Constante

D.

w.

iS

Q

I . I

-p .... ~~.J;

·;ão/(Va-1

'J ~.,; f e t i

vo)

F .

-1.:J

/9

'('80

1:.1 :. I

1982

1983

Estatísti cas

Tes te Chow(57.)

Tes te Chow (17.)

Teste t das

Pre-visões (57.)

Erro l-ied i

o

Erro Nedio

Qua-drático

Correlação da Pre

visão c/ o

valor--efetivo

1949-78

-0~037

(-1,57)

1 ~ 29

(4~19)

-0~430

(-3,77)

0~55

2 ~ 12

0~0689448

-0~0016

~-O, 0088)

-0.,0518 (-0,1296) -0,0819 (-0,2451) 0,0115 (-0,1182) -0,1937 (-0,3007)

Rejeitada

Aceita

.-,

79 80 81 82 83

A A R R R

0,1105 0;8774

1949-79

-0~037 (-1,62) 1,29 (4:,27) -0,435 (-3,97) 0,56 2,13 0,069047 -0,053 (-0,1296) -0,0826 (-0,2451) 0,01144 (-0,1182) -0,1954 (-0,3007)

Rejeitada

Aceita

80 81 82 83

A R R A

-0,1184

0,1226

0,9153

-1949-80

1949-81 1949-82

-0~037 (-1,58) 1,27 (4~15) -0,500 (-5,18) 0,61 2,0.1 -0,068 (-3~04) 1~67 (5,59) -0,514 (-4,78) 0,65 1,84 f -0,082 1(-3,73)

1

1,82 (6,11) -0,480 (-4,37) 0,64 1,72

0,0733794 0,092687 0,10313

-0,1060

(-0~2451)

0~0483 -0,0086

(-0,1182) (-Olt1182)

-0,3303 -0,2600

( - O , 3 O O 7) ( -

o,

3077)

Rejeitada

Aceita

81 82 83

R R A

-O ,0920

0,1264

0,9466

Acei ta

Aceita

82 83

A A

-0,0751

0,0826

1~00

-0,269~

'( -O ,307:

Aceita

. Aceita

83 A

-O ,0311, !

=

b

2(l983 - t/1983) é rejeitada pa.ra t variando de um a três, ao ní-vel de significância de 5%. Em particular, observa-se que as previ-sões realizadas para o ano de 1981 sao sistematicamente rejeitadas,em contraposição aos outros anos, que têm pelo menos uma previsão não r!:. jeitada. Urna possível explicação para o fato! "na linha até aqui defe~

dida, consiste em lembrar que 1981 foi exatamente, desde 1975, o ano de maior crescimento do estoque real de haveres (ditos) não monetá-rios(l), cujo montante alcançou um acréscimo de 37% em relação ao ano anterior.

Os resultados apresentados na tabela 2, contudo, nao devem ser tornados sem uma análise da equação (10), que lhes deu origem. Se a interpretarmos isoladamente como urna equação de demanda por moeda, tomando como variável endógena o terno Zt - ITti não há maiores probl!:. mas. Se, no entanto, admitirmos a exogeneidade do termo Zt' e a toma! mos como urna equação de demanda, constituindo-se numa das relações e~

truturais pertinentes a um sistema utilizado para determinar endogen~

(2) - d d

mente rrt e Y_t , entao devemos tomar alguns cui a os. Isto porque, sob esta hipótese, a endogeneidade da variável IT

t implicaria que os resíduos da equação (10) estivessem correlacionados com as variáveis explicativas, quando então os coeficientes estimados seriam inconsis tentes. Uma forma de tentar contornar o problema seria reestimar a equaçao (10) para os diferentes perídos, fazendo, uso do método das variáveis instrumentais. Ainda assim, como se trata de uma amostra r!:. lativamente pequena, (n variando de 30 a 35 observações), não há ne-nhum motivo particularmente forte para que se garanta que o viés ine-rente às estimativas da tabela 2 sejam maiores do que aqueles obtidos quando da utilização deste último método. Não obstante, novas regres-sões efetuadas revelaram que a equação (10) é bastante sensível ao procedimento de estimação utilizado. Os valores encont:r?dos através da utilização de variáveis instrumentais (3)se mostraram

qualitativame~

te inferiores, tanto em termos de significação (em relação a uma dis-tribuição assintomaticamente normal), como no tocante a uma compara-ção com os valores usualmente observados em estudos do gênero.

IV - Conclusões de Análise Empírica

Pelos testes até aqui efetuados, a tese de que a substitui

(1)

(2)

Referimo-nos ao estoque de titulos relacionados ã variavel O que obviamente, revela uma analise mais completa.

Xl ja mencionada. (3) Utilizaram-se como instrumentos, respectivamente, as variaveis n

I.

I

l-I

çao de M

l por outros ativos financ~iros esteja dificultando a condu-ção da política monetária não pode· ser rejeitada num confronto com os dados. Um estudo deste efeito sobre a evolução de algumas variáveis macroeconômicas é desenvolvido na próxima seção, onde faremos uso de um modelo que leva em consideração a oferta adicional de liquidez nao gerada por M

l •

v -

Um Modelo Estocástico com Moeda Indexada

Suponhamos, na linha proposta por Contador (1978), que a liquidez da economia possa se exprimir por um agregado monetário com-posto não apenas por !-ll' mas também por uma fração (À) do estoque <xistente de títulos indexados em poder do públ~co, corno caderneta de poupança, depósitos à prazo, ORTNs, etc ••• Em termos estilizados,

is-(:6 )

t

to poderia ser traduzido por uma oferta monetária no instante t dada (em log) por:

, O < À < 1, onde (12)

e X

t representa a liquidez adicional a Ml

Designado por x

t o logaritmo do estoque real destes títulos no instan te t, podemos escrever:

(13)

onde Pt representa o logaritmo do nível de preços no instante. t. (1) Substituindo (13) em (12) obtemos a equação de oferta monetária;

(14)

Com esta formulação, o equilíbrio no mercado monetário e de bens pode ser representado pelas equaçoes:

I

I.

l -I

(16)

oode h

t= Yt-Yt representa o hiato de produto, e2t um cOOgue exógeno na demanda por

noeda e E

t-l Nt a oorreção IrOlletária esperada (ao f~ do período t-l) para o ~ dodo t.

A inclusão do termo rt-E

t_l Nt na demanda por moeda objet! va captar o custo de oportunidade da retenção de ativos indexados co-rno reserva de liquidez.

Nas equações (15) e (16), F, B e J representam, respectiva mente, as elasticidades renda, juros real(l) na demanda por

liquidez~

Eliminando a taxa de juros entre estas duas últimas

rela-çoes, obtemos a equação de demanda agregada:

_ (B+J) C _ (B+J) B E ( . )

O O _{e lt -} t-l Pt-l-Pt

Fazendo

-

- Fy

mt

=

mt _t + (B+J) C

O (17)

A

=

F + _{l )} B+J (18)

G

=

_{l )} B+J e (19)

e

t

=

e2t + G elt, ternos, finalmente, (20 )

(21)

(1) Aqui definido como rt-E

Utilizando uma curva de Phillips deduzida a partir mark-up (1) :

da equaçao de

= -

( 22)

onde u t

é

um choque (negativo) de oferta do tipo "passeio aleatório",

P. da hioótese de contribuição salarial

onde se supoe que os salários respondem em parte (a) à indexação def~

sada de um período, e em outra parte (l-a) à i~flação prevista para o futuro, obtemos:

(24 )

Onde = _{u 1t = choque (negativo) de oferta, sendo E}

t- l ult=O.

gamos

Aplicando o operador (I-E

t_l ) as equaçoes (21) e (24) che-as expressões: (2)

( 25)

(26)

Resolvendo para ht e ~t' deduz-se (I-E

t_1) (rnt+ÀXt+et ) que:

(1)

(2)

= _{(k+a) (l-À) + A}

(l-À) u l t

~k+a) (l-À) +A

(k+a) (I-E

t_1) (rnt+À xt + et)

=

(k+a) (l-À)+A + (k+a) (l-À) +A

(27)

(28)

Supõe-se que P

t-1 pertença ao conjunto de informações disponíveis no período t-I, de forma que (I-E_t_₁) Pt=(I-Et-I)~t

Como o termo I-E t _I tem esperança nula, o momento de 2a. ordem E( (I-E )h) ~

.. ( f

I-E h 11 2 . d' . - . t-l t

suponhamos, o que é razoável, que.as componentes inesperadas de m t , e

t , xt e ut sejam nao correlacion~das. Conclui-se por (27)que uma ele vação da liquidez dos ativos indexados (traduzida por um aumento de ~) torna o hiato de produto mais sensível aos choques de demanda e eE

ros monetários(l), o oposto ocorrendo em

rel~ção

aos choques de ofer-ta. No tocante aos choques de demanda, este resultado se torna mais forte na medida em que diminuem as elasticidades renda e juros (em m~

dulo) da demanda por

moedJ~)e

aumenta a sensibilidade dos

investimen-~os

à taxa real de juros(]).

~

interessante analisarmos a razao pela qual o aumento de liquidez dos ativos indexados confere ~a certa pr~

teção ao produto dos choques de oferta. Isto se dá porque, na ocorrên cia destes últimos, a consequente elevação do nível de preços leva a expansão do saldo nominal dos ativos indexados.aumentando a liquidez da economia, o que excita a demanda a faz surgir um efeito compensat§ rio à queda de produto decorrente do choque de oferta inicial.Com ap~ nas uma parcela À destes ativos são considerados como moeda, é natu-ral que este efeito aumente na medida em que À se eleva. Como não po-deria deixar de ser, quem paga por esta maior estabilidade do produto é o nível geral de preços. Isto é exatamente o que se verifica a par-tir da expressão (28), que mostra que uma elevação do parâmetro À tOE na a inflação mais sensível nao apenas em relação aos choques de ofer ta, mas também (como era de se esperar) perante os choques de demanda. No caso destes últimos, este resultado se torna mais acentuado quan-to menores forem as elasticidades renda e juros da demanda por moeda e quanto maior a sensibilidade dos investimentos à taxa real de juros. No tocante aos choques de oferta, o mesmo se dá em relação a estes p~ râmetros, desde que A > (l-À) (k+a).

~ interessante tent&rmos efetuar uma análise da economia brasileira nos anos recentes à luz destes resultados. Como se sabe,os últimos quatro anos se caracterizaram pela ocorrência de sucessivos choques (negativos) de oferta, iniciando pela inusitada elevada das taxas internacionais de juros e do preço do petróleo em 1979, passan-do pelos baixos índices de crescimento passan-do setor agrícola nos últimos dois anos (a este respeito devem-se lembrar as famosas cheias no Sul e secas no Nordeste que abalaram o país em 1983), e terminando na des valorização real do câmbio, retirada de subsídios e aumento de

impos-(1)

(~)

(3)

Dentre os quais se inclui agora uma avaliação imprecisa da fração do estoque re-al de ti:tulos indexados considerados como moeda pelo sistema econômico.

Bem como a elasticidade em relação ao diferencial entre a taxa nominal de jqros e a, 'correção monetária esperada.

tos indiretos ocorridos desde o início de 1983. Paralelamente, o país i,presentou em duas ocasiões um cres~imento negativo de seu produto r~ aI (1981 e 1983), acompanhado de uma inflação de, respectivamente, 95,2 e 211%. O que a análise desenvclvida anteriormente nos indica,

é

que mantida a combinação de política monetária fiscal efetuada nestes anos, a recessão teria sido ainda maior (e a inflação menor) ,caso não houvesse ocorrido paralelamente a utilização de ativos substitutos a M

l como fontes alternativas de liquidez. Este ponte se constitui nem importante fator a ser lembrado quando se comparam, numa análise da economia brasileira, períodos como, por exemplo 1964-67 e 1980-83. A assimetria existente no tocante ao grau de desenvolvimento do mercado financeiro tem um importante papel a desempenhar, quando se conside-ram as respostas do sistema econômico a qualquer tentativa de estabi-lização levada adiante por parte do governo. Nes·te sentido, pode-se dizer que a implementação de uma pOlítica monetária(l) neste primeiro período seria, "coeteris paribus'.' ,muito mais recessiva (e anti-infla-cionária) do que no período atual.

(1) Medida em termos de ~ •

~

I

DADOS UTILIZADOS

-P (IG-P)

aANO

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0.v~197~L-Ol ú.u 19<td.OO

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U.74C9~CE-Jl 0.0

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ECONDMtCOS DA

EPGE

1

e

ANALISE COHPARATtVA DAS

ALTERNATIVAS

DE

POLfTlCA COMERCIAL

DE UM

PAIS

EM PRO"

CESSO

DE

INlMJSTf\JALJZAÇAO .. Edmar e.cha - 1970

(ESGOTADO)

2. ANALISE ECONOMrTRltA DO

:~ERCADO

JHTERNAC'ONAL DO

CAF~

E

DAPOLrTICA

BRASILEI-RA DE PREÇOS -

Ed~~r e~cha

-.1970 (ESGOTADO)

3.

A ESTRUTURA ECONOMICA BRASILEIRA - Mario Henrique Slmon.en - 1971 (ESGOTADO)

4.

O PAPEL DO INVESTIMENTO EM EDUCAÇAo E TECNOLOGIA NO PROCESSO DE DESENVOLVIMEN

TO ECONOMtCO - Carlos Geraldo Lengonl - 1912 (ESGOTADO)

-5.

A EVOLUçAo DO ENSINO DE ECONOMIA NO BRASIL - Luiz

de

Frelt ••

Bueno -

1972

6.

POLrrlCA

ANTI~fNFLACIONARIA

- A

CONTRIBUIÇ~O

BRASILEIRA

4

Mario

HenrIque

SI-monlen -

"73

(EseOiADO)

7~

ANALISE DE

StRIES

DE

~F.MPO

E MODELO DE

FOP~ÇAO

DE

EXPECTATIVAS -

José

LuIz

Carvalho -

'973

(ESGOTADO)

8.

DISTRl&U'Ç~O

DA

RENDA

E DESENVOLVIMENTO ECONOMICO DO BRASIL: UMA

REAFt~~Ç~O­

CarJo. Geraldo Langonl - 1973 (ESGOTADO)

9.

UMA NOTA SOBRE A

POPUlAÇ~O CTf~A

DO BRASIL - Edy Luiz Kogut -

1~13

10~

ASPECTOS

00 PRODLE~~ DA A6S0RÇ71.0 OE Kl\O-OE-08RA: SUGESTOES PARA

PESQUISAS

JO$é Luiz Carvalho ..

1~74

(ESGOTADO)

11.

A

FO~ÇA

DO TRABALHO NO BRASIL

~

MarTo Henrique Simon.en •

197~

(ESGOTADO)

:2. O SlSTEMA BRASILElkO DE INCENTIVOS FISCAiS" Mlrlo H.nrlque

stmonlen -

197~

(ESGOTADO)

13.

MOEDA •

Antonio Maria de SilveIra"

1974 (ESGOTADO)

14. CRESCIMENTO DO PRODUTO REAL BRASILEIRO· 1900/t974 - Claudio Luiz Haddad

1974 (ESGOTADO)

15. UMA NOTA SOBRE NOMEROS fNOICES -

José

Luiz Carvalho - 1974 (ESGOTADO)

16.

ANALISE DE CUSTOS E 8ENEFfcIOS SOCIAIS I - Edy Luiz Kogut - 1914 (ESGOTADO)

17.

DISTRIBUIÇ~O

DE RENDAt RESUMO

DA

EVrD~NCfA

- Cerlol Geraldo Langonl •

1914

(ESGOTADO)

18. O MODELO ECONOMtrRICO DE ST. LOUIS APLICADO NO BRASIL: RESULTADOS

PRELIMINA-RES - AntonIo Carlol Lerr.gruber -

1975

.

19. OS MODELOS CLASSICOS E NEOCLAsSICOS DE DALE W. JORGENSON.- EU.eu R.

de

Andra

de Alva. -

1915

-.

20. DIVIDt

UM.PROQ~

FLEXrvEL PARA CONSTRUÇAO DO QUADRO DE EVOLUÇAo 00 ESTUDO DE

UMA DfVlQA - Clóvis

de

Faro -

191~

11. ESCOLHA ENTRE OS REGIMES DA TABELA PRICE E DO SISTEMA DE AMORTIZAÇDES

CONSTAN-TES: PONTO-CE-VISTA 00 MUTUARIO - Clovl. de

F.~

-

1915

22. ESCOLARIDADE, EXPEk,ENCIA NO TRABALHO E

SA~RIOS

NO BRASIL - Jo.é JulIo Senna

- 1975

.

'

23. PESQUISA QUANTITATIVA NA ECONOMIA - LuIz d.

Freltaí

Bueno - 1978

24. UMA ANALISE [M CROSS-SECTION DOS GASTOS FAMILIARES EM CONEXXO COM

NUTRIÇ~,

SAODE, FECUNDlDADE E CAPACIDADE DE GERAR RENDA - José Lulz Carvalho - 1978

25. DÉTERMINAÇAO DA TAXA DE JUROS IMPLrCJTA EM ESQUEMAS

OEH~RICOS

DE FIHANClAMENTO:

COMPA~~O

ENTRE

OS ALGORrTIMOS DE WILO E DE NEWTONRAPHSON Clóvl. do Fero

-. 1978

26. A.

ÚRBAH'ZAÇ~O

E O CrRCUlO VICIOSO DA POBREZA: O CASO DA CRIANÇA URBANA NO aRA

Sll •

Jo.e

lulz

Carvalho e U"'el de Maga'''ões - 1979

-27. wlCROECCNOMIA - Porte

- FUNDAMENTOS DA TEORIA DOS PREÇOS -Mlrlo Henrique

Slrnanlen - 1919

28. ANAltSEDE CUSTOS E BENEFrCIOS SOCIAIS II - Edy

Luiz Kogut -

1979

29.

CONTRADIÇAO APARENTE -

Octávio

Gouvia de Bulhõe. - 1979

30. MICROECONOMIA -

Parte 2 -

FUNDAMENTOS DA TEORIA DOS PREÇOS - Mario Henrique

Slmonlen - 1980 (Em

fa~e

d. Imprel.io)

31. A CORREÇAO MONETARIA NA

JURISPRUO~HCIA

BRASILEIRA - Arnold.Wald - 1980

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33.

ANALISE

DE

CUSTOS E BENEFrCIOS SOCIAIS III - Edy:Lulz Kogut -

1980

34.

MEDIDAS

DE

CONCENTRAÇAO - Fernando de Holanda Barbosa -

1981

35.

CR~DITO

RURAL: PROBLEMAS ECONOMICOS

E

SUGEST~ES

DE MUDANÇAS -

Antonio Satazar

36.

DETERMINAÇAO NUH(RICA DA TAXA INTERNA

DE

RETORNO: CONFRONTO ENTRE ALGORrTIHOS

DE BOULDING

E DE

WILD - ClovIs de Faro·

1983

37.

MODELO DE EQUAÇOES SIMULTANEAS - Fernando de Holanda Barbosa -

1983

38.

A EFICIENCIA MARGINAL

00

CAPITAL COMO CRIT(RfO DE AVALIAÇAO ECONOMICA

DE

PROJE

TOS DE INVESTIMENTO - Clovts de

Faro -

1983

(esgotado)

-39.

SALARIO

REAL E

INFLAÇAo (TEORIA

E

IlUSTRAÇAo EMPTRICA) - Raul

José

Ekcrman

- 1984

40.

TAXAS

DE

JUROS EFETIVAMENTE PAGAS POR TOMADORES DE EHPRrSTlMOS JUNTO A BANCOS

. COMERCIAIS - Clóvis de Faro -

1984

41. REGULAMENTAÇAo E OECISOES DE CAPITAL EM BANCOS COMERCIAIS: REVISÃO DA LITERATURA

E UM

ENFOQUE PARA

O

BRASIL - Urlet de

Mn~~lhães

- 1984

42. INDEXAÇAO E AMBIENCIA GERAL DE NEGOCIOS - Antonio MarIa da Silveira - 1984

43.

ENSAIOS SOBRE

INFL~çAo

E INDEXAÇAO - Fernando de Holanda Barbosa - 1984

44. SOBRE O NOVO PLANO 00 BNH: "SIMC"* - Clovis de Faro - 1984

45.

SUBSrDIOS CREOITrCIOS

A

EXPORTAÇAo - Gregórío F.L. Stukart -

1984

46.

PROCESSO DE DESINFLAÇAO - Antonto C. Porto Gonçalves -

1984

49.

THE DEVELOPING-COUNTRY DEBT PROBlEM ... MarIo HenrIque Slmonsen -

198~

50.

JOGOS DE INFORMAÇAO tNCOMPlETA: UMA INTRODUçAo

~

Sérgio RIbeiro da Costa Werlang

...

1~8~

51. A TEORIA MONETARIA MODERNA E O EQUILTBRIO GERAL WALRASIANO COM UM NOMERO INFINI

TO DE BENS - A. Araujo'"

1984

52. A INDETERMINAÇÃO DE MORGENSTERN - Antonio Maria da Silveira -

1984

53.

O PROBLEMA DE CRED I B I LI DADE EM POl TTI CA ECONOM I CA - "Rubens Penha Cysne -

1984

54.

UMA ANALISE ESTATTsTICA DAS CAUSAS DA EMISSÃO DO CHEQUE SEM FUNDOS: FORMULAÇÃO

DE UM PROJETO PILOTO -

Fernando de Holanda Barbosa,Clovii"-de Faro e Alofsio

Pessoa de Araujo

55.

POLTTICA MACROECONOMICA NO BRASIL:

1964-66 -

Rubens Penha Cysne ...

1985

56 ..

EVOLUÇÃO DOS PLANOS

eAslcos

DE FINANCIAMENTO PARA AQUISiÇÃO DE CASA PROPRIA DO

BANCO NACIONAL DE HABITAÇÃO:

1964 -

~984

....

Clpvis de Faro -

1985

57.

MOEDA INDEXA ... Rubens P. Cysne ...

1985