TRANSMISSÃO DE INFLAÇÃO DE PORTUGAL PARA CABO VERDE: UMA ANÁLISE DE CO-INTEGRAÇÃO

TRANSMISSÃO DE INFLAÇÃO DE PORTUGAL PARA CABO VERDE: UMA ANÁLISE DE CO-INTEGRAÇÃO

ANTONIO JOSÉ MEDINA DOS SANTOS BAPTISTA ALEXANDRE BRAGANÇA COELHO

Resumo

O objetivo deste trabalho foi analisar a transmissão de inflação de Portugal para Cabo Verde durante o período de 1992 a 2002. A análise foi realizada por meio da análise de co-integração, mais especificamente mediante o Procedimento de Johansen para co-integração.

Os testes de raiz unitária indicaram que todas as séries são não-estacionárias, sendo integradas de ordem 1[I(1)]. O teste de co-integração indicou a existência de apenas um vetor de co-integração, significando que há uma relação de equilíbrio de longo prazo entre os níveis de preço de Portugal e Cabo Verde. De acordo com os resultados, os níveis de preço de Portugal e Cabo Verde podem ser considerados perfeitamente integrados neste período, ou seja, a variação no nível de preços de um país é transmitida de maneira completa ao outro no longo prazo. Em relação à liderança de preços, conclui-se que há causalidade unidirecional no sentido Portugal→ Cabo Verde, indicando que , no período de 1992 a 2002, a inflação de Portugal foi efetivamente transmitida para Cabo Verde. As implicações deste resultado são importantes, no sentido de que políticas que visem combater a inflação em Cabo Verde devem considerar explicitamente o papel dos choques externos provenientes de Portugal.

Estes resultados oferecem subsídios para a formulação de políticas governamentais, seja no campo comercial, seja no campo cambial. A diversificação dos parceiros comerciais de Cabo Verde é recomendável, pois permite uma diluição da influência portuguesa na vida e nos preços em Cabo Verde. Em relação à taxa de câmbio, um arranjo cambial que permita maior absorção dos choques externos passa a ser uma das variáveis de escolha das autoridades monetárias cabo-verdianas na definição do regime de câmbio no país. Numa visão de longo prazo, deveriam ser priorizadas políticas industriais de incentivo ao investimento voltado para exportação e substituição de importação.

Palavras-chave: Cabo Verde, Transmissão de inflação, Causalidade, Co-integração.

1 - INTRODUÇÃO

“A política monetária para 2003, continuará orientada no sentido da manutenção da estabilidade dos preços e do reforço das reservas internacionais necessárias para a

garantia da paridade do escudo cabo-verdiano ao euro.” BCV (2002, p12).

Como se pode observar por essa citação, a estabilização dos preços é um tema importante que o Banco de Cabo Verde leva em consideração na formulação de sua política econômica.

O controle da inflação é atualmente um dos principais objetivos dos formuladores de política econômica, assim como a manutenção de nível baixo de desemprego, estabilidade financeira e elevado nível de produto real. Muitos bancos centrais de países desenvolvidos adotaram o sistema de “metas de inflação” como o principal objetivo da política econômica. Entretanto, a implementação do sistema de metas de inflação tem como um dos requisitos o conhecimento perfeito das causas da inflação, para que seja possível fazer previsões sobre sua dinâmica.

A inflação, definida por Fontes (1993), é um processo de crescimento contínuo dos preços. Embora a sua definição seja consensual entre as diferentes correntes do pensamento econômico, as suas causas e seu combate são controversos. Essas

controvérsias surgem devido aos diferentes paradigmas teóricos do monetarismo, keynesianismo, estruturalismo e inercialismo.

A importância de analisar a inflação é justificada pelo fato de que a inflação é um problema tanto econômico como social. Os agentes econômicos, tanto públicos como privados, monitoram a dinâmica do nível de preços na economia de forma a alocar os seus recursos e formular planos de ação. Historicamente, na literatura econômica, a inflação sempre foi um tema bastante debatido entre os pesquisadores. Uma particularidade do fenômeno inflacionário mundial é a possibilidade de sua transmissão entre os países.

O presente estudo tem objetivo de analisar a “importação” da inflação de Portugal por Cabo Verde. O fenômeno de “importação” de inflação foi um tema muito debatido na década de 70, período no qual vigorava em diversas economias o sistema de taxa de câmbio fixa. Nesta altura, alguns pesquisadores verificaram que existia transmissão internacional da inflação, no sentido (direção) de uma grande economia para uma pequena economia.

De acordo com Friedman (1953), citado por Cheung e Yuen (2000), “...the

flexible rate regime puts an end to the inflation transmission mechanism prevailing under the fixed rate system. Exchange rate flexibility enables a country to pursue its own monetary/inflation policies and insulates it from external inflation shocks.”. Um

país que adota um regime de taxa de câmbio fixa está susceptível a “importar” inflação de seu parceiro comercial.

Alguns estudos, de diferentes autores, corroboram a idéia de “importação de inflação” 1. Indicando apenas alguns destes estudos, podem-se citar, Browne (1984), Turnovsky e Kaspura (1974), Geary (1976a), Kingslton e Turnovsky (1978), Brunner e Meltzer (1977), Blejer (1981), Cheung e Yuen (2000), que analisaram o fenômeno de propagação internacional da inflação e os mecanismos de sua transmissão para pequenas economias abertas. De acordo com estes autores, a capacidade do exterior de influenciar a trajetória de preços internos depende da variação do nível de preços internacional e da variação do valor da taxa de câmbio.

De acordo com Davidson (1994), quanto maior o grau de abertura de uma economia, maior será a inflação importada potencial. O potencial da inflação importada pode ser explicado também pelo grau de monopólio da economia. Uma elevação de preços de produtos importados representa um custo para as empresas que usam ou comercializam estes produtos internamente. Daí que, quanto mais elevado o grau de monopólio mais facilmente este custo será repassado aos consumidores.

A relação Cabo Verde – Portugal parece reunir todas as condições para que possa ocorrer transmissão de inflação. Isto é, Cabo Verde é uma pequena economia aberta, extremamente dependente de importação de bens2, mantém um regime de taxa de câmbio fixa em relação à moeda portuguesa e, dado que Portugal é um dos principais parceiros comerciais de Cabo Verde, possivelmente pode ocorrer “importação” de inflação.

Na Figura 1, encontra-se plotado no gráfico o comportamento do nível de preços de Cabo Verde e Portugal. Como se pode verificar, estas duas series de IPCs (Índice de

1 _{Para uma análise mais detalhada da propagação internacional da inflação e os mecanismos de} transmissão, ver Darby et al. (1983).

Preços no Consumidor) parecem caminhar juntas, embora o IPC de Cabo Verde apresente maiores flutuações em relação ao de Portugal.

Figura 1 – Dinâmica do nível de preço (IPC base 1997=100) de Cabo Verde e Portugal durante o período de 1992 a 2002.

60.00 70.00 80.00 90.00 100.00 110.00 120.00 130.00

Jan-92 Jan-93 Jan-94 Jan-95 Jan-96 Jan-97 Jan-98 Jan-99 Jan-00 Jan-01 Jan-02 Periodo

Indice

IPC CV IPC PT

Fonte: BCV (2003), INE (2003)

Analisando a Figura 2, pode-se notar que a participação de Portugal no comércio externo de Cabo Verde vem aumentando ao longo do tempo. Sem dúvida, Portugal é o maior parceiro comercial de Cabo Verde. Neste contexto, torna-se necessário analisar as mudanças nos níveis de preços nestes dois países, bem como as implicações da inflação portuguesa na economia de Cabo Verde. É necessário analisar o comportamento de longo prazo entre os níveis de preços dos dois países, de forma a conhecer as respostas (variações) do IPC de Cabo Verde em relação a mudanças no IPC de Portugal.

Figura 2 – Participação de Portugal no comércio externo de Cabo Verde durante o período de 1992 a 2002. 0% 10% 20% 30% 40% 50% 60% 70% 80% 90% 100% 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 Exp Imp

Fonte: Banco de Cabo Verde (2003).

Pela análise da Figura 3, nota-se que o índice de preços de Cabo Verde apresentou maior variação em relação ao de Portugal. Essa variação deve-se ao fato de que em Cabo Verde é freqüente ocorrerem choques na oferta de bens. Devido à insularidade, falta de controle de estoque, etc; freqüentemente ocorre queda nos estoques de bens disponíveis, acarretando variações freqüentes nos preços desses bens.

-0.06 -0.04 -0.02 0 0.02 0.04 0.06 0.08 Variação

D(log IPC CV) D(log IPC PT)

Fonte: Banco de Cabo Verde (2003), INE (2003)

Pelo fato de que o governo Cabo-verdiano ter adotado paridade fixa em relação ao escudo português/euro, torna-se necessário analisar a possibilidade de ocorrer importação de inflação de Portugal e qual a elasticidade de transmissão da inflação.

Este estudo encontra-se estruturado da seguinte forma: além dessa introdução, será apresentado o referencial metodológico, referente aos testes de estacionariedade das séries, testes de causalidade de Granger e análise de co-integração; em seguida, serão analisados os resultados; e finalmente, apresentadas as principais conclusões do trabalho.

2 - METODOLOGIA UTILIZADA

Para analisar a hipótese de transmissão de inflação entre Portugal e Cabo Verde, foram utilizados os seguintes dados: Para o nível de preços em Portugal, foi utilizado o índice de preços ao consumidor (IPC) fornecido pelo Instituto Nacional de Estatística de Portugal. Para a série de preços de Cabo Verde, também foi utilizado o IPC, agora fornecido pelo Banco Central de Cabo Verde. Todos os dados são mensais e cobrem o período de janeiro de 1992 a dezembro de 2002 (132 observações). Todas as séries foram expressas em logaritmos de forma que os coeficientes encontrados expressem as elasticidades de transmissão de preços.

A análise da transmissão de inflação foi realizada através da análise de integração, mais especificamente por meio do Procedimento de Johansen para co-integração. Esse procedimento é recomendável quando se lida com variáveis não-estacionárias, o que inviabiliza o uso do modelo de regressão padrão (Mínimos quadrados ordinários) para estabelecer a relação entre as variáveis. Isso ocorre porque as propriedades usuais dos estimadores de Mínimos Quadrados não são observadas e as inferências baseadas nos testes t e F ficam prejudicadas. O primeiro passo para a análise

de co-integração é a verificação da ordem de integração das variáveis de interesse, ou seja, é preciso verificar a existência ou não de raízes unitárias nas séries temporais e, em caso afirmativo, determinar se a ordem de integração é a mesma para todas as variáveis envolvidas. O Procedimento mais cuidadoso é iniciar testando a presença de mais de uma raiz unitária por meio do teste Dickey-Pantula (DICKEY & PANTULA,1987). Neste trabalho, será testada apenas a hipótese de duas raízes unitárias com o teste Dickey-Pantula, pois não há evidência da existência de três ou mais raízes unitárias em séries econômicas. Neste caso, a especificação do teste é a seguinte:

∆2_Ln(X

t) = γ∆Ln (Xt-1) + εt (1)

H0: ∃ 2 raízes unitárias(γ=0)

Ha: ∃ 1 raiz unitária(γ<0)

Em que: ∆ = operador diferença. εt= ruído branco

Esse modelo é o mais simples, sem constante ou termos defasados. Entretanto, se o erro acima não for um ruído branco, é necessário incluir termos defasados para não prejudicar a estimação e inferência. Uma especificação mais completa seria a seguinte:

∆2_Ln(X t) =µ + γ∆Ln (Xt-1) + _{t i} k i i X ₋ = ∆

∑

2 1 δ + εt (2) H0: ∃ 2 raízes unitárias(γ=0) Ha: ∃ 1 raiz unitária(γ<0)

em que: ∆ = operador diferença. K = número de defasagens εt= ruído branco

A estimação é feita por MQO e os resultados dos testes de significância dos coeficientes são comparados com as mesmas tabelas usadas por Dickey & Fuller em seu teste ADF(descrito a seguir).

O teste ADF, desenvolvido por Dickey & Fuller (1979,1981), consiste na estimação da seguinte equação por Mínimos Quadrados Ordinários:

∆Yt= θYt-1 + t i p i i Y− − = ∆

∑

1 1 δ + εt (3) em que: θ = 1 1 −

∑

= p i i ρ i δ = -

∑

+ = p i j j 1 ρ

A não-rejeição da hipótese nula indica presença de uma raiz unitária na série Yt.

Na realidade, a equação (3) indica o modelo mais simples, sem constante e sem termo de tendência. As outras especificações possíveis são:

∆Yt= α + θYt-1 + t i p i i Y− − = ∆

∑

1 1 δ + εt (4) ∆Yt= α + βt + θYt-1 + _{t i} p i i Y₋ − = ∆

∑

1 1 δ + εt (5)

Para cada especificação, devem-se calcular o valor de t relativo à hipótese nula e compara-lo com o valor crítico da estatística tabulada por Dickey & Fuller (1979). As estatísticas τ, τµ e ττ correspondem ao teste t para a estimativa do coeficiente da variável

Yt-1 sob H0 nas equações (3), (4) e (5), respectivamente.

A decisão sobre qual especificação deve ser usada pode ser feita baseada nos testes sobre a significância do termo da tendência e da constante nas equações (4) e (5) ou em testes conjuntos de significância dos termos determinísticos e de raiz unitária. No primeiro caso, também utilizaram-se tabelas construídas por Dickey & Fuller (1981): em (4), utilizou-se a tabela ταµ para testar se α=0, dado θ=0; em (5), utilizou-se a tabela

τατ para testar se α=0, dado θ=0; e τβτ para testarse β=0, dado que θ=0. No caso dos

testes conjuntos, é necessário construir uma espécie de estatística F, chamada por Dickey & Fuller (1981) de Φ1, Φ2 e Φ3. Essas estatísticas são construídas da mesma

maneira que testes F tradicionais:

Φi = [SQRi(restrito) – SQRi(irrestrito)]/r (6)

SQRi(irrestrito)/(T-k)

em que: SQRi = soma dos quadrados dos resíduos3,

r = número de restrições, T = número de observações e

k = número de parâmetros estimados no modelo irrestrito.

Comparando o valor calculado em Φi com o valor apropriado que está em

Dickey & Fuller(1981), podem-se determinar se a restrição é válida ou não. No caso da equação (4), podem-se testar as hipóteses conjuntas α=θ=0 com a estatística Φ1. No caso

da equação (5), pode-se testar as hipóteses conjuntas α=β=θ=0 com a estatística Φ2 e

β=θ=0 com a estatística Φ3.

Para identificar a existência de co-integração, será utilizado o Procedimento de Johansen (1988). O primeiro passo é a especificação de um modelo VAR geral, da seguinte forma:

Xt = Π1Xt-1 + Π2Xt-2 + ... + ΠkXt-k + εt (7)

sendo:

Πi = matriz de parâmetros de ordem (n X n) e

εt =termo de erro com εt ~ IN(0, Ω).

A partir desse modelo geral, é possível definir outro modelo:

∆Xt = ΠXt-1 + ∑Γi∆Xt-i + εt i = 1, 2, ..., k-1. (7’) sendo: Π = Π1 + Π2 +...+ Πk – I Γi= -

∑

+ = Π k i j j 1 I = matriz identidade 3 _{No caso de Φ}

1, o modelo irrestrito corresponde àquele com constante, ou seja, ∆Yt= α + θYt-1 + εt. No caso das estatísticas Φ2 e Φ3, o modelo irrestrito corresponde ao modelo com constante e tendência determinista,ou seja,∆Yt= α + βt + θYt-1 + εt.

O formato da equação (7’) é conhecido como modelo de correção de erro. Engle & Granger (1987) provaram que, havendo um vetor de variáveis Xt com Xt~CI(1,1),

então Xt pode ser representada na forma de um modelo de correção de erros. Na

realidade, a matriz Π (nxn) pode ser representada pelo produto das seguintes matrizes:

Π = α β’ (8)

A matriz α é chamada de matriz de coeficientes de ajustamento e os seus elementos representam a velocidade de ajustamento das variáveis de interesse a desequilíbrios no curto prazo. A matriz β é chamada de matriz de co-integração e contém os coeficientes que exprimem as relações de longo prazo entre as variáveis. Ambas as matrizes possuem dimensão n x r, em que r é o número de vetores de co-integração.

A determinação do número de vetores de co-integração é feita pela análise do posto4 da matriz Π. Uma forma de determinar o posto de uma matriz é observar o número de raízes características (ou autovalores) que são diferentes de zero. Partindo desse princípio, Johansen & Juselius (1990) desenvolveram dois testes capazes de determinar o posto da matriz Π. O primeiro teste é conhecido como teste do traço(λ trace)

e é usado para testar a hipótese nula de que existem no máximo r vetores de co-integração: λ trace(r)= ln(1 ˆ ) 0,1,2,..., 2, 1. 1 − − = − −

∑

+ = n n r T n r i i λ (9) em que: i

λˆ = valor estimado dos autovalores obtidos da matriz β e T = número de observações.

O outro teste desenvolvido por Johansen & Juselius (1990) é o teste do máximo autovalor, que testa a existência de exatamente r vetores de co-integração contra a alternativa de existência de r+1 vetores. Ele é definido por:

λ Max(r, r+1)= - T ln(1 -λˆr+1) (10)

Além disso, é possível realizar testes de hipóteses sobre os vetores α e β. Os testes sobre os parâmetros α permitem avaliar se as velocidades de ajustamento relativas a cada variável são significantes, além de permitir a comparação sobre a rapidez de cada uma no retorno ao equilíbrio de longo prazo. Os testes sobre os parâmetros β testam a relevância das variáveis no espaço de co-integração. Ambos envolvem a construção de razões de verossimilhança da seguinte forma5:

-2 logQ(H0) = -T ] ) ˆ 1 ( ) 1 ( log[ 1 *

∑

= − − r i i i λ λ _{~ χ}2 r(n-m) (11)

em que: T = número de observações,

r = número de vetores de co-integração,

λ* eλˆ_i = autovalores do modelo restrito e irrestrito,

4 _{O posto (ou rank) de uma matriz é definido como o número de linhas e\ou colunas linearmente} independentes

n = número de variáveis e

m = número de coeficientes β(ou α) não-restritos.

Outro teste que será realizado é o teste de causalidade de Granger. Granger (1969) estruturou um conceito formal de causalidade baseado em três premissas principais:

1) as variáveis testadas resultam de processos estocásticos; 2) as variáveis são estacionárias; e

3) o futuro não pode causar o passado.

Sua definição de causalidade é a seguinte: se yt causa xt, a previsão do valor

presente de xt é superior ao se usarem os valores passados de yt em relação à

possibilidade de não se utilizar essa informação. A implementação desse conceito de Granger é realizada através de um teste de significância de parâmetros que exprime a influência das variáveis passadas sobre os valores atuais das variáveis testadas. Assim, tem-se: = t z m _{t i} i iz− =

∑

1 α + m _{t i t} i iy ε β ₋ + =

∑

1 (12) = t z m _{t i} i iz− =

∑

1 α + ε_t (13)

A hipótese nula é definida como:

H0: β1 = β2=...= βm=0 (14)

A equação (12) envolve o que se denomina modelo irrestrito, enquanto a equação (13) envolve o modelo restrito. Essas equações são repetidas com yt como

variável dependente e zt como variável independente:

t i t m i i i t m i i t y z y = ϕ + δ ₋ +ε = − =

∑

∑

1 1 (15) t i t m i i t y y = ϕ − +ε =

∑

1 (16)

A hipótese nula também é definida como:

H0: δ1= δ2=...= δm=0 (17)

A estatística do teste conjunto é calculada da seguinte forma:

F = [SQR(restrito) – SQR(irrestrito)]/m ~ Fm,T-2m (18)

SQR(irrestrito)/(T-2m)

em que:

SQR = soma dos quadrados dos resíduos, m = número de restrições e

T = número de observações.

Se as hipóteses nulas em (14) e (17) não forem rejeitadas, haverá ausência de causalidade em ambos os sentidos. Se a hipótese nula em (14) for rejeitada e em (17) não for rejeitada, haverá causalidade de Granger de yt para zt. Por outro lado, se a

hipótese nula em (14) não for rejeitada e (17) for rejeitada, haverá causalidade de zt em

relação a yt. Se, entretanto, as hipóteses nulas em (14) e (17) forem rejeitadas, haverá

variáveis estacionárias, pois, se isso não ocorrer, a distribuição da estatística do teste não converge para uma distribuição F.

Nota-se nas equações acima que o conceito de causalidade de Granger envolve a idéia de precedência temporal e não se pode determinar, apenas pelo seu resultado, um nexo causal estrito ligando as variáveis testadas. Assim, caso encontrar uma relação de preços em que P1 Granger-causa P2, a interpretação será de que as variações em P1

tendem a liderar as variações em P2 .

3 - RESULTADOS E DISCUSSÃO

Os testes de raiz unitária para as séries analisadas6 se encontram nas Tabelas 1 e 2. Na Tabela 1, através do teste de Dickey-Pantula, pode-se notar que a hipótese nula de duas raízes unitárias é rejeitada para ambas as séries, ou seja, há no máximo uma raiz unitária nas séries de preços de Cabo Verde (IPCCV) e Portugal (IPCP). A Tabela 2 apresenta os testes ADF para testar a existência de uma raiz unitária para a série IPCCV. Pode-se notar que o modelo mais adequado é aquele sem constante e sem tendência, pois tanto as hipóteses individuais quanto as conjuntas indicam a não-rejeição da hipótese nula de que α=0 e, ou, β=0. Assim, observando-se a estatística τ, pode-se concluir a não-rejeição da hipótese nula da existência de uma raiz unitária na série IPCCV. A Tabela 3 apresenta os mesmos testes, agora para a série IPCP. verifica-se notar que ela também indica que o modelo mais adequado é aquele sem tendência e constante e que não se pode rejeitar a hipótese nula da existência de uma raiz unitária para esta série. Dessa forma, ambas as séries analisadas apresentam uma raiz unitária, sendo assim integradas de mesma ordem. Esse é um pré-requisito fundamental para o teste seguinte, o teste de co-integração.

TABELA 1 – RESULTADO DOS TESTES DE DICKEY-PANTULA

1- Um asterisco indica rejeição da hipótese nula a 1% de significância Os valor entre parênteses representa a defasagem que se mostrou significativa

TABELA 2 – RESULTADO DOS TESTES DE RAIZ UNITÁRIA PARA A SÉRIE IPCCV –1992-1/2002-12

Modelo1 Estatística Valor encontrado Valor crítico (5%)

ττ -1,02 -3,45 τατ 1,09 3,11 ∆Yt=α+βt+θYt-1 + t i p i i Y− − = ∆

∑

1 1 δ + εt τβτ 0,52 2,79 Φ3 0,16 6,34 Φ2 1,59 4,75 τµ -1,88 -2,88 ∆Yt=α+θYt-1+ _{t i} p i i Y₋ − = ∆

∑

1 1 δ + εt ταµ 1,98 2,54 Φ1 2,22 4,63

Variável(em logs) Valor encontrado1 IPCCV -12,06*(0)

∆Yt= θYt-1 + _{t i} p i i Y₋ − = ∆

∑

1 1 δ + εt τ 2,23 -1,94

1) O número de defasagens obtido através dos critérios de seleção foi de 12

TABELA 3 – RESULTADO DOS TESTES DE RAIZ UNITÁRIA PARA A SÉRIE IPCP –1992-1/2002-12

Modelo1 Estatística Valor encontrado Valor crítico (5%)

ττ -2,19 -3,45 τατ 2,21 3,11 ∆Yt=α+βt+θYt-1 + t i p i i Y− − = ∆

∑

1 1 δ + εt τβτ 2,21 2,79 Φ3 2,74 6,34 Φ2 1,90 4,75 τµ -0,06 -2,88 ∆Yt=α+θYt-1+ _{t i} p i i Y₋ − = ∆

∑

1 1 δ + εt ταµ 0,16 2,54 Φ1 0,10 4,63 ∆Yt= θYt-1 + t i p i i Y− − = ∆

∑

1 1 δ + εt τ 2,24 -1,94

2) O número de defasagens obtido através dos critérios de seleção foi de 13

Como as séries analisadas são integradas de mesma ordem, no caso, de primeira ordem, pode-se passar à segunda etapa do teste de co-integração com a realização do Procedimento de Johansen. O primeiro passo é determinar o número de defasagens e a inclusão de termos deterministas. Uma inspeção visual dos dados não indica a presença de tendência determinista no nível da série, apenas de uma tendência estocástica, e opta-se assim pela inclusão de uma constante apenas dentro do vetor de co-integração. Quanto ao número de defasagens, os critérios de informação associados ao teste de significância da defasagem mais alta indicam a inclusão de quatro defasagens para as séries analisadas.

Passa-se, assim, a determinação do número de vetores de co-integração com análise do posto da matriz Π, em que:

∆Xt= ΠXt-1 + Γ1 ∆Xt-1 + ...+ Γk-1 ∆Xt-k+1 +ΘDt + εt (19)

com Xt=[ IPCCV IPCP Constante ]’ (20)

Essa análise é feita através dos testes do traço e do máximo autovalor, cujos resultados estão descritos na Tabela 4. Ambos os testes indicam a rejeição da hipótese nula da existência de zero vetor de integração, ou seja, indicam a existência de integração entre as variáveis. Há concordância também no número de vetores de co-integração encontrados, pois os dois testes indicam a existência de apenas um vetor de co-integração. Isso significa que há uma relação de equilíbrio de longo prazo entre os níveis de preço de Cabo Verde e Portugal, evidenciando uma ligação entre suas tendências estocásticas.

TABELA 4 – TESTES DE CO-INTEGRAÇÃO – 1992-1/2002-12 H0:rank=p Teste do máximo Valor Teste do Valor

Autovalor1 Crítico (95%) Traço 1 _Crítico (95%) P=0 42,48* 15,67 45,26* 19,96 P≤1 2,77 9,24 2,77 9,24

1- Um asterisco indica rejeição da hipótese nula a 5% de significância

Os vetores α e β encontrados na estimação por máxima verossimilhança foram os seguintes7:

[IPCCV IPCP Constante]

β’= [1.0000 -0,8934 -0,6592] α = IPCCV -0.0108

IPCP -0.0183

Dessa forma, a equação que representa o equilíbrio de longo prazo é a seguinte:

IPCCV= 0,8934 IPCP + 0,6592 (21)

Pode-se notar que o coeficiente de 0,8934 de IPCP indica que a elasticidade de transmissão de longo prazo entre os níveis de preço de Cabo Verde e Portugal é extremamente elevada: um aumento de 10% no nível de preços de Portugal leva a um aumento de 8,93% no IPC de Cabo Verde. Entretanto, antes de qualquer conclusão, é necessário testar se os valores de α e β são estatisticamente significantes. A Tabela 5 apresenta os testes sobre os parâmetros β. Inicialmente, é analisada a significância dos parâmetros referentes a cada variável, buscando determinar quais variáveis participam efetivamente do equilíbrio de longo prazo. Analisando o resultado, pode-se concluir pela rejeição da hipótese nula sobre os parâmetros βIPCCV e βIPCP, indicando que os

níveis de preço de Cabo Verde e Portugal efetivamente fazem parte do vetor de co-integração e, assim, podem ser considerados interligados no período analisado, o que significa que choques ocorridos em um país são transmitidos ao outro no longo prazo. Em seguida, testa-se o grau de integração entre os níveis de preço de Cabo Verde e Portugal. Ele é implementado de forma a determinar se eles podem ser considerados perfeitamente integrados, isto é, se uma variação no nível de preço de um país é transmitida de maneira completa ao outro país no longo prazo8.O resultado não permite rejeitar que os níveis de preço português e cabo-verdiano podem ser considerados perfeitamente integrados no período entre 1992 e 2002.

TABELA 5 – TESTES SOBRE OS PARÂMETROS β

7 _{O vetor beta está normalizado pelo parâmetro β} IPCCV

8 _{Este conceito, no contexto de co-integração, é equivalente a transmissão perfeita de inflação.} H0 Razão de Verossimilhança1

βIPCCV =0 5,83**

βIPCP=0 2,58*

1- Um asterisco indica rejeição a 11% de significância e dois asteriscos a 5%.

Pode-se, agora, analisar o vetor α . Como já foi visto, o vetor α é chamado de vetor dos coeficientes de ajustamento e os seus elementos representam a velocidade de ajustamento das variáveis de interesse a desequilíbrios no curto prazo.

A Tabela 6 apresenta os resultados dos testes sobre os parâmetros α. Eles indicam a rejeição da hipótese nula para a variável IPCP, mas a não-rejeição para a variável IPCCV. Este resultado é no mínimo peculiar, pois isso significa que todo ajustamento aos desequilíbrios de curto prazo é feito pelo índice de preços de Portugal, enquanto o índice de preços de Cabo Verde não se altera. Do ponto de vista da teoria econômica, este resultado também é inusitado: Portugal, um país com economia muito maior e com uma pauta de importações mais diversificada, teoricamente responderia com menor intensidade a desequilíbrios de curto prazo que Cabo Verde, que importa grande parte de seus gêneros alimentícios de Portugal. Assim, para confirmar este resultado, decide-se testar se as velocidades de ajustamento são idênticas (em módulo) entre as variáveis. O que se quer testar é se os preços reagem a velocidades estatisticamente iguais a desequilíbrios de curto prazo, apesar de reagirem em sentidos opostos. O resultado não permite rejeitar esta hipótese, ou seja, além de perfeitamente integrados, os níveis de preço de Portugal e Cabo Verde reagem com a mesma velocidade a um desequilíbrio transitório, se movendo em sentidos opostos para restaurar o equilíbrio.

TABELA 6 – TESTES SOBRE OS PARÂMETROS α

1- Um asterisco indica rejeição a 1% de significância

O passo final é tentar identificar a existência de uma relação de causalidade no sentido de Granger entre os níveis de preço dos dois países, de forma a identificar se os preços de um país “lideram” ou têm precedência temporal sobre os preços do outro. Isso indicaria qual país estaria “importando” inflação, e permitiria formular recomendações de política econômica que impedissem ou minimizassem esse fato. Assim, a Tabela 7 apresenta os resultados dos testes de causalidade de Granger aplicados à primeira diferença do logaritmo do nível de preço, ou seja, às taxas de inflação de Portugal e Cabo Verde. Para um número de defasagens igual a 6, os resultados indicam uma causalidade unidirecional no sentido Portugal → Cabo Verde, indicando que, no período de 1992 a 2002, a inflação de Portugal foi efetivamente transmitida para Cabo Verde. Essa transmissão, como foi visto nas tabelas apresentadas, ocorreu de forma perfeita no longo prazo, indicando que um aumento de preços de 10% no IPC de Portugal, por exemplo, acaba se consubstanciando num aumento de 10% no longo prazo em Cabo Verde.

TABELA 7 – TESTES DE CAUSALIDADE DE GRANGER

H0 Razão de Verossimilhança1 α IPCCV=0 0,74 α IPCP=0 38,71* α IPCCV= -α IPCP 0,23 H0 Estatística F

d(IPCP) não granger-causa d(IPCCV) 2,30* d(IPCCV) não granger-causa d(IPCP) 1,52

1- Um asterisco indica rejeição a 5% de significância 4 – CONCLUSÃO

O objetivo deste trabalho foi determinar se o nível de preços em Cabo Verde é influenciado pelo nível de preços de Portugal, isto é, se Cabo Verde “importou” inflação de Portugal durante o período de 1992 a 2002. Essa questão é importante na medida em que Cabo Verde tem mais de 50% de suas importações originárias da antiga metrópole e, assim, é de se esperar que choques que afetem Portugal acabem influenciando as variáveis macroeconômicas em Cabo Verde.

A análise da transmissão de inflação foi realizada através da análise de integração, mais especificamente através do Procedimento de Johansen para co-integração. Esse procedimento é recomendável quando se lida com variáveis não-estacionárias, o que inviabiliza o uso do modelo de regressão padrão para estabelecer a relação entre as variáveis. Isso ocorre porque as propriedades usuais dos estimadores de Mínimos Quadrados não são observadas e as inferências baseadas nos testes t e F ficam prejudicadas. Além disso, o Procedimento de Johansen permite a incorporação de informações sobre os ajustamentos de curto e longo prazo, fundamentais na estimação da equação de transmissão de inflação.

Os resultados dos testes de raiz unitária indicaram que todas as séries são não-estacionárias, sendo integradas de ordem 1[I(1)]. Passando para os testes de co-integração, ambos indicaram a existência de apenas um vetor de co-co-integração, significando que há uma relação de equilíbrio de longo prazo entre os níveis de preço de Portugal e Cabo Verde, evidenciando uma ligação entre suas tendências estocásticas. A análise da significância dos parâmetros referentes a cada variável determinou que ambas participam do vetor de co-integração. Assim, os resultados indicam que os níveis de preço de Portugal e Cabo Verde podem ser considerados integrados, ou seja, choques ocorridos em um país são transmitidos ao outro no longo prazo. Testando o grau de integração, conclui-se que eles podem ser considerados perfeitamente integrados neste período, ou seja, a variação no nível de preços de um país é transmitida de maneira completa ao outro no longo prazo. Em relação aos coeficientes de ajustamento, apesar de alguma divergência nas conclusões dos testes, pode-se concluir que os níveis de preço de Portugal e Cabo Verde reagem com a mesma velocidade a um desequilíbrio transitório, se movendo em sentidos opostos para restaurar o equilíbrio. Em relação à liderança de preços, conclui-se que há causalidade unidirecional no sentido Portugal→ Cabo Verde, indicando que, no período de 1992 a 2002, a inflação de Portugal foi efetivamente transmitida para Cabo Verde, ou seja, Cabo Verde “importou” a variação positiva do nível de preços de Portugal.

As implicações deste resultado são importantes, no sentido de que políticas que visem combater a inflação em Cabo Verde devem considerar explicitamente o papel dos choques externos provenientes de Portugal. Apesar da inflação portuguesa estar em níveis bastante reduzidos por mais de uma década, a dependência e a estreita ligação entre os níveis de preço dos dois países não deixa de representar uma perda de liberdade das autoridades monetárias de Cabo Verde, na medida em que impedem ou dificultam a escolha de políticas autônomas que signifiquem maior (no caso de uma política expansionista) ou menor inflação.

Além disso, este resultado oferece novos subsídios para a formulação de políticas governamentais, seja no campo comercial, seja no campo cambial. A diversificação dos parceiros comerciais de Cabo Verde é recomendável, pois permite uma diluição da influência portuguesa na vida e nos preços em Cabo Verde. Em relação

à taxa de câmbio, um arranjo cambial que permita maior absorção dos choques externos passa a ser uma das variáveis de escolha das autoridades monetárias cabo-verdianas na definição do regime de câmbio no país. Numa visão de longo prazo, deveriam ser priorizadas políticas industriais de incentivo ao investimento voltado para exportação e substituição de importação.

5 - REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS

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