Inflação no consumo : um indicador da política monetária?

INFLACAO NO CONSUMO: UM INDICADOR DA POLITICA

MONET ARIA?

Joao Sousa Andrade (*)

A problematica dos indicadores monetarios da polftica econ6mica tern rafzes na analise econ6mica (1). 0 conhecimento em tempo oportuno de indicadores da ac9ao das polfticas e fundamental. Urn dos indicadores que tern sido avan-vado com alguma frequencia e 0 nfvel de preyOS por grosso (2)(3). A polftica monetaria teria assim como objectivo-alvo a estabilidade desses pre9os e a sua acvao poderia de certa forma ser corrigida tendo em conta a sua evoluvao (4

). Como em Portugal nao dispomos de urn fndice deste tipo, e sendo nota-rio que as autoridades se guiam na sua polftica pela evoluvao do IPC, vamos estudar que consequencias podera ter para a estabilizavao a utilizavao desse fndice.

I) Comevaremos neste estudo por lembrar os Indices de pre9os de que dispomos e algumas dificuldades que poderao surgir com a utilizavao do IPC quando se pretende estabilizar os pre9os da produ9ao interna.

II) Numa economia aberta, como a nossa, para alem dos pre9os na pro-duvao, tambem os pre9os das importa96es influenciarao os pre9os no consu-mo. Estudaremos as rela96es de causalidade que poderao existir entre essas tres variaveis depois de terem sido adequadamente integradas. Servir-nos-emos dos testes ADF e KPSS e estudaremos a causalidade

a

Granger. 0 perfodo de estudo escolhido vai de 1977:1 a 1993:2.

Ill) Testaremos a existencia de rela96es de co-integravao entre pares da-quelas variaveis e aplicaremos ao estudo da infla9ao no consumo modelos tipo MCE (mecanisme de correcvao dos erros), com estima9ao num s6 esta.dio, por metodos nao lineares, ou em dois esta.dios. Utilizaremos tambem o metoda de Phillips-Ouliaris. Chegaremos invariavelmente

a

conclusao que estabilizar o IPC nao podera ser a mesma coisa que estabilizar os pre9os na produvao. A tra-ject6ria da inflagao no consumo e paralela

a

da infla9ao na produ9ao. Esta ultima conta em tros quartos para a inflavao no consumo, nunca na totalidade. A in-flavao nas importa96es e uma determinante importante (urn quarto) da infla9ao no consumo.

IV) Porque a nossa economia e uma economia aberta que aprofundou a sua integrayao de forma crescente no mercado mundial a partir da decada de 80,

(*) FE, UC.

(1) Mitchell, G. (1966), Brunner, K., and Meltzer, A. (1967), e Saving, T. (1967). Do autor ( ... ). Andrade (1993).

(2) Commodity Price Index.

(3) Webb, R. (1988), Whitt, J. (1988), Boughton, J., and Branson, W. (1988), Garner (1989), Baillie, R. (1989), Sephton, P. (1991), Pecchenino, R. (1992), Angell, W. (1992), e Fuhrer, J. (1993). Tambem com interesse Labys, W., and Maizels, A. (1993).

( 4) Nao pensamos numa perspectiva de fine tuning, mas antes de Iongo prazo.

procuramos isolar um subperfodo onde a estabilidade da influencia externa sabre os pregos no consumo fosse uma caracterfstica. Escolhemos assim o subperfodo que vai de 1984:1 a 1993:2. Para estes trimestres fizemos o mesmo estudo que em Ill). Os resultados obtidos antes sao confirmados, sendo os modelos globalmente melhores que para o perfodo total.

V) Finalmente conclufmos o nosso estudo.

I - 0 IPC (fndice de pregos no consumo) permite um conhecimento da evolugao dos pregos do cabaz de bens consumidos pelas famflias com um desfasamento temporal diminuto. lsto e, a inflagao no consumo pode ser co-nhecida com um atraso mfnimo.

0 mesmo nao podemos dizer da inflagao nas transacg6es par grosso. Ate 1986 tivemos um fndice de pregos par grosso em Lisboa. Para as transacg6es deste tipo contamos hoje apenas com o fndice dos pregos implfcitos no produto interno bruto (PIB), nas contas nacionais anuais e nas contas trimestrais, o que equivale, em geral, a um ana de atraso na disponibilidade dessa informagao. Na formulagao da polftica econ6mica afigura-se pais irrealista a considera-gao dos valores da inflaconsidera-gao na produconsidera-gao quando os seus valores mais recen-tes nao estao disponfveis.

E

assim natural que as autoridades retenham a in-formagao rflais recente transmitida pela inflagao no consumo.

Se atendermos a que os pregos no consumo tendem a evoluir como os pregos par grosso, aquela inflagao evoluiu como a inflagao nas transacg6es a montante. Conhecer estes ultimos valores permite conhecer os valores futures da inflagao no consumo. No entanto, nao conhecemos a evolugao daqueles pregos em tempo util; apenas conhecemos os valores dos pregos no consu-mo. Ou seja, conhecemos hoje o «resultado•• e mais de um ana depois a «cau-sa». 0 ganho (marginal) no conhecimento dos pregos das transacg6es par gros-so e assim quase nulo. E nao dizemos que e nulo porque os academicos continuarao

a

interessar-se par esses pregos. Se conhecessemos em tempo util a evolugao dos pregos par grosso estes poderiam ser usados, com ganho positivo, como indicadores da polftica monetaria. Se para alem disso conheces-semos :a relagao de co-integragao entre estas variaveis o problema do indica-dar podia ser resolvido com eficacia.

Mas como dissemos, nao dispomos nem de Indices. de pregos par grosso nem de um fndice de produgao disponfvel em tempo util. Admitamos par agora que os pregos das transacg6es par grosso evoluem como os pregos na gao e que para alem disso pretendemos estabilizar o nfvel de pregos da produ-gao interna. A polftica econ6mica tera assim de assentar em antecipag6es re- . lativamente distantes do IPC. A polftica orgamental e monetaria tera de contar com antecipag6es de pregos a 18 e a 24 meses.

E

diffcil acreditar que tal acontega quando se atribui tanto significado aos valores correntes do IPC e quando a tentagao para polfticas passivas e tao grande.

Este caso de informagao desfasada cai no quadro de analise de M. Friedman (1961 e 1968), quando este argumentava a favor de regras fixas de Iongo prazo na condugao da polftica monetaria em contexto de desfasamentos incertos nos mecanismos de transmissao monetaria. 0 facto de a inflagao su-bir, ou descer, hoje, em termos de IPC, pouco nos diz sabre a condugao da

polftica econ6mica. A hip6tese de a informac;:ao al contida ser «mal lida» e pais muito grande.

Ainda que se continue a admitir, como certa e conhecida, uma relac;:ao de Iongo prazo entre a taxa de inflac;:ao no consumo e na produc;:ao algo mais havera a dizer. Supondo que aquelas variaveis se representam por DPC e

DPP (5_{), temos:}

DPC,- DPP,

=

!1, (1)

com 11,-1(0), integrada de ordem zero, ou estacionaria. Neste caso teremos para a dinamica de curta prazo (6):

k 1

ODPC,

=

Po+ P1 (DPC-DPP)H +

L

a,DDPP H +

L

'YjDOPC,_i + £1 (2)

i=O j= 1

Serve esta ultima equac;:ao para lembrar que uma coisa e a evoluc;:ao na mesma traject6ria dos prec;:os na produc;:ao e no consumo e outra a dinamica de curta prazo que supoe afastamentos permanentes sem que tal afecte o resultado de Iongo prazo. Estes afastamentos da traject6ria diminuem a impor-tancia do fine tuning e levam-nos a acreditar que se trata de mais uma razao

porque uma polltica que. se baseia na evoluc;:ao do IPC possa conduzir a resul-tados indesejados.

II - Como dissemos, nao dispomos de um lndice de prec;:os par grosso, mas apenas de um lndice de prec;:os impllcitos no PIB, que no melhor dos casas e de periodicidade trimestral. Estes dais Indices nao podem ser confundidos, sobretudo numa economia abe.rta. Numa economia como a nossa temos de ter em conta alguns efeitos que poderao afastar o comportamento daqueles Indi-ces: a eliminac;:ao de barreiras

a

importac;:ao, como e o nosso caso desde o inlcio da decada de 80; o efeito substituic;:ao normal, que pode levar os consu-midores nacionais a comprar mais produtos importados porque estes se torna-ram mais baratos, e a importac;:ao de bens de consumo duradouros, ou de inves-timento, que nao sao produzidos internamente. Par tudo isto a causalidade entre inflac;:ao no consumo e na produc;:ao pode nao existir. Alias, convira lembrar que · ha varias decadas que deparamos com economias mais inflacionistas e menos inflacionistas, o que iQdirectamente prova que as traject6rias dos prec;:os no consumo e na produc;:ao podem nao ser identicas.

Tomemos o caso de:

DPC,- DPP,

=

c + !1,

com 11,-1(0), integrada de ordem zero, e

c

< 0. Uma polltica de estabilizac;:ao do nlvel de prec;:os da produc;:ao interna, que tome como indicador a inflac;:ao no consumo, acabara par ser permanentemente uma polltica inflacionista.

Apesar daquele coeficiente

c

nos dar uma ideia das traject6rias dos pre-c;:os, entendemos que a melhor maneira de estudarmos aquelas traject6rias,

(5) DPC =

e

n(IPC₁) -

e

n(IPC₁_₄).

(6) DDPP

=

A DPP

=

DPP₁- DPP₁_₁•

numa economia aberta, sera a de considerar explicitamente o comportamento da evolugao dos pregos das importag6es (?).

Tomemos o perfodo de 1977:1 a 1993:2. A nossa investigagao vai centrar--se na obtengao de variaveis estacionarias para testar a existencia de possf-veis relag6es de causalidade entre aquelas variapossf-veis e na obtengao de rela-g6es de co-integragao entre as variaveis cuja ordem de integragao e 1.

Comecemos pois pela obtengao de variaveis estacionarias [1(0)]. Utilizare-mos dois testes: o de Dickey-Fuller (8_{), com correcgao de autocorrelagao pela} inclusao de desfasamentos dos acrescimos da variavel a testar (9_{), sendo o teste} para a autocorrelagao urn teste do tipo LM (multiplicador de Lagrange); e o de Kwiatkowski (1°), com escolha da ordem 4 e 8, porque utilizamos variaveis com periodicidade de origem trimestral (11

).

E

conhecido que o teste ADF nao da bons resultados na vizinhanga de rafzes unitarias, por isso optamos pela utili-zagao daqueles dois testes. Enquanto no primeiro a hip6tese nula consiste na nao estacionariedade (teste T), no segundo a hip_6tese nula consiste na estacionariedade (teste tipo LM).

Em ambos os caso incluimos um trend, mas como os resultados relativa-mente

a

sua ausencia nao se alteravam apenas incluiremos informagao sobre a estacionariedade em nfvel.

Teste ADF n.s. LM T ro Nao estacionariedade

DPP ... 0,246 -1,778 -2,909 Nao exclusao. DDPP ... 0,312 -9,388 -2,910 Exclusao. DPC ... 0,669 -1,292 -2,909 Nao exclusao. DDPC ... 0,639 -5,985 -2,909 Exclusao. DPI ... 0,701 -1,855 -2,909 Nao exclusao. DDPI ... 0,525 -8,075 -2,910 Exclusao.

n.s. LM: nfvel de significancia do teste LM para autocorrela<;:ao dos erros. T": nfvel crftico da estatfstica T obtida par Mackinnon (1991 ).

Teste KPSS k= 4 k= 8 Estacionariedade DPP... 0,806 0,510 Exclusao. DDPP ... 0,092 0,091 Nao exclusao. DPC... 0,902 0,589 Exclusao. DDPC... 0,063 0,084 Nao exclusao. DPI... 0,918 0,618 Exclusao. DDPI... 0,043 0,053 Nao exclusao.

Valor crftico a 5 %: 0,463.

(7) Que se resume a tamar o fndice implfcito dos pre<;:os das importa<;:6es das contas tri-mestrais.

(8) Dickey and Fuller (1979) e Fuller (1976).

(9) Este teste tambem e conhecido como teste ADF, DF aumentado.

( 10) Kwiatkowski, Phillips, Schmidt and Shin (1992). Ou teste KPSS, dos names dos seus autores.

Como podemos verificar, os dois testes sao coincidentes no que respeita a conclus6es. As variaveis DPP, DPC e DPI sao integradas de ordem 1 e as variaveis, DDPP, DDPC e DDPI sao variaveis estacionarias.

De posse desta informa«;:ao procuramos estudar a presen«;:a de rela«;:6es de causalidade

a

Granger (12_{). A equa«;:ao estudada para cada uma das} varia-veis (Y) estacionarias foi a seguinte:

M N

y = ~0

+

L

a;Yt-i

+

LYrr-j

+e.,

i= 1 j= 1

de onde se excluiu, numa primeira hip6tese, a possibilidade de causalidade imediata

U

= 0). A estima«;:ao daquela equa«;:ao obedeceu a dois nfveis de cal-culo. No primeiro obtivemos M que minimizava um criteria de Akaike (13

) em:

M

Y=

Wo

+La)~_;+

e.',

i= 1

E no segundo, de posse do valor de M, testamos a exclusao da hip6tese nula para diferentes valores de N (de 1 a 8).

Os resultados obtidos encontram-se resumidos no seguinte quadro:

RelaQ6es de causalidade Exclusao a 5 % Exclusao a 10%

PP=>PC ... . Sim Sim PC=>PP ... . Nao

PI =>PP ... . Sim Nao PP=>PI ... . Sim Sim

PI=>PC ... . Sim Nao PC=>PI ... . Sim Sim

Em suma: a) como seria de esperar numa pequena economia aberta, os pre«;:os de importa«;:ao sao ex6genos a todos os outros; e b) os pre«;:os de pro-du«;:ao sao ex6genos relativamente aos pre«;:os de consumo.

Podemos assim concluir que a influ€mcia das rela«;:6es externas leva a que o comportamento dos pre«;:os da produ«;:ao interna nao contribuam para um melhor conhecimento dos pre«;:os no consumo.

Esta conclusao e no entanto anulada quando admitimos a possibilidade de causalidade imediata. Neste ultimo caso nao podemos excluir a hip6tese de causalidade dos pre«;:os de produ«;:ao para os pre«;:os do consumo, mesmo ao nfvel dos 5%. Uma conclusao perempt6ria acerca das rela«;:6es de causalidade entre pre«;:os da produ«;:ao interna e do consumo nao e assim facil de tomar. Ill- Para que pudessemos melhorar o nosso conhecimento das rela«;:6es entre aqueles tres pre«;:os procuramos estudar a existencia de nao co-integra«;:ao

(12) C. W. Granger (1969).

(1 3) Numero de observa<;:oes x

e

n(somat6rio do quadrado dos erros) + 2 x numero de parametres da equa<;:ao.

entre cada par daquelas variaveis, aplicando para isso um teste ADF (14

). A ex-clusao de nao co-integrat;:ao entre duas variaveis (Y e X) sera feita se puder-mos excluir a hip6tese nula do coeficiente de regressao

p

em:

1

11e,= p.

el-1

+

I,<>

-11et-i i= 1

No quadro em baixo limitamo-nos a indicar o valor de T associado a Pl .o;=. respective nlvel de significancia e o nlvel de significancia do teste LM de or-dem quatro para exclusao de auto-correlat;:ao.

ADF T(p} DPP, DPC ... . -2,797 DPC, DPI ... . -2,655 DPP, DPI ... . -2,275 N.S. 0,007 0,010 0,028 LM 0,177 0,175 0,578

Vemos pelos resultados apresentados que nao podemos excluir a presen-t;:a de co-integrapresen-t;:ao entre aquelas variaveis. Este resultado incentiva-nos

a

estimat;:ao de relat;:oes de curta e de Iongo prazo entre estas variaveis. Pro-curemos obter parametros de Iongo prazo entre a taxa de inflat;:ao do consumo e as restantes taxas num s6 estadio, atraves de equat;:oes tipo mecanisme de correct;:ao dos erros, MCE [Banerjee, Anindya; Dolado, Juan; Galbraith; and Hendry, David (1993, caps. 2 e 3)].

Para a equat;:ao:

onde nao inclulmos a inflat;:ao nas importat;:6es, os resultados obtidos atraves da utilizat;:ao de metoda nao linear (15) foram os seguintes:

SEE=0,16, f12=0,274 Coef. reg ... : ... . T ··· N.S ... . -0,1539 -2,129 0,038 0,9240 -'10,800 :0 ' 0,4456 4,288 :0

( 14) 0 teste n.9 _{3, segundo Engle, R., and Granger, C. W. (1987).} (15) lnder, B. (1993).

0,2953 2,597 0,012

E para a equac;ao com inclusao da inflac;ao nas importac;oes: DDPP1= ~

1

• (DPC-~

2

• DPP-~

3

• DP~

1

_

1

+ ~

4

• DDPP1 + ~

5

• DDPC1_1 + ~

6

DDP/1 os resultados foram: SEE= 0, 12,

fl2

= 0,558 ~. Coef. reg ... -0,2916 0,7693 0,2249 0,6628 0,2499 0,2088 T ··· -3,394 -12,860 3,994 7,094 2,796 5,650 N.S ... 0,001 :0 =0 :0 0,0071 :0

Em ambos os casos os coeficientes de correcc;ao dos erros (~₁) tern os sinais correctos. Pelos valores de

fl2

e do desvio padrao dos erros estimados

(SEE), torna-se 6bvia a escolha do segundo modelo, que conduz a uma

equa-c;ao de Iongo prazo:

DPC = 0, 769 DPP

+

0,225 DPI

Este resultado significa que apenas 77% da taxa de inflac;ao na produc;ao interna se transmite

a

taxa de inflac;ao no consumo.

Procuramos confirmar este resultado atraves da obtenc;ao em dois esta-dios da relac;ao MCE.

Obtivemos assim urn modelo dinamico:

com SEE= 0,014,

fl2

=

0,942 e LM(4)

=

0,063. Os coeficientes de Iongo prazo vern iguais a:

[a1 + (1 - a3- a.J] = 0,754 e [~ + (1 -

<Xs-

a4)] = 0,242

0

modelo de curto prazo mais apropriado vern dado por:

1 2 1

DDPCI= ~A-1

+

L ~2i DDPPI-i+

L

~3j DDPCI-j+ L~4pDPII_k+ £1

i=O j= 1 k=O com SEE= 0,013,

fl2

= 0,562 e: Coef. reg. ···'··· T ... . N.S ... . -0,6977 -3,737 =0 0,5919 3,828 =0 0,5390 3,296 0,002 0,1436 2,670 0,010 295

Parece-nos que podemos concluir que a taxa de inflagao no consumo

e

formada por duas componentes relativamente distintas, pela taxa de inflagao da produgao interna e pela taxa de inflagao dos bens importados.

Ainda utilizamos o teste de Phillips-Ouliaris (16) para uma confirmagao adi-cional dos nossos resultados. Os coeficientes normalizados para DPC foram os seguintes:

DPC DPP DPI

1,0 -0,7815 -0,21971

0 que permite a estimagao do modelo MCE:

2 1 3

DDPC1

=

~

1

eH

+I:

~

2

; DDPPH+

L

~

3

iDDPII-i

+

_L~

4

pDPC

1

_k+ £1

i=O j=O k= 1

onde

e

₁= DPC-0,7815 DPP-0,21971 DPI, com SEE= 0,012, R2

=

0,615 e: P, Coef. reg ... . -0,4766 T ... . -4,929 N.S .... · ... . =0 0,4049 2,084 0,042 0,1111 2,153 0,036 0,7906 4,410 =0

Mais uma vez encontramos a confirmagao dos resultados acerca da for-magao da taxa de inflagao do consumo para a totalidade do perfodo aqui con-siderado.

IV - Como

e

conhecido, o grau de abertura da nossa economia variou bastante ao Iongo do perfodo aqui em estudo. Para termos uma ideia da influen-cia que tal evolugao podera ter tido no comportamento da inflagao no consumo estimamos de forma recursiva o modelo DPC = ~

₁

+ ~

₂

DPP + ~pPt, tendo pres-tado atengao

a

evolugao dos coeficientes de DPP e DPI. Os coeficientes, para o perfodo total, comegavam a estabilizar por volta de 1984. Ao estimarmos o modelo com infcio em 1984, os coeficientes daquelas variaveis passavam a estabilizar rapidamente, como podemos ver na figura em baixo. Devido a este resultado repetimos o nosso estudo da formagao da inflagao no consumo para o perfodo 1984:1 a 1993:2.

11,5612 4,1339 -3,2935 -10,7208 '. 8401 2,1489

f

0,89047 0,36795

-Coef. of DPP and its 2 S.E. bands based on recursive OLS

·"

8401-9302 DPCJ...C, DPP, DP~

'

_-.--

_{... ...}

. r---:-: .-...

--=.~;-:-_-.;.-...,.-~----~-~~---.,. ' ' ...L-~~-~-_,_~~~---:---·

·• ' ' ' '

I • • 8603 8901 91 03

Coef. of DPI and its 2 S.E. bands based on recursive OLS

8401-9302 Df'qC, DPP, DPI) ,,l ... ____ • - _ .. - -- .. __ •

·-:-.-===--·-·=-====:-.:.= .:::::.:.-::::: ... : .. - . -- - ..

•""""

--·--···-··-··----·-···-·-·

.. :· ... r ' j ' - - - • • • • • •• ••• 9302 -1,6264 _.._._~ _ _ _.__...._._~-.L...I~-1-...__~ _ _ ___..__ _ _ _ _ _,__.._._-. -. J 8401 8603 8901 9103 9302 297

No que respeita

a

obten9ao dos coeticientes de Iongo prazo num s6 esta-dio, os resultados toram os seguintes:

Para o modelo sem intla9ao importada:

SEE= 0,008, fl2. = 0,640

Coef. reg ... . T ··· N.S ... .

Para o modelo completo:

-0,2611 -4,638 :0 0,7918 -17,033 :0 0,5235 4,574 =0 0,4581 4,723 :0 DDPP₁= ~₁ • (DPC- ~

2

• DPP-~

3

• DP~

1

_

1

+ ~

4

• DDPP 1 + ~

5

• DDPC1_3 + ~

6

• DDP/1 os resultados foram: SEE= 0,007,

FP

0,774 P, P, Coef. reg ... -0,3592 0,7604 0,2130 0,7198 0,2913 0,1509 T ... -3,501 -24,293 4,389 6,473 3,371 3,994 N.S ... 0,001 :0 =0 =0 0,002 :0

Tambem agora o. modelo completo e preferfvel ao outro.

E

interessante verificar que os resultados sao substancialmente melhorados para este sub-perfodo e que o coeficiente de Iongo prazo da infla9ao da produ9ao interna ja vem, no primeiro modelo; com um valor muito Ionge da unidade e proximo do que toma no modelo completo. Estes resultados sao confirmados pelos mode-· los a dais estadios e pelo teste de Phillips-Ouliaris. Comecemos pelo modelo a dais estadios.

0

modelo de Iongo prazo vem:

com SEE= 0,008, Ff2

=

0,970 e LM(4)

=

0,278. Com os seguintes coeticientes:

Sendo o modelo de curto prazo mais apropriado dado por: 3 2 DDPC1

=

~

1

eH + ~

2

pDPP

1

+

:L

~sj ooPct-j +

:L

P4PDP11_k + £1 com SEE= 0,007, f12 = 0,729 e: Coef. reg ... . T ... . N.S ... . j= 1 k=O -0,5690 -2,270 0,031 0,7732 7,106 =0 0,4421 2,773 0,009 0,1400 2,520 0,018

A estatfstica de Phillips-Ouliaris conduziu aos seguintes valores de co--integra9ao:

DPC DPP DPI

1 ,0 - 0, 75241 - 0,28653

0 que permite a estima9ao do modelo MCE:

2 1 3

DDPCI = p1 eH +

L

p2i DDPP 1-i +

L

Psj DDP/1-j +

L

p4pDPCt-k + £1

i=O j=O k= 1

onde

e

₁= OPC-0,75241 DPP-0,28653 DPI, com SEE=0,007, fF=0,773 e:

Coef. reg ... . -0,4120 T ... . -3,641 N.S ... . 0,001 0,7990 4,369 =0 0,1526 3,070 0,005 0,3924 2,526 0,017

Tanto num caso como noutro os resultados confirmam o que se disse para o modelo MCE a urn estadio, os modelos apresentamse globalmente melhores -para este subperfodo e conduzem ao resultado ja evidenciado -para a totalida-de do perfodo, que as traject6rias da infla9ao do consumo e da produ9ao nao sao as mesmas, sendo paralelas mas nao identicas. 0 teste de Johansen (17

), que levava a resultados nao consistentes para o perfodo total de estudo,

con-(17) Johansen,

s:

(1988), Juselius, K. (1991), e Bnaerjee, A, Dolado, J., Galbraith, J., e Hendry, D. (1993)

duziu a resultados interessantes quando limitamos a nossa analise ao subperfodo posterior a 1984. Para quatro desfasamentos os resultados obtidos constam dos quadros em baixo:

Johnansen Maximum Likelihood Procedure (non-trended case) Cointegration LR Test Based on Maximal Eigenvalue of the Stochastic Matrix

Null Alternative Statistic 95% Grit. Value 90 % Grit. Value

r= 0 r= 1 34,8480 22,0020 19,7660

r< = 1 r=2 22,3129 15,6720 13,7520

r<= 2 r= 3 14,7213 9,2430 7,5250

38 observations from 8401 to 9302. Maximum lag in VAR

=

4.

List of variables included in the cointegrating vector: DPC, DPP; DPI; Intercept. List of eigenvalues in descending order: 0,60030; 0,44411; 0,32118; - 0,0000.

Null

r= 0

r< = 1

r<= 2

Johnansen Maximum Likelihood Procedure (non-trended case) Cointegration LR Test Based on Trace of the Stochastic Matrix

Alternative Statistic 95 % Crit. Value 90% Grit. Value

(> = 1 71,8822 34,9100 32,0030

(> = 2 37,0342 19,9640 17,8520

r= 3 14,7213 9,2430 7,5250

38 observations from 8401 to 9302. Maximum lag in VAR

=

4.

List of variables included in the cointegrating vector: DPC, DPP; DPI; Intercept. List of eigenvalues in descending order: 0,60030; 0,44411; 0,32118; -0,0000.

Os dois testes de Johansen apontam para a presenga de tres relag6es de co-integragao. 0 quadro com essas tres relag6es, com a normalizagao para DPC, vern dado a seguir:

Valores normalizados dos vectores co-integrados

DPC ... .. DPP ... . DPI ... . lntercepc;:ao ... . Vector 1 -1,0 0,75307 0,071059 0,0046727 Vector 2 -1,0 10,6982 -2,8150 -1,0469 Vector 3 -1,0 0,78714 0,29945 -0,0084392

Neste conjunto possfvel de vectores e de reter o terceiro vector que apresenta como coeficientes para DPP e OPt respectivamente 0,787 e 0,299, o que esta muito proximo dos valores que obtivemos ao utilizar metodologias alternativas para a sua estimagao.

V-Apesar de as taxas de inflagao aqui consideradas serem variaveis co-integradas, a estabilizagao da inflagao do consumo nao significa estabiliza-gao da inflaestabiliza-gao na produestabiliza-gao interna. Com uma evoluestabiliza-gao de pregos na produ-gao superior

a

media comunitaria, estabilizar a inflagao no consumo e ainda uma polftica inflacionista que levara

a

substituigao da produgao interna por bens produzidos externamente.

Pretendemos assim provar que os pregos medidos pelo IPC nao sao urn born indicador da polftica monetaria, podem mesmo conduzir a polfticas nao desejadas, e que e fundamental

a

polftica econ6mica portuguesa a disponibi-lidade de urn fndice do comercio por grosso, com indicagao dos pregos de produgao interna e com informagao disponibilizada em tempo tao curta como o e hoje o IPC.

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