Comportamento de preços competitivos

Fundação Getulio Vargas

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Escola de Pós-Graduação em Economia

Seminários de Pesquisa Econômica 11

(2ª parte)

Marcos Eugenio da Silva

(USP)

~~COMPO:aT

41.ENTO DE

~):aEÇOS

CO_~)E,TET:EVOStt

LOCAL:

DATA:

HORÁRIO:

Fundação Getulio Vargas

Praia de Botafogo, 190 - 10° andar

Sala 1021

10111/94 (quinta-feira)

15:30h

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Comportamento dos Preços Competitivos

1. InLr:odução

José Carlos de Souza Santos ' Marcos Eugênio da Silva

o

objetivo central deste estudo é analisar o comportamento dos

preços competitivos na economia brasileira. A base de informação uLilizada foi um conjunto de preços coletados diariamente que

co~põ~ a amostra do Índice de Preços Competitivos F!PE-ESTADÃO

(I PC) . Duas perguntas podem ser formuladas. "Primeira: os choques

no índice de preços dos bens competitivos, quando medidos em

URV/Real, são transitórios? Segunda: estes choques implicam a

existência de um componente inercial áe crescimento dos preços

cornpetit:vos em URV/Real?

2. Descriç~o dos Dados

o

IPC é um índice de preços de 26 itens coletados diariamente na

cidade de São Paulo. Estes produtos s!o representativos do que S~

denomina de bens e serviços competitivos, abrangendo alimentação

(arroz I feij ão I carne etc.) I serviços (lavagem de automóvel,

barbeiro, conserto de pneu etc.) e material de construção (areia

e pedra britada) . O obj ativo do índice é fornecer diariamente uma

tendência de curto prazo da evolução dos preços na economia. A

amost.ra é composta de 200 supermercados, 50', ~irasl 50 açougues,

50 lojas de materiais de contrução, 100 barbeiros, 50 bares e

restaurantes, 50 padarias e 50 postos:,~e gasolina. Estes

•

estabelecimentos são visitados alternadamente durante os dias úteis da semana, coletando-se 800 informações de preços por dia .

•

015 P02 09/11/94 09: J7

o Gráfico 1 mostra a evolução diária do IPC e da URV para o

pe~:odo de 2l/0S/93 a 30/06/94. Percebe-se claramente que as duas

sértes mantp.m uma evolução muito próxima até o início de dezembro de 1993, quando a série do IPC passa a apresentar uma aceleração maior do que a da URV. Este processo de descolamento das dUClR

séries pode ser mais bem visualizado através do Gráfico 2. Neste, os preços competitivos estão transformados p.m URV/Real do dia da coleta, cobrindo o período de 21/05/93 a 11/08/94.

3. Crescimento do IPC em URV

Pelo Gráfico 2/ percebe-se que O índice passou de um patamar de

77,5 em 2:/05/93 para 113,1 em 11/08/94 mostrando um crescimento

de cerca de 46% no periodo. Este resultado mostra que,

diferentemente da intuição econômica, foram os preços competitivos

que exerceram pressão nas taxas de inflação. Bate fenômeno já foi

observado diversas vezes antes, mas sempre após os planos de estabilização quando, por pressão de demanda derivada de aumento da renda, os preços competititivos subiram acima dos demais preços da eco:::omia.

A causa deste aumento antecipado pode ser explicada em parte pelo

fa::c de que ,:odas as etapas do plano Real foram previamen~e

anunciadas à sociedade. Oe períodos de mudança de patamal.- do

índice correspondem, grosso modo, aos anúncios governamentais das

etapas do Plano Real. Assim é que o indice passou de um nível de 77,5 em 21/05/93 para 79,6 em 1/12/93. Neste periodo o IPC não apresentou tendência de alta ou de baixa, oscilando entre 75,4 e 81,6.

,

No final deste período, acentuaram-se'os boatos de que ~ governo

estaria preparando um plano de estabilização onde um dos

componentes seria a "dolarização" da economia. O IPC passa a

015 P03 09/11/94 09:48

apresentar, no iní cio de dezembro, uma tendência firme de alta que

dura até meados de janeiro/94.

Os

aumentos

de

renda derivados do

pagamento do 130. salário serviram, tamb~m, para sancionar esta

elevação do Il?C.

A partir de f9vereiro/91, ou ccj~, um mês antes da criação da URV,

O IPC volta a subir, atingindo o patamar de 95 pontos em meados

de abril/94. ApÓS um ligeiro arrefecimento entre 10/04/94 e

20/05/94, o IPC cresce novamente, apresentando a maior aceleraç~o

da série nos últimos dias de jUnho/94 e primeira semana de julho/94, logo após a introdução do Real.

4. Um ~odelo Descritivo da Inércia dos Preços Competitivos

Para d:'scut:"r a presença de inércia nos preços competitivos,

usar-se· c! o conceito de inércia apresentado por Arida (1.984): "A

inflação torna-se inercial quando o melhor previsor para a

inflação futura é a inflação passada.~

No presente caso não se trata de discutir inflação inercial propriamente dita, pois o IPC mede apenas o comportamento de um

conj~nto restrito de preços da economia. Mas a idéia de inércia de preços cabe perfeitamente no problema.

Em termos formais, uma maneira conveniente de se descrever este fenômeno é através de um processo estocástico conhecido cOmo

marclngale, cuja característica maior é que a esperança da

var~ável estocástica no momento t+1, dada a informação disponível até o momento t coincida com o valor da variável no momento t. Um

caso particular de martingale é o random walk com drift, descrito

da seguinte forma: \,~

(1)

~ ARIDA,P. "Bconomic Stabilization in Brazil", Smithsonian

..

015 P04

onde 11'( é a taxa de crescimento dos preços competitivos no momento

t, isto é, 'itl.=dln(IPC) /dt), a é uma constante (ou driftJ e E é Um

wh.ite noise. Aplicando- se o operador esperança condicional na

definição acima temos:

tJ ...

E[Et + 1

I

t] =: a + itt (2)

Come a ~ 11'~ nada mais é do que a taxa corrente de variação dos

preços com d.rift, conclui-se que o processo estocástico acima se

adeq~a muito be~ para descrever o conceito de inércia na taxa de crescimento dos preços. Alguns casos particulares deste processo

são interessantes de serem analisados. Quando a ; O e b~l, esta

taxa não é constante. Pelo contrário, qualquer choque no momento

t se i~corpora definitivamente na trajet6ria futura das taxas de

crescimento dos preços, ou seja, qualquer choque é permanente. O

mesmo ocorre quando a "" O e b

=

1. O importante para que 08

choq~es nas taxas de variação dos preços sejam permanentes é que

o coeficience b seja igual a 1.

Quando a "" O e b

=

0, a aceleraçao dos preços é constante e igual

ao coeficien~e

a.

Os choques são transit6rios e nunca se incorporam na traj etória futura das taxas de crescimento dos

preços. Quando a ~ O ê b ~ O, a aceleração é zero e o processo

estocáscico que descreve a traj et6ria das taxas de crescimento dos

preços é um whi. te Iloise. Neste caso, os choques também são

meramente transit6rios e a melhor previsão que agentes racionais

fazem é a de que a taxa futura de crescimento dos preços será

nula, mesmo que se esteja observando alguma variação positiva nos ~

preços no momento presente.

5. Testes Estatisticos

o

Gráfico 3 mostra que a série do IPC apresenta correlação ao

•

..

015 P05 09/11/94 09:49

crescim,=nto do índice é decrescente. A análise especral indi ca que

O espec tro da série está concentrada nas baixas treqüências I tanto

para o IPC quanto para a sua taxa de crescimento. Isto indica que

a sé!:':"e es tá captando os movimentos de mais longo pra7.o dos

preços. Ressalte-se no entanto que o longo prazo aqui refere-S8 a am período de dias e não de meses ou anos.

Foram feitos testes de raiz unitária para ver se o IPC

comportava-se como um random walk ou outro processo estocástico com al ta

persistência de choques.

o

teste de raiz unitária foi feito com

a segu:"nce equação (Doornik, Hendry,1994)J:

"

.:l P, - Q + _fJ. r .;.. _{j3 P}

t

,

i

~,

r tÁ P, + u, (3)

onde ?". = log (IPC)

o

:esce de Dickey-Puller Aumentado apresentou os valores:

~F= -1,533 e Dt'l (P_.) -;; O, O 02 O 61. A estatistica de Dickey- Fullt=r

não reje~ta a hipótese nula de raiz unitária e o baixo valor da estatistica DW também aponta para a existência de raiz unitária. A Tabela 1 apresenta todas as saldas do teste.

,-,~ -,

"

(.' /\ _{. ,} • I 1 t

i \

•

,.

-

.

DOORNIK,J. & HENDRY,D. pCGíve 8.0. An InLeractive

•

,

' • .J _ " • . ; •• J>. . . .

015 P06 09/ 11/94 D9: ':8

Tabela 1

Resultados do Teste de Raiz Unitária para o log(IPC)

Unic root ~es~s for Lipc

The present sample is: 3 (3) to 46 (5)

Augrrented Dickey-?uller test for Lipc; DLipc on

Varlable Co@fficient Std.Error t-value

Co::stant Trend !..ipc_l DLipc_l ;:)Lipc_2 DLipc_3 DL:"pC_4 DLipc_5 D!..ipc_6 DLipc_7 D:..ipc_8 DLipc_9 O:'ipc_:O OLipc_l:" OLipc _12 DLipc_13 DLipc_1.4 DLipc __ 15 0.034261 1.1907e-005 -0.0080231 0.73223 0.11027 0.099576 -0.024834 -0.54322 0.32517 0.031855 0.057253 -0.0039748 -0.37377 0.22553 0.048389 -0_0:1.6722 0.040768 -0.10079 o = 0.00273931 -1.533 DW ::; 1.98 0.022373 5.9108e-006 0.0052331 0.058536 0.072805 0.073035 0.073266 0.072141 0.075593 0.077950 0.077928 0.078018 0.075743 0.071630 0.072852 0.072725 0.072454 0.058874 OW (Lipcl 1.531 2.014 -1.533 12.509 1.515 1.363 -0.339 -7.530 4.302 0.409 0.735 -0.051 -4.935 3.149 0.664 -0.230 0.563 -1. 712 0.002061 ADF(Lipc) =

CriticaI values used in ADF test: 5%=-9,426 1t--3.992

RSS : 0.002146085014 for 18 variables and 304 observacions

.

--•

015 P07 09/1l/94...:0;..:.9_:"'_~8_, _ _

Com bCise nestt~,!;1 resul tCidos, pode- se di!':er que existe uma inércia muito grande no IPC. Isto significa que quando a série sofre um

ch(,)que, ele se incorpora ao índice por um longo período,

S1.1stentando tendências de alta ou de baixa. Da mesma forma, proj eções do IPC no futuro usando- se as informações no passado são

bastante temerárias: o desvio-padrão da projeção aumenta

rapidamente à medida que se avança no futuro.

Este ~esultadc foi confirmado através de estimações de modelos

ARMA e ARD'lA, ut ilizando o software MATLAB. 4 Os modelos ARMA foram

est:':r.ados para o log (IPC) após ter-se retirado a tendência

d~terrninista linear da série. Os modelos ARIMA foram estimados

par.a o lag(IPC) original, dado que a primeira diferença dos 10gs

mostrou - se estacionária. AS estat!sticas de 10s8 functlon e

Akaike 's FPE :nos tram que o melhor modeio ê o ARMA (1,4), como

mostr~do na tabela 2. OS gráficos 4 e 5 mostram os res1duos e os

coef~c~e~tes de autocor~elação dos residuos deste modelo, ficando

claro que eles são white noise. O modelo A~{l,4) mostra que a

persistência na série do log do IPC é bastante al ta, com o

coeficiente de Pt:-l igual a 0,9595. A equação estimada fol a

seguinte:

P, = 0,9595 P_{t -I}

+

0,7758 1:'_1

+

0,8245 ct-1

+

0, 8819 eH

+

0,7675 e, I ₍₄₎

(0,0132) (0,0391) (0,0314) (0,0313) (0,0393)

onde Pr

=

log (IPC) sem a tendência li~e_ar determinista e os

valores entre parênteses indicam o desvio:padrão da estimativa.

\t~

•

Estes resultados são evidências bastante fortes de que existe alta

, Foram feitos testes do modelo de

randam walk

puro, mas o

resultado foi estatisticamente ruim, com 08 residuos da regressão

muito longe de serem whice noise, o que levou os autores a testaI:'

015 P08 09/11--94 :J9:'::1

persistência ni-!. série do IPC.

Qualqller

choque que ocorra no índícG

tende a se perpe~uar nos períodos subseqüentes. As tendênc~as de

alta ou de baixa do índice são irreversí.vein, a meno!'; que sp.jam

ccmpensadas, nos períodos seguintes, por choque a opostos an

oco:r:rido no momento inicial. Além disso, os choques ocnrridos nos

quatro mementos (dias) anteriores também influenciam o IPC:

cnrrente. Desta fOl:'ma, conclui - se que a primeira pergunt.3.

formulada neste trabalho tem resposta negativa: os movimentos de

baixa ou de alta do índice de preços não são transitórios

f?-tendem a se

prcpagar

nos periodos subseqüentes.

Tabela 2

Escimação de Modelos ARMA e ARlMA para o log(IPC)

Modelo Loss Function Akaike's FPE

ARMA ( l , 4 ) _0,000006705 0,000006918 .:z;,R!'1A (1,3) 0,000009892 0,000001014 ARMA I ~ - , \ "- , :) I 0,0000Q6799 0,000007059 ARl-1A (2,3) 0,000008422 0,000008689 ARI!v"JA (1,1,4) 0,000007056 0,000007281 AR!MA (1,1 J l} 0,000009290 0,000009407 ARlMA (1, ::',2) 0,000009312 0,000009489

.

ARlMA (l, l , 3) 0,000008568 0,000008786 ARJ.:MA (2 J 1,2) 0,000008975 0,000009203 ARIMA (2, 1, 3) 0,000008273 0,000008536

Obs. : Os modelos ARMA foram est~mados para o log (IPC) após

ter

sido retirada a ':endência determinista linear e os modelos AR.lMA

015 P09 09/11/94 09:51

Estes resul tados permitem também que se responda à segunda

pergunta. Os testes econométricos mostram que os choques

obsQrvado~ na taxa de variação

de

preços sao transitÓrios. Isto

significa que aumentos Ou diminuições na taxa de variação do

índice ocorrido8 no presente têm pouco

a

ver com os aumentos ou

diminu::' ções nas taxas de crescimento futuras do índice. Em outras

pal avras, a contribuição dOA preços competitivos para a inflação

inercial em vRV é pequena. 5

A melhor equação estimada para a taxa de crescimento do IPC

foi a AR:MA (1., 1.,4) I como se percebe pela tabela 2 e pelos gráf ices

6 e 7. A equaç~o ê:

."'"

4Pt

=

-·ü,I04Y _{.lP t --) .... 0,8136} el _.) +0,8295 et -2 '1-0,8706 el -.1 +0.7656°1 ...

(0,0764 ) (O,O~24 ) (0.0362 ) (0.0379 ) (0,0441 ) ( 5)

onde 4p~

=

taxa de crescimento do IPC original e os valores entre

parênteses são os desvios-padrões das estimativas.

Pela equação (5) percebe- se que persistência na taxa de

crescime~to do IPC é bem pequena (cerca de - 10%). Este resultado

exprime, grosso modo, o mesmo resultado mostrado na equação (4),

quar.do se

faz

as transformações algébricas necessárias.

Assim, a resposta à segunda pergunta. é também negativa: um

choque na Coaxa de cl.·escimento dos preços competitivos, medidos em

URV, não é permanente e tende a desaparecer I existindo uma inércia

pequena na economia "urvizada". O melhor pravisor da t;:l.Xll de

crescimento do IPC não é a taxa de variação corrente, mas sim uma

fração desta.

\

.

"t--..

~ Este resultado não está em contradição com a afirmação do

inicio do trabalho de que os preços. competitivos mostraram, no

periodo, uma variação superior à da pRV e portan~o da. taxa de

inflação. Os oreços competitivos, ao nao mostrarem ~nérc~a na sua

taxa de cresêimento, não contribuem para a inércia da inflação, o que não quer dizer que os mesmos não possam contribuir com mais peso para o crescimento do indice de inflação.

- - -- -

-6. Conclusão

Est~s resultados, embora

informaç5es restrito ao pesquisa FIPE-ESTADÃO. "" ,~ ... :~~., ",~~~\~,-::\,,·L-,-.t '~! .. \-~:.:< -~\:'.'-, ..

.

' , , ' ... \. ',,"\'l :'; - ~:.: _.=.:-_ : ! -015 P10

preliminares e usando um conjunto de segmento de preços competitivos da

ajudam a desenhar o perfil do

comportamento dos preços numa economia com moeda estável. Neste perf:'l pode- se detectar dois componentes negativos para a politicd de estabili~ação. Em primeiro lugar, o custo de vida fica mais caro em decorrência dos aumentos de preços dos bens competitivos associados ao crescimento na renda dos assalariados. Em segundo lugar. observa- se a persistência dos movimentos de aI ta e de baixa do índice, fator negativo nos períodos de tendência de elevação dos preços. No mesmo perfil dos preços de uma eçonomia conl moeda estável, encontra-se um componente positivo para a política de

estabilização representado pela baixa inércia das taxas de

crescimento dos preços em

URv/Real

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Gráfico 1 - índice de Preços Competitivos e URV

Período: 21/05/93 a 30/06/94 ,,/'" - - --- -- -~--/ /

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; Gráfico 2 - índice de Preços Competitivos em URVI Real

Perfodo: 21/05/93

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Gráfico 3 - Estatísticas da Série do IPC

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(PC;; fndice de Preços Competitivos LIPC = Log do IPC

.15 .8 .2 .z:s .5 .75 .1 $"otr", ... DLipc- _ _ _ _ .25 .:1

•

Gráfico 4

Correlação dos resíduos do modelo ARMA{1 ,4)

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Erros do modeio ARMA(1 .4)

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