Ensaios sobre inflação e indexação

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FERNANDO DE HOLANDA BARBOSA

Professor da Escola de Pós-Graduação em Economia

da Fundação Getúlio Vargas

ENSAIOS

SOBRE INFLAÇÃO

EINDEXAÇAO

FGV - Instituto de Documentação Editora da Fundação Getúlio Vargas

Direitos rele1Vados desta edição à Fundação Getu& Vargas Praia de Botafogo. 190 - 22253

'CEP:90S2 - 20.000

E vedada a reprodllçlo total ou parcial desta obra

Copyrtlft

e

da Fundaçfo Getullo Vargas 1!1 edição - 1987

FGV - Instituto de Documentação Diretor: Benedicto Silva Editora da Fundação Getulio Vargas

Cheia: Mauro Gama

Coordenaçfo JIlLlral da ediçio: Elizabeth Gelmini Dunhofer

Capa: Carlos Alberto Torres Composição: Paulo Alves

Impressão: ERGA Edi.tora e Gráfica

BIBLIOTECA RJNDAçAO

GE11lJO

VARGAS

Barboll, Fernando de Holanda

Ensaios sobre intlação e indexaçlo I Fernando de Holanda Barbosa.

-Rio de Janeiro: Editora da Fundação Getulio Vargas, 1987. 167p. - (Série pe.isasEPGE;2)

Incui índice.

Bibliograía: p. 161-163.

1. lntlação - Brasil. 2. Indexação.

(Economia). I. Fundação Getúlio Vargas. ll. Título.

ruo

Série.

APRESENTAÇÃO

As hipóteses desenvolvidas nos ensaios deste livro que, em conjunto, fonnam uma vis:ro eclética do processo inflacionário e dos mecanismos de indexaçlo da economia, foram também testadas com a experiência de política econômica do Plano Cruzado, de fevereiro de 1986. A evidência empírica descrita nos diferentes ensaios, com auxí-lio de técnicas econométricas

e

de dados extraídos de realidade brasi-leira, escritos ao longo do período 1983/85, ajudam a compreender as verdadeiras razões do insucesso do Plano Cruzado.

Este Plano foi concebido dentro de vis:ro bastante radical do processo inflacionário, ao atribuir um caráter puramente inercial à in-flaçlo brasileira. Os trabalhos reunidos neste livro n[o menosprezam a inércia como uma das causas, a curto prazo, da inflação, mas apontam o regime de política fiscal/monetária como origem inflacionária, a longo prazo. Na economia brasileira qualquer Plano de Estabilização estará fadado ao fracasso se nlo atacar as causas fundamentais da in-flaçlo. A política de rendas, com congelamento de preços e salários, consegue apenas extinguir a inércia por perlodos curtos, como ocorreu em 1986, mas é incapaz de alcançar as raízes do processo inflacioná-rio. A nova experiência de política econômica do Plano Bresser será, certamente, um teste adicional desta proposição.

Os cinco primeiros ensaios deste livro foram submetidos em 1985 como tese ao concurso de Professor Titular do Departamento de Engenharia de Produç[o, da Universidade Federal Fluminense. Os seis ensaios aqui reunidos foram apresentados também em congressos

di-versos, tais como, da ANPEC, da Sociedade Brasileira de Econometria, da Associaçlo de Economia Política da Argentina e em Encontros Latino-Americanos da Sociedade Econométrica. Certamente, benefi-ciei-me das críticas e dos comentários recebidos nessas distintas reuniOes.

Tenninando esta breve apresentaç:ro, gostaria de agradecer o apoio recebido da Escola de Pós-Graduaç:ro em Economia da Funda-çlo Getulio Vargas e do Curso de Mestrado de Engenharia de Pro-duçlo da Universidade Federal Fluminense, que me proporcionaram meios de desenvolver as pesquisas que resultaram neste livro. Gostaria, ainda, de registrar meus agradecimentos a Ofélia Barbosa de Barros e a Regina Helena Luz, que datilografaram várias versões deste texto.

SUMÁRIO

Introdução, 1

1. Os choques de oferta e as políticas monetária e fiscal na inflaçA"o brasileira, 11

1.1 Estrutura e forma fmal do modelo, 12 1.2 Evidência empírica: 1947-80,19 1.3 Conclusões, 41

2. IndexaçA"o e realimentação: a hipótese do caminho aleatório, 43

2.1 O modelo de Cardoso, 44 .

2.2 A hipÓtese do caminho aleatório: A evidência empírica, 48 2.3 Conclusões, 61

3. Indexação e realimentação inflacionária, 63 3.1 Os coeficientes de propagaçA"o, 63 3.2 O coeficiente de realimentação, 68 3.3 A taxonomia dos modelos de inflação, 75

3.4 Algumas observações sobre a experiência inflacionária brasi-leira, 79

4. Indexação: choques de oferta X choques de demanda, 85 4.1 Modelo neoclássico com salário indexado, 86 4.2 Indexação e índice de preços expurgado, 97 4.3 Indexação em um modelo keynesiano, 100 4.4 IndexaçA"o na economia aberta, 110

4.5 Conclusões, 114

5. Indexação da taxa de juros: dívida pública, poupança e investi-mento, 117

5.1 Indexação da dívida pública e inflaçA"o, 118

5.2 Poupança, investimento e indexação da taxa de juros, 121 5.3 Conclusões, 125

6. Inflação, indexação e orçamento do Governo, 127

6.1 .Receita do governo brasileiro com a criaçA"o da moeda, 129 6.2 Indexação do imposto, defasagem na arrecadação e carga

fis-cal,133

6.3 Efeitos da inflação sobre o consumo do governo, 142 6.4 Déficit do governo fmanciado por imposto inflacionário, 146 6.5 Conclusl"o, 152

Apêndice, 153

1. INTRODUÇÃO

Este livro consiste nwn conjunto de seis ensaios sobre inflação e indexação, que estão direta ou indiretamente relacionados com a experiência brasileira nos últimos quarenta anos. Apesar de cada capí-tulo ser independente dos demais, eles apresentam a me!ma concepção do processo inflacionário. Elementos de diferentes escolas do pensa-mento econômico e, em particular, das correntes estruturalista e mo-netarista latino-americana, são combinados numa visão eclética, que revela a complexidade dos mecanismos inflacionários nas economias modernas.

Nesta introdução apresentamos, através de um exemplo bastante simples, os principais ingredientes desta visão. Comentamos, também, um aspecto importante de todo processo inflacionário, quaisquer que sejam suas origens, pois a inflação se constitui num imposto que

frnan-cia as despesas do governo federal.

Os diversos ensaios podem ser lidos em qualquer ordem e, por comodidade do autor, não houve preocupação de usar-se a me !ma notação em todos os capítulos. A linguagem matemática usada é rudimentar. Todavia, o Apêndice apresenta wn método de solução geral para vários modelos desenvolvidos nos ensaios.

A Visão Eclética do Processo Intlacionário

Existe uma longa tradição na literatura econômica que trata das teorias da inflação em apresentar taxonomias dos processos inflacio-nários. Na década dos 60, era bastante popular nos livros de textos de macroeconomia da época a classifICação de inflação de demanda e de custos, para identificar dois conjuntos de variáveis que seriam as prin-cipais causas dos aumentos persistentes de preços na economia 1 . Aqui

no Brasil, no início da década dos 70, Simonsen (1970) introduziu uma taxonomia que distinguia três componentes que determinariam a taxa de inflação num país: a) a autônoma; b) a de realimentação e c) a de regulagem de demanda. Segundo Simonsen: "O componente

autô-lO livro de texto de Ack1ey (1961) é um exemplo típico.

nomo é, por defmição, aquele que independe da inflação do período anterior, sendo determinado por fatores de ordem institucional (rea-justes arbitrários dos salários), da taxa de câmbio, de impostos indire-tos ou de natureza acidental (altas de preços provenientes de más safras, etc.). O componente de realimentação é definido como aquele que resulta da inflação do período anterior." O componente de regu-lagem de demanda seria a parcela de aumento dos preços que se pode-ria atribuir ao crescimento da demanda em "ritmo exagerado em rela-çã'o à capacidade produtiva"2 .

No início da década de 80, Eckstein (1981) e Tobin (1981) introduziram duas classifICações nos EUA. A taxonomia de Eckstein tem também três componentes: a) núcleo ou básica, b) choque e c) demanda. O componente nuclear, ou básico, de acordo com Eckstein, é definido pela taxa tendencial de aumento do preço de oferta, cuja força vem dos aumentos dos preços da mão-de-obra e do capital, os dois fatores de produção básicos. O componente de choque tem sua origem no aumento de determinados preços relativos, tais como os preços do petróleo e dos alimentos. O componente de demanda tem suas raízes nas tensões clássicas dos mercados de mão-de-obra e de bens e serviços.

Tobin apresenta a seguinte taxonomia das inflações: a) monetá-ria, b) excesso de demanda, c) inercial e d) choques de preços especí-ficos. As duas primeiras têm suas origens nas políticas monetária e fiscal, respectivamente. O componente inercial, de acordo com Tobin, é dermido como aquele que advém "do padrão auto-reproduzível de inflação dos salários e preços com o qual todos nós estamos familiari-zados. Quaisquer que sejam as origens históricas da inflação, uma vez que ela está introduzida dentro do sistema de uma maneira consisten-te, ela continua seu próprio caminho.,,3 O componente de choques de preços específicos pode ser causado pelos preços de energia e petróleo, alimentos, taxa de câmbio, aumentos de diferentes tipos de impostos indiretos, aumentos de salário mínimo, introdução de regulamentação que afeta os preços de bens e serviços, etc.4

Os economistas, talvez pelo fato de terem estudado como parte de sua formação acadêmica a teoria da concorrência monopolística, procuram às vezes aplicar as lições desse aprendizado tentando dife-renciar os seus produtos, o que certamente é bastante compreensível

2Simonsen (1970) - p. 127-8.

3Tobin (1981) - p. 23.

4Recentemente alguns economistas brasileiros, como Lopes (1984) e

Arida-Re-sende (1985), têm af'mnado que a atual inflação brasileira é

preponderantemen-te inercial.

na natureza humana. Todavia, as diversas taxonomias que acabamos de meocionar são bastante semelhantes, pois têm vári>s pontos em comum.

O reconhecimento deste fato levou-nos a procurar um arcabou-ço teórico que servisse de suporte a uma taxonomia das causas da inflação, que abrangesse diferentes hipóteses do process> inflaci>nári> algumas vezes ioclusive apresentadas como an~ônkas.

As origens na inflação, no curto prazo,de acordo com esta vido eclética, podem ser classificadas em três componentes: a) realimenta-ção ou inércia, b) demanda e c) oferta.

A realimentação ou inércia é o efeito da inflação passada sobre a inflação presente, resultante de regras de comportamento, ou daquelas que decorrem de instrumentos legais, que fIXam preços atuais com base no aumento de preços verificados no passado.

O componente de demanda nos processos inflacionários deve-se às políticas monetária e fiscal, que afetam o nível do dispêndio nomi-nal agregado. Os efeitos dessas políticas desdobram-se em variações sobre os níveis de preços e de renda real, em proporções que depen-dem das condições e da estrutura da economia.

O componente de oferta da taxa de inflação prende-se aos cho-ques de oferta, provocados por mudanças de preços relativos na eco-nomia. Eles podem ser causados deliberadamente pelo governo através

de instrumentos de política econômica, como, por exemplo, em mu-danças na taxa de câmbio e nas alíquotas dos impostos indiretos. Os choques de oferta podem ter suas origens no comportamento dos empresários, quando eles procuram aumentar as suas margens de lu-cro, ou nos trabalhadores, quando os mesmos tentam obter, de modo generalizado, aumentos de salários reais acima dos ganhos de produti-vidade. Os choques de oferta podem ser, também, provocados por fatores exógenos, não controláveis dentro da economia, como aqueles que advêm das variações das safras agrícolas em relação aos padrões considerados normais, ou através de variações dos preços relativos de insumos importados, como, por exemplo, do preço do petróleo.

Esta taxonomia dos processos inflacionários nlo é desprovida de base teórica, como acontece com tantas outras classificações que os economistas gostam de fazer, pois ela pode ser fundamentada a partir de modelos que refletem diferentes concepções do funcionamento das economias modernas. Para aqueles que conhecem um pouco de econo-metria, é fácil perceber que esta proposição decorre do fato de que em todo modelo dinâmico de equações simultâneas, cada variável endó-gena do modelo pode ser colocada em função de sua própria história passada e das variáveis exógenas do modelo. Em linguagem técnka, este tipo de equação corresponde à função de transferência da variá-vel. Portanto, as diferentes concepções do processo inflacionário se

refletirão apenas na especiftcação do conjunto de variáveis exógen do modelo, pois, em qualquer uma delas, a realimentação ou inérc estará presente. Daí ser fácfi entender-se porque economistas co visão tão distintas como Tobin (1981) e Friedman (1985) já tere. salientado a importância da inércia nos processos inflacionários.

Com o único objetivo de fiustrar como esta taxonomia dos pc< cessos inflacionários tem suporte teórico, consideremos um model bastante simples, de uma economia hipotética, como três equaçõe: uma de demanda agregada, outra de oferta agregada e uma identidade A equação de demanda agregada baseia-se na teoria quantitativ da moeda na sua forma mais tradicional, em que a velocidade-renda d moeda é admitida constante. A taxa de inflação (Pt) é igual à dife rença entre a taxa de cresx:imento da quantidade de moeda ( ~t) e taxa de cresx:imento da renda real ( Yt). Isto é:

A equação de oferta agregada consiste numa .curva de Phfilips adicionada de um termo que reflete os choques de oferta (Ct). fl

taxa de inflação depende da inflação do período anterior ( Pt-l), d<

capacidade ociosa da economia (h_{t ) e dos choques de oferta, ou} seja:

Uma terceira equação para completar o modelo é a identidade que derme a variação na capacidade ociosa _{(h t - ht-l ) como igual}

à diferença entre as taxas de crescimento do produto potencial (Yt) e do produto real (Yt):

Com um pouco de álgebra obtém-se as seguintes 'equações para a taxa de inflação e para o nível de capacidade ociosa da economia:5

5 Para obter-se. a equação da taxa de inflação, substitua-se o valor de Y r da

equação de demanda na identidade da capacidade ociosa, tome-se o valor de

ht - h

_r-

_{1 daí resultante na equação a que se chega, subtraindo-se a equação de}

oferta agregada dela mesma defasada de um período e resolva-se a equação para P(" A equação da capacidade ociosa poderia ser obtida a partir do sistema de

duas equações com as duas incógnitas, ht e Pr. Para uma solução genérica ver

o Apêndice.

~ 2 1

Pt = - 1 ~ ~ Yt + 1 + ~ Pt-1 - 1 + ~ Pt-2 +

+

-~-

~t

+

_r_

(c_{t -} c_t-1)

1+~ 1+~

1 2 1

ht=

1+~

(Yt- Y t-1)+

1+~

ht-1- 1+(j ht 2

-1

(~t-~t-1)+

_r_Ct

1+~ 1+~

A taxa de inflação no período t depende das taxas de inflação nos dois períodos precedentes, o componente inercial, da política monetária no próprio período, o componente de demanda, e dos cho-ques de oferta em t e t -1, o componente de oferta. Algumas pro-priedades da equação da taxa de inflação merecem ser salientadas, pois elas também são pertinentes a modelos com uma estrutura mais com-plexa. A primeira é de que o crescimento econômi:o contribui para reduzir a taxa de inflação, pois quanto maior for a taxa de crescimen· to do produto potencial da economia, menor será a taxa de inflação.

A segunda propriedade é de que a soma dos coeficientes que medem a contribuição dos componentes de inércia e de demanda é igual a um; isto signiflca dizer que se um dos componentes passa a ter um peso maior, o outro conseqüentemente reduz o seu peso. A terceira pro· priedade é de que a política monetária reduz a inflação na medida em que a capacidade ociosa influencia a determinação de preços, pois se o coeficiente {j for igual a zero, o componente de demanda deixa de existir, e quanto menor for o valor de {j, maior será o componente de inércia. A quarta propriedade da equação da taxa de inflação é de que a estabilidade do processo inflacionário depende dos coeficientes de realimentação que, por sua vez, estão associados com os parâmetros que retratam a estrutura da economia. Neste modelo bastante simples o processo inflacionário é estável desde que o coefICiente {j seja posi-tivo.

O nível de capacidade ociosa da economia, de acordo com a equação anterior, depende dos níveis de capacidade ociosa nos dois últimos períodos, do choque de oferta, e da aceleração da política monetária. Algumas propriedades da equação de capacidade ociosa do

comuns a vários tipos de modelos e, por isto, cabe ressaltá-las. Em pri-meiro lugar, a inércia que está presente na taxa de inflação se manifes-ta manifes-também na determinação do nível de capacidade ociosa. Esmanifes-ta carac-terística implica, por exemplo, que os processos recessivos uma vez iniciados tendem a se reproduzir por longos intervalos de tempo. Em segundo lugar, uma aceleração positiva na taxa de crescimento da oferta monetária reduz o nível de capacidade ociosa, enquanto uma desaceleração na taxa de expansão monetária aumenta a capacidade ociosa da economia. A terceira propriedade que gostaríamos de men-cionar é que os choques de oferta têm um caráter recessivo, pois aumentam a capacidade ociosa da economia.

Neste modelo bastante simples, um dos instrumentos para reduzir-se a taxa de inflação consiste ni utilização da política monetá-ria. Imagine-se que inicialmente a economia não tem capacidade ocio-sa, que o coeficiente

f3

da curva de Phillips é igual aI, que inexistem choques de oferta e que a taxa de inflação está estabilizada no pata-mar de 150% por período. A política monetarista a ser implantada tem como escopo baixar a taxa de inflação de 150% para 100%, atra-vés de um choque monetário ortodoxo que reduz a taxa de expansão monetária de 150% para 100%. A Figura 1.1 mostra o que: acontece com a taxa de inflação e com o nível de capacidade ociosa nesta economia hipotética, a partir do momento em que a nova política é posta em execução. A inflação começa a baixar gradualmente até se estabilizar no novo patamar de 100%, a partir do sexto período. A capacidade ociosa da economia aumenta para 25% no período em que a redução da taxa de crescimento da quantidade de moeda ocorre, persiste neste nível por mais um período, e a partir daí a economia começa a recuperar-se, aproveitando a capacidade ociosa criada, para produzir períodos de forte aquecimento na atividade econômica.

Este exemplo puramente hipotético, e irrealista, mostra, contu-do, um fato importante e real que acontece no combate à inflação através da ortodoxia monetarista: o declínio lento e gradual da taxa de inflação se dá ao custo de um processo recessivo, que é tanto mais forte quanto menor é a resposta dos preços à capacidade ociosa da economia. Quanto maior o componente de realimentação, ou de inér-cia, da ta.xa de inflação, mais longo é o período que se necessita para atingir-se um novo patamar da inflação, e mais profundo e demorado são os efeitos colaterais, em termos de queda do produto, da terapêu-tica adotada. A conclusão a que se chega com este tipo de exercício é que se faz necessária a utilização de instrumentos adicionais no com-bate à inflação, se se deseja reduzir os custos sociais de um programa de estabilização. A política de rendimentos surge, portanto, como essen:iaI na estratégia da política de de sinfl ação. O objetivo básico desta política é quebrar o processo de realimentação inflacionário, criando-se condições para que uma nova história para a taxa de

-.)

p, ~h

( %)

150

140

130

120

110

-100

90

80

70

-,

Figura 1.1

Política de Estabilização Monetarista: Inflação X Capacidade Ociosa

,

_,

,

\

_,

"

,

Inflação

Taxa de Expansão Monetária

"

---'....

---...

_---

---,-----....

, ,

I '

, ,

I '

Capacidade Ociosa 60

50

40

30

20

-10

O

10

-I ....

- - - - ______ 1 ... _'-

---

---

---

---- - -

---I -1 I O I 2 I 3

I I I

4 5 6 I 7

I

8

I I I I I I

9

10

11

12

13

14

ção seja escrita.

Uma política de rendimentos pode ser estabelecida unilateral-mente pelo governo, como no Programa de Estabilização do Governo Castello Branco, ou através de um pacto que envolva trabalhadores, empresários e governo, como no Pacto de Moncloa da Espanha em 1977. Em qualquer circunstância, do ponto de vista puramente analí-tico, com o auxt1io do modelo simplista que estamos usando para

tr~smitir algumas idéias básicas, a curva de Phillips será ~bstituída

por uma equação do tipo Pt = Pt, onde f1t é a taXa de inflação pac-tuada, pois os dive~s agentes econômicos irão, daqui por diante, reajustar seus preços e essa taxa. A política monetária deve ser conse-qüentemente ajustada para o novo patamar inflacionário. No modelo que estamos considerando, a taxa de crescimento da quantidade de moeda deve ser igual à taxa de inflação planejada, adicionada à taxa de crescimento· do produto real ( jJ t

=

Pt

+

Y t ), para que o programa de estabilização seja consistente. Todavia, pode-se mostrar com o auxílio de modelos mais realistas, nos quais a liquidez real depende da taxa de juros nominal, que um programa de estabilização para ser bem sucedido terá forçosamente de expandir a quantidade de moeda, durante um certo intervalo de tempo, a uma taxa ~per.ior à taxa de inflação, pois haverá um aumento no nível de liquidez real desejado na economia. Caso contrário, criar-se-ia, desnecessariamente, condições para uma redução no nível de atividade econômica.

o

Imposto Inflacionário

Um outro aspecto importante que deve ser ressaltado em qual-quer processo inflacionário, independente das suas raízes, diz respeito ao imposto inflacionário. O governo fmancia o excesso da despesa sobre a receita (G- T ) e o serviço da dívida pública ( i D ), através

d~ expansão da base monetária (

iJ

= dB / dt) e da dívida pública ( D = dD / dt). Isto é:

G-T+iD=B+D

é a restrição orçamentária do governo. Dividind~se ambos os lados desta expressão pelo índice de preços P, obtém-se a restrição escrita em tennos reais:

g - t + i d = ( B / P) + ( D / P);

onde g

=

G / P, t

=

T / P e d

=

D / P. Os aumentos da base real ( b

=

B / P) e da dívida real são iguais a:

b=(ÊJjP) -b1T

d=(DjP)-d1T

onde 1T é a taxa de inflação. Substituind~se os valores de B j P e

b

j P dessas duas últimas equações na restrição orçamentária do g~ vemo, obtém-se:

g+(i-1T)d-t-1Tb=d+b

As duas primeiras parcelas do lado esquerdo representam a des-pesa total do governo com a compra de bens e serviços e com o paga-mento dos juros reais sobre a dívida, pois i é a taxa de juros nominal e i - 1T é a taxa de juros real. A soma das duas últimas parcelas do lado esquerdo é o total de impostos arrecadado pelo governo. A par-cela 1T b é o montante do imposto inflacionário: este imposto incide sobre a base monetária e sua alíquota é a taxa de inflação. Ele é igual ao valor dos recursos que a sociedade tem de transferir para o governo, quando ela deseja manter o mesmo nível da base real. Em economias com longa tradição inflacionária, este tipo de imposto não é desprezí-vel, constituind~se numa importante fonte de fmanciarnento do g~

vemo. Esta é uma das razões pelas quais um programa de combate à inflação deve contemplar como um dos seus ingredientes um aumento de outros tipos de impostos, ou mesmo uma reforma fiscal, que subs-titua o imposto inflacionário por outros, de maior eficiência e menor regressividade.

1. OS CHOQUES DE OFERTA E AS POLITICAS MONETÁRIA E FISCAL NA INFLAÇÃO BRASILEIRA

Muito antes da palavra monetarismo se tornar popular no hemi~

fério norte, ela já era utilizada na América Latina para denominar um grupo de economistas que identificaram na política monetária a ori-gem das elevadas taxas de inflação observadas nesta parte do mundo subdesenvolvido. Da mesma forma, muito antes dos choques de oferta se incorporarem ao jargão dos economistas da América do Norte e da Europa Ocidental - fato este que ocorreu depois da "cartelização" dos países exportadores de petróleo - um bom número de econom~

tas latino-americanos, denominados de estruturalistas, identificavam as mudanças de preços relativos como uma das principais fontes da infla-ção em países que procuravam acelerar, deliberadamente ou não, o processo de crescimento e desenvolvimento econômic06.

A abordagem adotada neste capítulo procura integrar estas duas correntes do pensamento econômico na formulação de um modelo da taxa de inflação que, em forma fmal, atribui às políticas monetária e fiscal e aos choques de oferta causados ~or fatores externos e domé~

ticos as origens do processo inflacionário .

O mesmo conjunto de variáveis que determina a taxa de inflação é responsável, também, pelo nível de capacidade ociosa da economia. Assim, a taxa de inflação e o nível de capacidade ociosa estão

intiÍna-6 A controvérsia entre monetaristas e estruturalistas teve início durante a década

dos 50 e ainda continua hoje em dia. Para uma visão inicial do debate veja, por exemplo, Prebisch (1961), Campos (1961), Seers (1962), Olivera (1964) e o artigo de resenha mais recente de autoria de Kirkpatrick e Nixson (976). Para um teste desses dois modelos alternativos para o Brasil, veja Barbosa (1983). Vale a pena assinalar que os monetaristas da América Latina poderiam ser classi-ficados tanto como um Neoclássico-Monetarista ou como um Keynesiano de Síntese Neoclássica na taxonomia de Davidson (1982) das escolas de pensamen-to, enquanto um economista filiado à escola estruturalista estaria mais inclinado,

de acordo com a mesma classificação, a pertencer à Escola de Keynes, à Escola

Neo-Keynesiana ou à Escola Radical-Socialista.

7 O arcabouço teórico que adotamos segue a tradição da macroeconomia

moder-na como representada, por exemplo, no livro de texto de Dombusch e Fisher

(1981). O enfoque das equações em forma fmal foi introduzido por Theil e Boot

(1962).

mente relacionados, e a dinâmica do modelo pode gerar, de acordo com os valores dos parâmetros estruturais e com a evolução das variá-veis exógenas, as mais diversas situações entre as quais cabe salientar a estagflação.

Este capítulo tem como objetivo identificar os elementos co-muns que determinaram simultaneamente o nível de capacidade ocio-sa e a taxa de inflação da economia brasileira no período 1947-80, a partir de um modelo estrutural bastante simples no qual as variáveis endógenas são a taxa de inflação e o nível de capacidade ociosa da economia. Deduz-se, também, as equações em formaTmal para essas duas variáveis, bem como analisa-se as propriedades do modelo no curo· to e longo prazo. Em seguida, relata-se a evidência empírica encontra-da para o período 1947-80, a partir da estimação de equações de oferta e demanda agregadas.

1.I - Estrutura e Forma Final do Modelo

A estrutura do modelo que lpresentaremos nesta seção tem por objetivo ilustrar o fato de que as equações da taxa de inflação e do nível de capacidade ociosa, em forma final, podem ser deduzidas a partir de um modelo com características bastante simples, que incor-pora os instrumentos das políticas monetária e fiscal e que leva em conta os choques de oferta a que tem sido submetida a economia bra-sileira.

A Demanda Agregada

Admitiremos inicialmente que a quantidade real demandada de moeda mt é função da renda real Yt e da taxa de juros nominal it de acordo com:

( I )

A taxa de juros nominal é função da taxa de inflação esperada

P~ + J e da proporção do déficit do governo em relação ao produto interno brutos.

( 2)

SPoderia acrescentar-se a esta equação um termo que captasse o efeito do nível da capacidade ociosa sobre a taxa de juros. Nestas circunstâncias os coeficientes das equações em forma fmal mudariam. Mas suas propriedades permaneceriam praticamente as mesmas.

onde F_{t é igual à diferença entre gastos do governo e a arrecadação}

total: _Ft = _{Ct - Tt . O produto nominal é igual ao índice de preços}

Pt vezes o índice de renda real Yt. A especificação ( 2) tem o incon-veniente de supor que o déficit do governo é sempre positivo, pois de outra forma o logaritmo não seria defmido no conjunto dos números reais. Todavia esta suposição não parece inadequada em países com uma história crônica de inflação e de déficits do governo federal.

A taxa de inflação, por defmição, é igual à diferença entre a taxa de crescimento da oferta de moeda )J t e a taxa de crescimento da quantidade real demandada de moeda:

( 3 )

onde Dmt = log mt / mt-l.

Combinando-se as equações ( 1 ), ( 2 ) e ( 3 ), depois de levar-se em conta que _Yt = _{Pt Yt. resulta:}

~

_ cx

1 +cx2õ

cx

2 Ape

+~

DF

Pt = _DYt + U t + 1 t

1+CX₂õ 1+CX₂õ 1+CX₂õ 1+CX₂õ

( 4 )

onde _DFt = /og Ft / Ft-l é a taxa de crescimento do déficit do

gover-no. Esta equação pode ser vista como uma equação de demanda agre-gada que resulta da combinação das curvas lS e LM. A taxa de infla-ção varia em direinfla-ção oposta ao crescimento da renda e no mesmo sen-tido da taxa de crescimento da oferta monetária, da aceleração das expectativas inflacionárias e da taxa de crescimento do déficit do governo.

No que diz respeito ao processo de formação de expectativas, admitiremos a extrapolação pura e simples do passado. Isto é:

( 5 )

Outros mecanismos mais complicados de formação de expecta-tivas poderiam ser incluídos no modelo em substituição à equação ( 5 ). Todavia eles não modificariam em substância as formas finais das equações da taxa de inflação e do nível de capacidade ociosa. Apenas acrescentariam um pouco mais de álgebra na dedução do modelo.

A Oferta Agregada

A taxa de inflação é igual a uma média ponderada das taxas de crescimento dos preços dos produtos industriais e dos preços dos

dutos agrícolas:"

A taxa de variação da relação de trocas entre a agricultura e a indústria depende basicamente do comportamento da produçã(} agrí-cola. Admitiremos que esta taxa de variação é dada por: '

P a t - P it = - () A t (7)

onde At é igual à diferença entre a taxa atual de crescimento da pro-dução agrícola DYat e a taxa de crescimento histórica deste setor DYat' ou seja: At = DYa, t - DYa, t·

Com relação aos preços industriais, utilizaremos a hipótese de que a estrutura do setor industrial é oligopolística, de sorte que a for-mação desses preços baseia-se na adição de uma margem ( mark-up ) ao custo variável de produção. Portanto, a taxa de crescimento dos preços industriais é igual a uma média ponderada da taxa de cresci-mento St dos salários, depois de corrigida para o aumento qt da pro-dutividade da mão-de-obra, e da taxa de crescimento

nt

dos preços das matérias-primas importadas:) o

Pit

=

'Y ( St - q t) + ( J - 'Y) IIt

( 8 )

A taxa de crescimento dos preços das matérias-primas importa-das em moeda doméstica depende da taxa de crescimento dos preços internacionais (7r m t) destes bens e da variação percentual da taxa

de câmbio, de acordo'com:

n

t = e t + 7r m, t ( 9 )

A política cambial administra a taxa de câmbio de tal forma a manter a paridade do poder de cQmpra em relação a um índice de preços que contém uma cesta de bens que inclui outros bens, como bens de capital, além dos insumos importados. Assim:

( 10 )

9 Adotamos aqui a hipótese simplificadora de que bens de consumo não são

importados. Este é um fato estilizado da economia brasileira que requer apenas

pequenas qualificações.

) o Admitimos que a produtividade dos insumos importados é praticamente cons-tante.

onde 1T_r mede a taxa de inflação internacional.

A taxa de crescimento dos salários é função da inflação passada, das condições do mercado de trabalho e da taxa de crescimento dese-jada

sr

do salário real, de acordo com:) )

( 11 )

onde o nível de capacidade ociosa h_r é defmido por:

e ji é o produto potencial da economia.

Quando se substitui as equações ( 7 ) - ( 11 ) na equação ( 6 ) obtém-se:

( 12 )

onde ar = 1T mr - 1T r é a variável que mede os choques dos preços

in-ternacionais dos insumos importados. Cabe assinalar que não seria difícil provar que a variável 0r pode medir também mudanças autô-nomas na taxa cambial, que não obedeçam à regra de paridade como especifICada na equação ( 10 ).

Esta equação pode ser interpretada como uma equação de oferta agregada. A taxa de inflação atual depende da taxa de inflação passa-da, do nível de capacidade ociosa na economia, dos choques dos pre-ços internacionais dos insumos importados, dos choques agrícolas e dos choques salariais.

As Equações em Forma Final da Taxa de Inflação

e da Capacidade Ociosa

A taxa de crescimento do produto real da economia e a variação do nível de capacidade ociosa estão relacionadas através da identidade:

(13 )

) 1 Ao especiílCar a equação da taxa de crescimento dos salários nominais,

usa-mos a taxa de inflação defasada de um período em vez da taxa de inflação

espe-rada para levar em conta a política salarial brasileira que prevaleceu durante boa parte do período.

A equação resultante da substituição de ( 13 ) e ( 5 ) em ( 4 ), juntamente com a equação ( 12 ), pode ser escrita através do

se-guinte sistema:

[ 1-,

°t 8<p At + St

J

l' l'

+

jJt

+ cx 2

°

DF_t - CX 1 +CX2

°

1+CX~o-cx2 1+cx₂8-cx₂ l+CX~Ó-CX~

-onde St =

s -

qt representa o choque de oferta que resultaria do fato dos trabalhadores desejarem uma taxa de crescimento do salário real acima da taxa de crescimento da produtividade da mão-de-obra.

A solução deste sistema de equações de diferenças finitas, a menos de termos transitórios, será dada por:1 2

P t = P + W 1 ( L j jJ t + w:! ( L j DFt +

+w3(LjOt+w4(LjAt+w5(LjSt (15)

ht = w *1 ( L j jJ t + W

l (

L j DFt + W

j (

L j 0t +

+w4( L jA t + 1..v*S ( L jSt ( 16 )

onde admitimos que a taxa de crescimento do produto potencial é constante, o símbolo p reflete a taxa de inflação quando jJ _{t e DFt} forem iguais a zero. e os polinômios wi ( L j e W

i (

L j. i = I. 2,3. 4, 5 no operador de defasagem L ( L Zt = Zt-I j dependem dos pa-râmetros estruturais do modelo, de acordo com as seguintes

expres-12 Admitimos que os parâmetros estruturais do modelo são tais que o modelo é

estável. As condições de estabilidade são descritas no Ap~ndice.

W*l ( L) =. _ ,----f l_-_L'----}

, ó,

ó,=( I-L)'- (aI +a2 8 }+(3[1 +a2 8 -a2( l - L ) ] ;

Logo, não é difícil provar que os polinômios W i (L) e W

i

{L} satisfazem as seguintes restrições:! 3 .

WI( 1 }+w2(J}=-1

w'j{I}=O

wi(I}=O

13Existe também a seguinte restrição entre os coeficientes das duas equações:

w'4{ 1 } = wj{ I }

w4{1} w3{1}

A interpretação destes resultados é bastante simples. Vejamos, em primeiro lugar,· o significado das duas últimas restrições que cor· respondem a polinômios da equação do nível de capacidade ociosa. Na ausência de choques de oferta, a equação ( 16 ) pode ser escrita do seguinte modo:

00 00

Quando as taxas de crescimento da oferta de moeda e do déficit público forem ambas constantes e iguais, re~ectivamente, a j.l e DF, o nível de capacidade ociosa da economia será, então, dado por:

Como cada soma dos pesos

wj

i's e

w2

i 's é igual a zero, segue-se que no longo prazo as políticas monetária e fiscal não afetam o nível de capacidade ociosa da economia.

Quanto à taxa de inflação, ela depende, de acordo com ( 15 ), da evolução histórica das políticas monetária e fiscal, bem como de toda a trajetória, do passado até o presente, dos choques de oferta. Isto é:

00 00

00 00 00

No longo prazo - situação esta definida quando inexistirem choques de oferta e a taxa de inflação esperada for igual à taxa efetiva-mente observada e quando a proporção do déllCit público em relação ao pfoduto nominal for constante - a taxa de expansão da quantidade nominal de moeda será igual à taxa de crescimento do déficit público subtraída da taxa de variação da velocidade-renda da moeda que

ta do aumento do produto potencial. Nestas condições, chega-se à proposição monetarista de que no longo prazo a inflação é um fenô-meno puramente monetário, porque a soma dos pesos

w

1's e

wis

é

igual a I: ~ w 1 i + ~ w2 i = 1. Portanto, para taxas constantes de crescimento da oferta de moeda e do produto potencial conclui-se que, no longo prazo, a taxa de inflação é igual à iliferença entre a taxa de expansão monetária e o produto da elasticidade-renda da mOeda pela taxa de crescimento do produto potencial: p

=

J.1 -

ex

1 Dy.

No curto prazo a inflação é um fenõmeno bastante complexo, pois diferentes choques de of\!rta, que podem ter como origem os pre-ços dos in~mos importados, a política cambial, a produção agrícola e os salários, são capazes de desempenhar papel importante na detenni-nação da taxa de inflação.

1.2 - Evidência Empírica: 1947-80

A evidência empírica relatada nesta seção para o período 1947--80 é baseada no usO de dados anuais e consistirá de duas partes. A primeira trata das estimativas dos parâmetros da curva de demanda agregada e a segunda parte diz respeito aos coeficientes da curva de oferta agregada.

1.2.1 - Demanda Agregada

A equação ( 4 ) da seção anterior pode ser vista como uma equação de demanda agregada e, de modo geral, ela pode ser escrita como:

pt=ao + a1 J.1_t + a2 DYt + a3l::!.p~+1 + a4 DF_t + €t

( 19)

onde os símbolos já são conhecidos, os ai 's representam os parâme-tros da equação e € t é o tenno estocástico, sobre o qual admitiremos as hipóteses tradicionais de média zero, variân:ia constante e correla-ção serial nula.

A taxa de inflação pode ser men~rada através de diferentes ín-dices. Neste capítulo consideraremos as seguintf'S alternativas: o Indice de Custo de Vida na Cidade do Rio de Janeiro ( ICVRJ ), o Deflator Implícito do Produto ( DEFLATOR ), o fndice Geral de Preços, Mé-dia Anual ( IGPM ), o Indice de Preços por Atacado ( IPA ) e o Indice de Preços por Atacado dos Produtos Industriais ( IPAI).

A taxa de crescimento da oferta monetária corresponde ao con-ceito M I de moeda, que inclui papel-moeda em poder do público e

depósitos à vista no sistema bancário. A taxa de cres:imento da renda é igual à taxa de cres:imento do produto interno bruto real.

A estimação dos coeficientes da equação ( 19 ) apresenta alguns problemas. Em primeiro lugar, inexiste uma série que traduza fielmen-te a evolução histórica do déficit público no Brasil, fato esfielmen-te explica-do em grande parte pelas peculiaridades institucionais de nossa eco-nomia. Em segundo lugar, é bastante difícil ter uma série que repre-sente adequadamente a aceleração de taxa de inflação esperada, pois esta variável não é observada na prática. Com relação à taxa de cres:i-mento do défrit público, admitiremos que ela pode ser medida apro-ximadamente pela taxa de cres:imento dm gastos de consumo e de investimento dos governos federal, estadual e municipal, como defi-nida na Contabilidade Nacional.

Quanto à aceleração na taxa de inflação esperada, as estimativas da Tabela 1.1 supõem que ela seja igual à última aceleração observada na taxa de inflação, isto é:

ó.

P~

+ 1 = Pt-1 - Pt-Ê Os coeficientes de determinação R2

, as estatísticas de

Durbin--Watson ( D.W. ) e as estatísticas t dos coeficientes da taxa de cresci-mento dos gastos do governo, de todas as equações da Tabela 1.1, são bastante bons; todavia, o me!mo não ocorre com a quase totalidade das estatísticas t dos coeficiente s das variáveis ~ t. Dy t e Ó.

pí

+ 1· Além disso, todos os coeficientes da aceleração na taxa de inflação esperada (ó.

pí

+ 1) apresentam sinais contrários ao indicado pela teoria, e quando a inflação é medida pelo IPA os sinais do coeficiente da taxa de crescimento da oferta monetária e da taxa de crescimento da renda são diferentes daqueles que Q priori se esperava.

À primeira vista, o veredito das estimativas da Tabela 1.1 sobre a curva de demanda agregada ( 19 ) é, sem dúvida alguma, desencora-jador. Todavia, antes de aceitarmos esta conclusão, cabe investigar até que ponto as suposições adotadas no processo de estimação são res-ponsáveis pelo resultado obtido. Certamente, num país como o nosso, submetido a uma longa experiência inflacionária, a hipótese de que a aceleração anual na taxa de inflação esperada é igual à última acelera-ção observada na taxa de inflaacelera-ção deve merecer um exame cuidadoso.

A Tabela 1.2 reporta os resultados obtidos da estimação dos coeficientes da equação de demanda agregada quando se admite que a aceleração na taxa de inflação esperada pode ser aproximada pela aceleração observada no meio de cada ano em que a inflação é medida, . isto é:

1\ e _ * *

onde

p{

é a taxa de inflação anual no mês de junho do ano i.

Deve--se observar que a Tabela l.2 não contém estimativas para os coefI-cientes da equação de demanda agregada que tem como' variável de-pendente a taxa de variação do Deflator Implícito do Produto, pois este índice só é disponível em bases amais.

Esta simples mudança na maneira de medir a aceleração na taxa de inflação esperada modiflCa completamente os resultados apresefl-tados na Tabela 1.1, como se pode verificar examinando-se as informa-ções da Tabela 1.2. As estatísticas t dos coeflCientes estimados da variável /j.

pf

+ 1 passam a ser signiflCativas em todos os casos e os coeflCientes estinados, irlClusive os das demais variáveis, apresefl-tam os sinais indicados pela teoria; os coeficientes de determinação R2_{, as estatísticas de Durbirl-Watson e as estatísticas t das}

estimati-vas dos parâmetros da variável DG_t continuam a apres<:ntar a memta qualidade daquelas obtidas Qa Tabela 1.1. Todavia, com exceção da

equação do lndice de Custo de Vida na Cidade do Rio de Janeiro ( ICVRJ ), os coeficientes da taxa de crescimento da oferta monetária

( )..1 t) e da taxa de crescimento da renda real ( Dy t) apresentam elevados erros padrões. A soma dos coeficientes da taxa de crescimefl-to da oferta monetária e da taxa de crescimencrescimefl-to dos gascrescimefl-tos do governo é bastante próxima de I, tanto no caso das estimativas da Tabela l.1, como naquelas da Tabela l.2. Vale ressaltar ainda que uma compara-ção das estinativas das equações que correspondem a índi::es alterna-tivos para se medir a inflação revela que, no caso do coeficiente da aceleração na taxa de inflação esperada, ele é pouco sensível ao índice de preços utilizado, o memto não ocorrendo para os coeficientes das demais variáveis.

É possível que os elevados erros padrões das estimativas dos coe-ficientes da taxa de crescimento da oferta monetária se prendam a problemas de colinearidade entre esta variável e a taxa de crescimento dos gastos do governo, pois a correlação entre elas é igual a 0,82. Com o intuito de verificar até que ponto a colinearidade entre as duas variá-veis é responsável pela baixa precisão nas estimativas do coeficiente de

)..1 t, resolvemos fazer dois conjuntos de regressão, an cada um deles excluindo-se uma das variáveis.

A Tabela 1.3 contém informações das estimativas da equação de demanda agregada quando se exclui a taxa de crescimento dos gastos do governo como variável explicativa. As estatísticas t dos coeficiefl-tes de todas as variáveis são significativas ao nível de 5% (coeficiefl-teste unilate-ral) e, de modo geral, as estimativas dos coeficientes não são muito sensíveis ao índice pelo qual se mede a taxa de inflação. As estimativas de Durbirl-Watson evidenciam alguma correlação serial negativa entre os resíduos, embora os valores não sejam de modo a preocupar, com exceção da equação do IPAI, possivelmente em virtude da omissão de

21

.

t-..> t-..>

Tabela 1.1

Regressão:Pt=aO + a1 J.l_t + a2DYt + a3

!:::.P~+1

+ a4 DGt

Variável

!:::.P~+1

DGt

R

2 _F(4.27)

Dependente Constante J.l_t DYt D.

W.

s

n

ICVRJ 0,72 0,21 -0,99 -0,14 0,79 0,82 2,27 31,72 10,13 32

( 0,10) ( 1,23) (-1,57) ( 1,79) (4,61)

DEFLATOR - 5,10 0,15 -0,62 -0,05 0,89 0,91 2,27 70,65 7,03 32

(- 1,03) ( 1,24) (-1,40) (-0,93) (7,58)

IGPM - 4,20 0,19 -0,73 -0,05 0,84 0,87 2,18 46,68 8,62 32

( 0,69) ( 1,29) ( -1,35) (-0,77) (5,90)

IPA -12,42 ":"'0,07 0,15 -0,08 1,19 0,77 1,54 23,24 13,17 32 (-1,34) (-0,32) ( 0,18) (-0,89) (5,45)

IPAI -12,13 0,06 -0,21 -0,08 1,10 0,81 1,92 28,03 12,37 32

(- 1,39) ( 0,28) ( 0,27) (-1,01) (5,41)

N

V)

Tabela 1.2

Regressão:pt.=oO + 01

~t

+ °2 DYt + °3

~pi+1

+ °4 DGt

Variável

Constante DYt

~pi

+ 1 DGt

R

2 _D.

_W.

_F(4,27)

Dependente ~t

ICVRJ 8,43 0,32 -1,41 0,42 0,53 0,86 2,34 41,56

( 1,24) (2,07) ( -2,42) (3,29) (3,29)

IGP 0,26 0,19 -0,73 0,48 0,73 0,89 2,18 55,70

( 0;04) (1,27) (-1,29) (4,12) (4,38)

IPA -1,35 0,13 -0,47 0,52 0,78 0,85 2,15 39,75

(-0,17) (0,69) (-0,69) (4,01) (3,88)

IPAI -5,25 0,09 -0,47 0,34 0,92 0,85 2,49 38,30

(-0,66) (0,48) (-0,69) (3,05) (4,81 )

Observação: ~pi + 1 = p/ - p; _ 1 ' onde p;* é a taxa de inflação medida no mês de junho do período i.

s n

9,05 32

8,73 32

10,58 32

10,87 32

N

.J:>.

Tabela 1.3

Regressão:pt=aO + a] ]Jt + a2 DYt + a3 b.P~+] Variável

Constante _DYt

b.P~

_+]

R

1 _{D. W. F (3,28)}

Dependente ]Jt

ICVRJ 18,88 0,73 -2,11 0,57 0,80 2,18 38,22

( 2,69) (6,92) ( -3,33) (4,17) .

IGP 14,95 0,74 -1,68 0,73 0,82 2,29 41,17

( 2,02) (6,62) (-2,50) (5,64)

IPA 13,55 0,73 -1,44 0,77 0,77 2,45 31,92

( 1,5'9) (5,72) (-1,85) (5,59)

IPAI 11,35 0,81 -1,52 0,51 0,72 2,88 24,19

( 1,19) (5,61) ( -1,75) (3,70)

ObselVação: b. pi + 1

=

pt - pt _ 1 ,. onde ij * é a taxa de inflação medida no mês de junho no período i.

s n

10,52 32

11,21 32

12,97 32

uma variável relevante.

A Tabela 1.4 reporta os resultados das regressões quando se omite a taxa de cres:imento da oferta monetária como variável expl~

cativa Os cQeficientes da aceleração da taxa de inflação esperada e da taxa de cres:imento dos gastos do governo são todos significativos e não são muito sensíveis ao índice pelo qual se mede a taxa de infla-ção. Todavia, o coeficiente da taxa de cres:imento da renda real não é significativo nos casos do IGP, do IPA e do IPAI, embora apresentem os sinais indicados pela teoria.

É um fato bastante conhecido na literatura econométrica que a omissão de uma variável relevante provoca tendenciosidade nas estima-tivas dos parâmetros das variáveis explicaestima-tivas incluídas na regressão. As informações das Tabelas 1.3 e 1.4, comparadas com as fornecidas pelas Tabelas 1.1 e 1.2, revelam uma vez mais este fato, pois as est~

mativas dos coeficientes das taxas de cres:imento da oferta monetária e dos gastos do governo são sempre superiores aos valores que se obtém quando ambas as variáveis são incluídas na regressão.

As taxas de crescimento da renda real e dos preços são variáveis endógenas do modelo. Portanto, em virtude da determinação simultâ-nea das mesmas pode-se argumentar que o método de mínimos qua-drados ordinários é inapropriado para se estimar os parâmetros da equação de demanda agregada, pelo fato desse estimador produzir, nestas circunstâncias, estimadores inconsistentes.

As Tabelas 1.5, 1.6, 1. 7 e 1.8 reportam as estimativas dos parâ-metros da equação ( 13 ) pelo método de variáveis instrumentais. Cada tabela refere-se a um determinado conjunto de variáveis instrumentais especificado nas mesmas.

Na maioria dos casos, os coeficientes da taxa de crescimento dos gastos do governo e da aceleração na taxa esperada de inflação são significativos do ponto de vista estatístico. Este fato ocorre com cerca de metade dos coeficientes estimados para a taxa de expansão mone-tária. Com relação ao parâmetro que corresponde à taxa de crescimen-to da renda, ele se mostra não significativo na maior parte das regres-sões efetuadas. É possível que estes elevados erros padrões prendam-se aos problemas de multicolinearidade já assinalados anteriormente.

Cabe ressaltar que os sinais de todos os coeficientes confmnam aqullo que se esperava do ponto de vista teór~o. Todavia, as estima-tivas dos diferentes parâmetros são, de maneira geral, sensíveis ao con-junto das variáveis instrumentais empregado e aos índices de preços utllizados para medir-se a inflação.

À guisa de sumário da evidência empírica que foi apresentada até aqui, podemos enumerar as seguintes conclusões: a inflação e a taxa de crescimento do produto estão correlacionadas negativamente, desde que sejam mantidas constantes as demais variáveis; a aceleração

25

IV 0\

Tabela 1.4

Regressão:Pr=aO + a]DYr + a2t,p~+] + a3DGr

---Variável e 2

Dependente Constante DYr _{t,pr +] DCr} R D. W. F (3,28) s n

-ICVRJ 8,50 -1,22 0,39 0,80 0,84 2,23 48,19 9,57 32

(1,18) (-2,0 ) (2,89) (7,99)

IGP -0,18 -0,59 0,44 0,90 0,89 2,02 72,14 8,83 32

(-0,03) (-1,05) (3,89) (9,38)

IPA 1,63 -0,38 0,49 0,90 0,85 2,03 53,85 10,48 32

(0,21) (-0,57) (4,02) (8,06)

IPAI -5,17 -0,42 0,33 0,99 0,85 2,39 52,44 10,72 32

(-0,66) (-0,63) (3,06) (9,03)

- - -

Tabela 1.5

Regressão:Pt=aO + a] ]Jt

-+

a2Dyt + a3tlp~+I + a4 DGt

(método de estimaçã"o: variáveis instrumentais)

Variável

Constante _{Dyt tlpi + I}

Dependente ]Jt DGt

R

l D. W. F(4,27) s n

ICVRJ -4,13 0,42 -1,39 0,32 0,68 0,81 2,35 29,37 10,46 32

( -0,15) (2,19) (-0,70) (1,39) (2,01)

IGP -0,81 0,27 -1,27 0,45 0,75 0,88 2,42 48,51 9,28 32

(-0,03) (1,55) ( 0,71) (2,24) (2,22)

IGPM -3,17 0,47 -2,37 0,17 0,75 0,77 1,92 22,69 11,62 32

( -0,11) (2,13) (-1,05) (0,68) (I,79)

IPA 4,33 0,19 -1,31 0,54 0,72 0,85 2,35 36,87 10,92 32

( 0,16) (0,91) (-0,65) (2,68) (1,86)

IPAI 9,38 0,07 -1,36 0,39 0,76 0,83 2,41 33,12 11,55 32

( 0,30) (0,31) (-0,61) (2,40) (2,0)

Observação: Variáveis instrumentais utilizadas: ]Jr tlp~+I' DGl' Pt-I' ht_I,Ot~IPCLP-Pl' e At, onde ht-I é

a capacidade ociosa no setor industrial. •

N

N

00

Tabela 1.6

•

Regressão:pt=oO + 01 )Jt+ 02DYt + 03L':lP~+1 + 04 DGt

(método de estimação: variáveis instrumentais)

Variável

Constante _{Dyt L':lp1 + 1} . DG_t

R

2

D. W. F(4,27)

Dependente )Jt s

n

ICVRJ -13,46 0,45 -0,88 0,25 0,79 0,76 2,08 21,59 11,80 32

(- 0,47) (2,03) (-Q,47) (0,99) (2,14)

IGP -18,29. 0,26 -0,21 0,33 0,98 0,84 2,0 35,25 10,65 32

(- 0,71) (1,35) (-0,12) (1,46) (2,63)

IGPM -28,84 0,47 -0,84 -0,01 l,q8 0,64 1,35 11,83 14,63 32

(- 0,81) (1,71) (-0,35) (-0,04) (2,11)

IPA -12,92 0,19 -0,27 0,44 0,94 0,83 2,15 33,07 11,43 32

(- 0,45) (0,88) (-0,14) (2,05) (2,30)

IPAI 2,09 0,07 -0,88 0,37 0,84 0,85 2,47 36,81 11,05 32

( 0,07) (0,35) (-0,45) (2,25) (2,26)

Tabela 1.7

Regressão:pt=aO + a1 Ilt + a2DYt + a3/::,p;+1 + a4 DGt

(método de estimação: variáveis instrumentais)

- - - _ ..

-Variável

Constante

Dependente Ilt DYt /::'P; + 1 DG_t

R

2 D.

W.

F (4,27) s 11

-~---- - - . _ . _ - - - . _ - - ---~

-ICVRJ 12,58 0,42 -2,51 0,43 0,50 0,83 2,49 32,53 10,03 32

0,70) (2,32) (-1,60) (2,43) (1,98)

IGP 0,84 0,28 -1,43 0,46 0,73 0,88 2,44 47,49 9,37 32

( 0,05) (1,58) (-0,99) (2,81 ) (2,75)

IGPM 24,56 0,49 -4,17 0,36 0,40 0,73 2,14 18,34 12,58 32

0,96) (2,03) (-1,88) (1,60) (1,07)

IPA -12,86 0,20 -0,40 0,43 0,94 0,83 2,14 31,83 Ii ,61 32

(- 0,64) (0,92) ( -0,23) (2,53) (3,02)

IPAI -11,36 0,13 -0,38 0,30 0,99 0,84 2,48 36,30 11,12 32

(- 0,65) (0,66) (-0,24) (2,45) (3,96) .

-Observação: Variáveis instrumentais utilizadas: Il(' /::'P;+1' DG_{r Pt -1' ht _ 1,Ot=/PCL-/PCL(-1),} e Ar onde

ht-1 é a capacidade ociosa do setor industrial.

N

t.;.J

o

Tabela 1.8

RegresslIo:pt=OO + 01 ]Jt + 02Dyt + a3/).p~+1 + °4 DGt

(método de esthnação: variáveis instrumentais)

Variável

Constante _{DYt /).}

P~

_{+ 1}

Dependente ]Jt DGt

R

2

D.

W.

F(4,27) s

n

ICVRJ 4,79 0,43 -1,99 0,37 0,58 0,83 2,48 32,31 10,06 32

( 0,23) (2,33) (-1,32) (1,96) (2,12)

IGP - 6,57 0,27 -0,98 0,41 0,83 0,87 2,31 44,45 9,64 32

(- 0,30) (1,55) (-0,64) (2,12) (2,61)

IGPM - 4,53 0,46 -2,16 0,16 0,76 0,78 1,93 24,63 11,25 32

(- 0,18) (2,16) (-1,15) (0,73) (2,06)

IPA -17,65 0,22 -0,21 0,40 1,0 0,81 2,02 27,94 12,25 32

(- 0,67) (0,94) (-0,11) (1,95) (2,60)

IPAI -12,49 0,15 -0,40 0,29 1,0 0,84 2,46 35,29 11,25 32

(- 0,60) (0,71) (-0,25) (2,17) (3,54)

Observação: Variáveis instrumentais utilizadas: ]J t' /). P~ + l' DGl' Pt-1' ht-1' 0t = IPCL - IPCL( -1), e At, onde

na taxa de inflação esperada é bastante importante na dinâmica do processo inflacionário; as políticas monetária e fis:al desempenham um papel importante na determinação da taxa de inflação, embora não tenha sido possível separar as contribuições individuais das polí-ticas monetária e fis:al.

1.2.2 - Oferta Agregada

A equação ( 12 ), da segunda seção deste capítulo, pode ser interpretada como uma equação de oferta agregada em que a inflação depende da própria inflação passada, da capacidade ociosa da econo-mia, dos choques do petróleo e da agricultura, de acordo com:

onde os símbolos continuam a ter o memo significado de antes, e o termo estocástico ~t tem média zero, variârx:ia constante e correlação serial nula. Cabe assinalar que omitimos da equação precedente a va-riável St = St - q t que captaria o efeito de aumentos desejados dos salários reais acima do crescimento da produtividade da mão-de-obra sobre a taxa de inflação. Certamente que em alguns episódios da nossa história econômica recente o comportamento dos salári~ contribuiu para diminuir, e em outros para aumentar, a taxa de inflação. Embora reconhecendo este fato adotaremos a hipótese, a priori e não testada, de que os choques de salários não tiveram um caráter sistemático na inflação brasileira. Uma verif'x:ação empírica desta h~ótese requer uma pesquisa abrangente que inclusive produza as informações esta-tísticas pertinentes para se tratar adequadamente o assunto.

Nas estimativas da equação ( 20 ), da oferta agregada, a taxa de inflação é mensurada através dos memos índices de preços utilizados na equação de demanda agregada. A capacidade ociosa da economia será medida por duas maneiras alternativas, do setor industrial e da economia como um todo. Em ambos os casos através dos resíduos da tendência histórica. A variável que capta os chogues de petróleo é igual à diferenra entre a taxa de ~res:imento do fudice de Preços de Combustíveis e Lubrificantes da FGV e a taxa de inflação. Os choques agrícolas são medidos pela diferenra entre a taxa de cres:imeIÍto do produto agrícola e a taxa de cres:imento histórica do setor.

A Tabela 1.9 contém as estimativas da equação ( 20) quando se usa a medida de capacidade ociosa do setor industrial. Os coeflCientes da taxa de inflação defasada de um período e da variável que mede os choques do petróleo (Ot) são todos signiflCativos ao nível de 5%, e o primeiro deles tem, em geral, um valor bastante próximo de 1.

A influência dos choques agrícolas sobre a taxa de inflação seria

!,;J

N

Tabela 1.9

Regressão: pt=bO + _{b1 Pt-l} + _{b2 ht} + _bJUt + b4At

Variável

Constante _{ht Dt At}

R

2 _D.

W. (h) F (4,27)

Dependente Pt-l s n

ICVRJ 6,67 0,80 -0,32 0,26 -0,65 0,69 2,14 15,29 13,39 32

(1,53) (6,83) ( 1,11) (2,94) (-1,68) (0,53)

Deflator 2,83 0,95 -0,25 0,14 -0,36 0,74 1,26 18,82 12,23 32

(0,68) (8,19) ( 0,95) (1,93) (-1,03) (2,77)

IGP 3,64 0,92 -0,16 0,28 -1,42 0,72 1,28 17,47 14,02 32

(0,79) (7,38) ( 0,54) (2,87) ( -3,40) (2,87)

IGPM 3,92 0,92 -0,17 0,16 -0,38 0,66 1.47 13,38 14,05 32

(0,83) (6,96) (0,56) (1,82) (-0,93) (2,26)

IPA 4,55 0,92 -0,04· 0,24 -1,58 0,66 1,46 13,18 16,16 32

(0,86) (6,42) ( 0,11) (2,08) (-3,27) (2,61 )

IPAI 6,67 0,82 -0,18 0,27 -1,72 0,61 1,68 10,70 17,47 32

(1,23) (5,66) ( 0,47) (2,12) (-3,27) (1,58)

rejeitada apenas em dois casos: quando se mede a inflação pelo DE-FLA TOR e pela média do IGP. Alguns valores da estatística de Dur-bin-Watson assinalam uma pequena correlação serial positiva entre os resíduos.

Quanto aos coeficientes da capacidade ociosa do setor indus-trial, eles apresentam elevados erros padrões, embora com os sinais indicados pela teoria.

A Tabela 1.10 contém as estimativas das mesmas regressões apresentadas na tabela anterior, exceto que a capacidade ociosa agora corresponde a da economia como um todo. Comparand~se as duas tabelas é fácil verificar-se que os re!llltados não se alteram !Ilbstancial-mente. Cabe assinalar que os coeficientes da capacidade ociosa apesar de terem maiores valores absolutos, contilUlam com elevados erros padrões.

Quando se examina a sensibilidade dos coeflCientes a maneira pela qual se mede a inflação, para as regressões das Tabelas 1. 9 e 1.10, a conclusão que emerge é de que as estimativas são pouco sensíveis ao índice de preços utilizado,· com exceção daquelas que correspondem aos parâmetros que procuram captar o efeito dos choques agrícolas sobre a taxa de inflação.

Nas Tabelas 1.11 e 1.12 a variável que mede o choque do petr~

leo foi medida através da variação absoluta, durante o ano, do IÍtdice de Preços de Combustíveis e Lubrificantes da FGV. Esta hipótese preS!llpõe que a contribuição dos choques dos preços dos produtos derivados de petróleo para a taxa de inflação é maior quando os pre-ços desses produtos forem mais elevados. Isto signiflCa dizer, por exemplo, que o segundo choque do petróleo em 1979 teria tido um impacto maior sobre a taxa de inflação do que o primeiro choque que teve início em 1973. Uma racionalização para esta preS!llposição seria de que a proporção dos gastos com produtos derivados de petróleo no (;usto total de produção aumentaria com a elevação dos preços desses produtos.

Os resultados das Tabelas 1.11 e 1.12 mostram que os coeficien-tes de determinação R2 _{das regressões são maiores do que aqueles}

contidos nas duas tabelas precedentes; as estatísticas de Durbin--Watson são bastante razoáveis não indicando um padrão sistemático de autocorrelação serial de resíduos. As estatísticas t de praticamente todos os coefICientes são signifICativ~s ao nível de 5%, no teste unia-teral.

Os coeficientes da variável que mede o efeito da capacidade ociosa sobre a taxa de inflação passam agora a ser negativos do ponto de vista estatístico, embora evidenciem o fato de que a recessão não tem uma grande contribuição para reduzir a taxa de inflação. Com efeito, para o caso do produto industrial, a Tabela 1.11 mostra que,

~

Tabela 1.10

Regressão: pt=bO + _{bl Pt-l} + _{b2 ht} + _{b3 0 t} + b4At Variável

Constante _{ht °t At}

R

2 _{D.W.(h) F(4,27)}

Dependente Pt-l

s

n

ICVRJ 5,99 0,82 -0,61 0,25 -0,74 0,70 2,23 15,54 13,31 32

(1,35) (6,86) ( 1,25) (2,76) (-1,90) (-0,88)

Deflator 1,79 0,98 -0,67 0,13 -0,46 0,75 1,34 20,05 11,95 32

(0,43) (8,36) ( 1,50) (l,75) (-1,30) ( 2,49)

IGP 2,75 0,95 -0,56 0,27 -1,50 0,73 1,34 18,31 13,78 32

(0,60) (7,52) ( 1,12). (2,75) (-3,61) ( 2,67)

IGPM 3,19 0,94 -0,45 0,14 -0,44 0,67 1,51 13,72 13,93 32

(0,67) (6,92) ( 0,87) (1,69) (-1,08) ( 2,17)

IPA 3,76 0,94 -0,45 0,23 -1,64 0,67 1,51 13,61 15,98 32

(0,71) (6,50) ( 0,78) (1,98) (-3,39) ( 2,41)

IPAI 6,08 0,84 -0,48 0,26 -1,79 0,62 1,74 10,92 17,36 32

(1,10) (5,68) ( 0,76) (2,01) (-3,38) ( 1,34)

Tabela 1.11

Regressão: pt=bO + _{b 1 Pt-l} + _{b2 ht} + bJDt + _{b4 A}t

-_._---~-Variável

Constante ht Dt At

R

2 D. W. ( h) F(4,27)

Dependente Pt-l s /I

-_ .. ---_ .. _ - - -

----ICVRJ 9,38 0,66 -0,86 0,13 -0,57 0,75 2,44 19,97 12,16 32

(2,36) ( 5,83) ( 2,91) (4,03) (-1,62) (-1,62)

Detlator 3,22 0,85 -0,87 0,13 -0,37 0,89 1,63 55,48 7,84 32

(1,22) (lI ,21) ( 4,54) (6,91 ) (-1,64 ) ( 1,16)

IGP 7,74 0,70 -0,93 0,17 -1,15 0,86 2,19 40,96 9,99 32

(2,34) ( 7,22) ( 3,82) (6,51) (--3,92) (-0,64 )

IGPM 4,38 0,80 -0,86 0,15 -0,39 0,86 1,98 40,68 9.15 32

(1,44) ( 9,17) ( 3,88) (6,67) (-1,46) ( 0,06)

IPA 9,70 0,62 -0,95 0,20 -1,27 0,86 2,46 42,86 10,24 32

(2,86) ( 6,16) ( 3,77) (7,14) ( -4,20) (-1,58)

IPAI 9,92 0,61 -1,00 0.18 -1,39 0,78 2,16 24.10 13,14 32

(2,42) ( 5,20) ( 3,13) . (5,56) ___ (-3,56). __ ~ ____ (-_0,60L _____

Observação: ht

=

capacidade ociosa do setor industrial, Dt - IPCL - lPCL ( -1 ).