Carlos Pereira da Silva ()

(1)

Estudos de Economia, val. v. n." 2, Jan.-Mar. 1985

A PROCURA DE MOEDA EM PORTUGAL:

ALGUNS RESULTADOS EMPiRICOS REFERENTES AO

PERiODO 1960·1980

Carlos Pereira da Silva

(*)

lntrodu~ao

Este estudo (1) tem como finalidade principal a apresenta<;:ao de resultados empfricos sabre a procura de moeda em Portugal, que e aqui definida como o conjunto das disponibilidades monetarias do sector nao bancario- moeda em circula<;:ao mais depositos

a

ordem nos bancos comerciais. Acessoriamente pretende discutir a estabilidade e validade da aplica<;:ao de um modelo do tipo que escolhemos para o caso de uma economia de periferia capitalista, como e o caso da economia portuguesa.

A fun<;:ao de procura de moeda e na opiniao de te6ricos da economia liberal, por exemplo Keynes (1936), Baumol (1963), Friedman (1956), Tobin (1958), Johnson (1971 ), um instrumento importante para as autoridades responsaveis da politica econ6mica, nao somente na previsao da necessidade de moeda dos diferentes agentes econ6micos para as suas actividades correntes, mas tambem para a formula<;:ao e transmissao da polftica mo-netaria.

Por detras da questao da estabilidade desta fun<;:ao reside toda uma teoria que nao sera discutida aqui, ja que se trata de um debate, na nossa opiniao, plena de actualidade (2) e onde as divergencias entre monetaristas e keynesianos estao associadas aos problemas da eficacia entre a polftica monetaria e a politica or<;:amental.

Nao queremos no entanto iludir um problema te6rico central de toda e qualquer analise sabre a fun<;:ao da procura de moeda. Trata-se de clarificar o metoda utilizado na pesquisa, ao qual nao sao indiferentes os resultados que se pretendiam provar.

(*) Assistente convidado do ISE. Agradecemos ao Centro de Estudos de Economia Financeira (ClEF) o apoio fornecido para a tradu<;:ao deste artigo, que foi efectuada pela colega Ana Franco.

( 1) 0 presente trabalho e a sfntese de um dossier apresentado na cadeira de Moeda do Dipl6me d'Etudes Aproffondies Monnaie et Finance da Universidade de Orleans e foi orientado pelo Prof. Haudeville, presidente da Faculdade de Direito e Economia desta Universida(je.

(2)

Ora a maior parte das teorias academicas passa, par cima de uma questao crucial, relacionada com a transformac;:ao da moeda em capital, no processo de produc;:ao de mercadorias, que vai ter reflexes sabre as variaveis explicativas da func;:ao empfrica utilizada.

Par exemplo, muitas das func;:oes da moeda analisadas nos trabalhos citados utilizam a inflac;:ao como variavel explicativa, o que nao deixa de levantar questoes te6ricas fundamentais. Par exemplo, como formam os agentes as suas antecipac;:oes sabre a inflac;:ao e que causas determinarao a evoluc;:ao concreta desta variavel.

Esta questao e amplamente debatida par Martins Barata (1979) no seu livro sabre a polftica monetaria, quando analisa o processo de formac;:ao dos prec;:os (3).

Apesar de estarmos conscientes de que a teoria nao e indiferente neste tipo de estudos, pareceu-nos interessante verificar em que medida alguns modelos empfricos ja testados, par exemplo os de Goldfeld (1973} para a Franc;:a, Bank of England (1969) para a lnglaterra, poderiam ser aplicados com sucesso

a

economia portuguesa, tendo em conta o atraso econ6mico do nosso pafs em relac;:ao aos pafses citados.

Tentamos igualmente comparar os resultados par n6s obtidos com os de urn trabalhp publicado pela OCDE (1979}, no qual uma func;:ao de procura de moeda do tipo da utilizada par Goldfeld (1973} fornece resultados muito consistentes para diversos pafses capitalistas.

0

nosso estudo sera orientado da seguinte forma:

Numa primeira parte analisamos as condicionantes da procura de moeda em Portugal e o enquadramento econ6mico do perfodo. Numa segunda parte apresentamos o modelo econometrica e as variaveis elegfveis, discutindo a importancia de cada uma na e~pecificac;:ao do modelo.

Finalmente numa terceira parte discutimos os resultados obtidos, a adequac;:ao do modelo

a

realidade e a sua estabilidade durante o perfodo.

Apresentamos igualmente algumas conclusoes que nos parecem pertinentes face aos resultados obtidos.

Testamos quatro regressoes tipo: 1960-1980, 1960-1973 (4

}, 1976-1980 e 1974-1980.

(3) Jose Martins Barata, Polftica Monetaria da Teoria

a

Rea/idade, 1. o vol., Editorial Caminho,

Lisboa, 1979, pp. 63 e segs.

(4) Localizamos a clivagem principal no final de 1973 por dois motivos: urn de ordem

econ6mica, ligado

a

crise capitalista subsequente ao primeiro choque petrolifero; o outrode ordem polftica, uma vez que o regime corporativo foi derrubado no 1. o trimestre de 197 4, com as

consequentes alteraQoes na estrutura econ6mica.

(3)

I) As condlclonantes e o enquadramento economico da procura da moeda em Portugal durante o periodo em estudo

Antes de apresentarmos o modelo econometrica julgamos importante analisar o enquadramento que condicionou a fun<;ao da procura da moeda no caso portugues.

Com efeito, na nossa opiniao existem tres questoes primordiais a ter em considera<;ao quando analisamos esta fun<;ao num perfodo tao Iongo. Primeiro, o papel do mercado financeiro em Portugal pouco aberto a proporcionar alternativas as coloca<;oes com elevada seguran<;a. Antes da queda do regime corporative, mau grado a existencia da Bolsa, onde se podiam transaccionar os tftulos, parece-nos que a maioria dos agentes economicos individuais com capacidade de financiamento colocava as suas poupan<;as sobretudo em aplica<;oes financeiras de risco mfnimo (imobiliario e obriga<;oes do Estado) e em depositos a prazo (5_).

So a partir de 1972 e ate as vesperas do golpe de Estado de Abril de 197 4 a Bolsa de Lisboa foi objecto de um interesse crescente sobretudo no campo da emissao de ac<;oes. A partir daf, pudemos assistir a uma verdadeira explosao de transac<;oes destes tftulos, fazendo subir as respectivas cota<;oes a nfveis espectaculares.

A queda brutal das cota<;oes a partir de Mar<;o de 1974 comprovou-o. Em segundo Iugar a estrutura economica portuguesa ate 197 4 estava sujeita ao regime de condicionamento industrial, ou seja, a situa<;oes de monopolio jurfdico que impedia a liberdade de estabelecimento em determinadas industrias e que facilitou a cria<;ao de alguns grupos economicos do tipo holding com interesses diversificados pela maioria dos sectores mais rentaveis da economia (finan<;a, industria de base, servi<;os, interesses coloniais).

Em terceiro Iugar, o restabelecimento da democracia parlamentar ocasionou um certo numero de altera<;oes economicas e sociais que modificou o quadro economico subjacente

a

nossa analise a partir deste perfodo. Referimo-nos, nomeadamente,

a

nacionaliza<;ao da maior parte do sector monetario financeiro, o que nao deixou de exercer alguma importancia sobre as aplica<;oes financeiras a medio e Iongo prazo.

Se acrescentarmos ao que acabamos de dizer a liberdade de organiza<;ao de associa<;oes profissionais, podemos ver que o quadro de funcionamento das empresas portuguesas foi radicalmente modificado.

Apos a reabertura da Bolsa em 1976

e

na area das aplica<;oes financeiras em tftulos das empresas publicas e em tftulos do Tesouro que encontramos as alternativas concorrentes aos depositos a prazo (6).

Estes sao, em nossa opiniao, conjuntamente com o mercado imobiliario e a constitui<;ao de stocks, as coloca<;oes por excelencia da poupan<;a nacional.

(4)

0 modelo econometrico

A forma do modelo

Utilizamos uma func;:ao de procura de moeda em termos reais, porque nos interessa fundamentalmente analisar a medida de um poder de compra, ou seja, interessa-nos que os agentes econ6micos nao sofram de ilusao monetaria quando escolhem entre a moeda, os tftulos e os bens ffsicos.

A func;:ao escolhida apresenta a seguinte forma:

onde:

(M/P)r =activos monetarios reais desejados no perfodo t

X

=

fndice do rendimento real =taxa de juro do mercado

p =taxa de infla<;:ii.o antecipada

(M/P)r-1 = activos monetarios do perfodo precedente

p. = variavel institucional

Ensaiamos diversas formas matematicas com resultados muito semelhan-tes, mas parece-nos que, de acordo com outros estudos, a forma logarftmica alia a consistencia dos resultados

a

vantagem de fornecer um coeficiente de variaveis explicativas, as elasticidades constantes, permitindo, assim, a sua lei-tura directa.

Assim, o nosso modelo geral para todo o perfodo

e

especificado como segue:

onde

o,,

02, Ds sao variaveis binarias de forma a tamar em considerac;:ao a sazonalidade, uma vez que trabalhamos sabre dados trimestrais brutos.

Passando aos logaritmos:

M . M

log

(-p)

=

ao +a, log X+ az log

i

+asP+ a4 log

(-p)r-l

+ {3,0, + f3zDz + f3sDs

p""'

moeda em perfodo inflacionista. Segundo alguns autores, essa taxa cons-tituiria uma parte do custo de oportunidade pela deten<;:ao de moeda. No caso portugues pensamos que ela e de certa maneira um premia pela deten<;:ao de activos reais (imobiliario, stocks).

A variavel moeda desfasada permite-nos compreender como e que a pro-cura de moeda no perfodo actual se ajusta instantaneamente ao nfvel dese-jado em fun<;:ao da diferen<;:a entre os activos monetarios pretendidos e os do perfodo anterior (B):

log Mt- log M1-1

=

'Y (log Ml- log Mt_,)

log M1 = activos monetarios actuais log Mi = activos monetarios desejados

Tentamos excluir esta variavel, o que modificou completamente os resul-tados, pais a maior parte dos coeficientes deixaram de ser significativos.

Poderia acontecer que houvesse uma rela<;:ao entre a taxa de jura e a taxa de infla<;:ao, conduzindo a problemas de colinearidade. No entanto, a matriz de correla<;:ao das variaveis nao demonstrou um grau elevado de colinearidade, pelo que, em face de testes significativos acerca da nulidade dos seus coefi-cientes, decidimos mante-las juntas como variaveis explicativas.

A inclusao de, pelo menos, uma taxa de Iongo prazo, por exemplo a taxa das obriga<;:oes do Estado, nao trouxe qualquer melhoria aos resultados ja obtidos.

Os dados

Em primeiro Iugar, devemos dizer uma palavra sabre a fiabilidade dos dados sabre a procura de moeda (M), ja que fomos confrontados com diver-sas dificuldades para tornar compatfveis os dados obtidos a partir de fontes internas com os que retiramos das estatfsticas internacionais. Por um lado, eles nao coincidiam totalmente com os publicados pelo FMI e pela OCDE, sobretudo no que respeita ao perfodo de 1960-1973. Por outro, os dados inter-nos encontram-se dispersos, pais nao existe ainda uma publica<;:ao que reuna as series retrospectivas mensais, trimestrais e anuais necessarias a este tipo de estudos.

(6)

1\) 0

en

OUADRO N.0 ₁

Parametros da fum;:iio de procura de moeda (1960·1980)

PIND TEPC p M/P Canst.

Sem variavel artificial

l

0,094 -0,037 -1,0 0,936 0,276 (2,59) (1,81) (5,11) (24,74) (1,93)

Com variavel artificial

l

0,091 -0,035 -1,0 0,936 -0,265 (2,36) (1,60) (5,08) (24,59) (1 ,76)

r

(Os valores entre parentesis correspondem ao t de Student.) (") A estatistica de Box e Ljung e um aperfei~oamento da de Box e Pierce:

K

0= T _~, rjnx'IK-P-9)

N6s trabalhamos com x' (5) (12 desfasamentos e 7 variaveis).

Revolu· Desvio·

~ao D, D, D, -padrao

-0,162 -0,087 -008] (15,43) (8,69) (7

.8

3) o.o31 -0,003 -0,162 -0,087 -008]

(0,24) (15,32) (8,63) (7,;8) _

1

o,032

(• *) Como utilizamos uma variavel desfasada. a OW perde significado. A estatistica correcta sera a H de Durbin. Ver Johnston. 1972, p. 313.

Box H

R2 e Ljung DW de Durbin

corrigido

(•) (

..

)

4,7 1,96 0,19 0,96

(7)

Em segundo Iugar, a defini9ao dos agregados monetarios das fontes inter-nas ate 1977 nao correspondia as defini96es dos organismos ja citados.

Somente a partir de 1978 as estatfsticas monetarias e financeiras come-9aram a publicar as series respeitantes a M, e M2. Antes desta data os dados publicados respeitantes a moeda eram identificados como meios de pagamento (9_).

Assim, preferimos trabalhar sobre os dados publicados pela OCDE, para garantirmos a homogeneidade dos mesmos, o que nos pareceu razoavel, dado que este organismo constr6i as suas series baseado nas informa96es dos pai-ses membros.

Os indices de pre9os foram retirados do Boletim Mensa! de Estatfstica e comparados com os da OCDE.

0 fndice de produ9ao industrial foi obtido das estatfsticas da OCDE, uma vez que ate 1970 nao existiam dados internes sobre esta variavel.

Todas as taxas de juro foram retiradas das estatisticas monetarias e finan-ceiras.

A amostra que trabalhamos era constitufda por 83 valores.

II) Os resultados empiricos

Nesta parte do nosso trabalho vamos apresentar primeiramente os resul-tados obtidos comparando os dos perfodos de 1960-1980 e 1960-1973 com os de Goldfeld (1973) para os Estados Unidos da America e com os da OCDE (1979) para varies pafses relativos aos mesmos perfodos.

Em seguida analisaremos os resultados ligados aos testes de estabilidade da fun9ao, com o objectivo de verificarmos se a fun9ao se mantem em cada um dos subperfodos mencionados.

Vejamos os resultados encontrados para o perfodo de 1960-1980, igno-rando numa primeira fase os acontecimentos politicos de 197 4-1975 e depois considerando-o, gra9as a introdu9ao de uma variavel binaria.

Verificamos que a introdu9ao da variavel artificial «Revolu9ao» nao e significativa do ponto de vista estatfstico. Nao podemos, no entanto, afirmar que nao se produziram efeitos relacionados com este perfodo sobre as varia-veis monetarias.

Podemos comparar estes resultados com os obtidos pela OCDE para diver-sos pafses industrializados, representados no quadro n. o 2. Todos os nossos

resultados estao pr6ximos dos deste quadro e sao significativos, salvo para a taxa de juro, que apresenta um

t

de Student inferior a 2.

(8)

1\)

0

co

OUADRO N.0 ₂

Parametros da func;ao da procura de activos mpnetarios reais

(Totalidade de periodo)

Coeficientes de regressao Caracteristicas das equa<;6es Pais

Rendimento Taxa de juros Taxa Maeda R2 _Rho(') Desvio· h pi a

real a curta prazo de infla9ao desfasada (') Constants corrigido (2₎ D. W. _{-padrao (a 1 0}2₎ _{cor. res.}

Portugal (1960-1980) ( 0,0947 -0,037 -1,004~ 0,936 -0,276

J

0,964 (Box Ljung

J

1,96 3,139 0,19 (2.59) (1,81) (4 ) (5, 11) (24,74) (1,93) 4,73

(M)d=(X('1.

(i("2.

(__!_i___)a3. [(M) ]cq.

eao~1o1H2D2H3D3

OCDE

(M)=(Xt·1. (if2. (ef3;,.

(M)a4

P t PE-1 P t-1 P P t-1

Os valores entre parentesis correspondem a t de Student:

(') A t de Student parte sabre a hip6tese nul a Ho: B = 1.

(2) 0 R2 para todos os paises salvo Portugal corresponde as varia96es trimestrais: ver OCDE (1979).

e)

Sendo OS nossos resultados satisfat6rios do ponto de vista da independfmcia dos resfduos, nao utilizamos a Cochranne Orcutt para correlac;ao.

(9)

Se repararmos agora no quadro n. o 3, que nos faculta as elasticidades de Iongo prazo e a velocidade de ajustamento, apercebemo-nos de que os resul-tados par n6s obtidos sao muito semelhantes aos relatives a ltalia, o que podera significar a existencia de pontos comuns relatives ao sistema financeiro dos dais paises (1°).

Uma vez que a elasticidade moeda-rendimento para Portugal

e

superior a 1, seremos tentados a afirmar que a moeda

e

um «bem de luxo)) e que, como sugere a corrente neoclassica, nao existem economias de escala na gestao dos activos monetarios.

0 coeficiente de ajustamento

e

muito fraco, o que podera significar que os agentes reagem muito lentamente as modifica<;oes do volume da moeda actual em rela<;ao ao volume desejado (11).

QUADRO N.0 ₃

Elasticidade da procura da moeda

(Periodo 1960·1980)

Estados Reina

Portugal Fran9a Canada Alemanha ltalia Japao Unido Unidos

_l'l

A) Elasticidade a Iongo prazo:

1) Rendimento real (2) 1,48 0,90 - _0,79 _1,08 2,43 1,07 1,32 2) Taxa de juro -0,57 -0,33 - -0,19 -0,15 -0,41 -0,38 -0,51

3) lnflac;ao - -0,09 - _{-0,02 -0,02 -0,25 -0,09 -0,17}

B) Velocidade do ajustamento (3) 0,064 0,10 0,20 0,31 O,Q7 0,15 0,09

(1) Nao 8 possivel calcular as elasticidades para as Estados Unidos devido ao facto de o coeficiente dos actives monet8.rios desfasados ser superior a 1.

(2) A elasticidade de Iongo prazo e definida par b/1 - d . em que b e o coeficiente do rendimento e d o coeliciente da variavel moeda deslasada. Goldfeld (1973). p. 583.

(3) (1 - d ) e a velocidade de ajustamento. Goldleld (1973). p. 585.

Ill) Resultados do periodo 1960·1973

Se compararmos agora os resultados para os diferentes pafses apresentados no quadro n. o 4, vemos que os coeficientes de algumas variaveis sofrem uma mudan<;a brutal nos casas de Portugal, ltalia e Estados Unidos. Para os restantes paises as modifica<;oes sao pouco significativas quando comparadas as do grupo ja citado. Sera que esse facto traduz uma desloca<;ao da fun<;ao da procura da moeda? 0 estudo da OCDE conclui afirmativamente para os Estados Unidos, Fran<;a e ltalia. Nos restantes paises manter-se-ia estavel.

(10) Em ltalia os depositos

a

ordem tambem sao remunerados.

(10)

1\)

...

0

OUADRO N.0 ₄

Pariimetros da func;:iio da procura da moeda

Actives Rendimento Taxa de jura Taxa

monetarios Constante R2 real ~cor rente de infla9ao

desfasados

[

0,145 -0,043 -0,181 0,869 0,749

J

0,49 Reina Unido ..

(4,62) (5,94) (3,09) (2,12) (1,37)

...

[

0,188 -0,190 -0,822 0,948 -0,467

J

Q,968 Portugal.

(2,82) (1 ,73) (1,88) (17,7) (2,4)

[

0,071 -0,036 -0,182 0,919 0,148

J

0,52 Fran<;:a.

(2,96) (4,29) (3,36) (3,16) (2,4)

USA (1952.2·1973) Goldfeld (1976) [ 0,179 -0,018 - 0,676 -

_J

0,99

(5,4) (6,5) (10,0)

.

[

0,120 -0,014 -0,175 0,771 0,446

_J

0,39 USA OCDE.

(3,31) (2,84) (3,57) (2, 10) (1,23)

[

0,137 -0,033 -0,056 0,835 -0,171

J

_0,43 Canada .

(3,87) (5,87) (0,9) (2,89) (4,57)

[

0,334 -0,008 -0,140 0,703 -0,235

J

_0,71 Alemanha

(6,93) (1,14) (3,95) (6,09) (3,8)

I

Taxa de Iongo

I

prazo

[

0,047 -0,004 -0,242 0,988 -0,297

J

_0,6 ltalia

(0,60) (0,15) (8,60) (0,31) (0,81)

I

Taxa de Iongo

I

prazo

.

[

1,194 -0,074 -0,196 0,825 -1,444

J

0,39

Japao _(2,44) _(3,01) _(3,50) _(2,62) _(2,12)

I -

-Sao validas para este quadro as anota<;:oes na base da pagina relativa ao quadro n. a 2.

(Periodo 1960·1973)

Coeficiente

Desvio-Rho D. W. h para a

cor--padrao

relayao res.

1,44 -0,608 1,83 0,61

3,16 Box Ljung 2,06 0,24 2,7

1,05 0,253 1,98 0,07

0,42 0,35 -

-0,4 0,51 1,61 2,39

0,98 -0,068 1,91 0,34

0,67 0,1 1,91 0,36

0,87 0,595 1,84 0,62

(11)

No caso de Portugal verificamos que os testes de estabilidade nos permitem rejeitar a hip6tese de estabilidade a um nfvel de confian<;:a de 95% e que as previsoes ex ante para todo o perfodo efectuadas com a regressao estimada para 1960-1973 subestimam sistematicamente os valores calculados em rela<;:ao aos valores observados.

No quadro n. o 5 podemos observar as elasticidades de Iongo prazo cal culadas para este perfodo e mais uma vez se verifica que a elasticidade do rendimento de Portugal (3,68) e proxima

a

da ltalia (3,94).

A velocidade de ajustamento permanece fraca para Portugal (5 %) e para I tal ia (1 %) em rela<;:ao

a

dos restantes pafses considerados.

OUADRO N.0 ₅

Elasticidade da procura da moeda

(Periodo 1960·1973)

Portugal Franc;a Estados Canada Alemanha llalia Japao Reina

Unidos Unido

A) Elasticidade a Iongo prazo:

1) Rendimento real 3,62 0,89 0,53 0,83 1,12 3,94 1,08 1,11 2) Taxa de jura -3,65 -0,44 -0,06 -0,20 -0,18 -0,34 -0,42 -0,33

3) lnfla<;;ao . - - -

-B) Velocidade do ajustamento 0,05 0,08 0,23 0,16 0,03 0,01 0,17 0,13

IV) Os testes de estabilidade da func;ao procura de moeda

Procedemos a tres tipos de testes de estabilidade, uma vez que se tratava . de um ponte crucial da analise. Se a estabilidade da fun<;:ao e duvidosa, entao esta e um mau instrumento para a previsao na polftica monetaria, pois sera a causa de erros sistematicos.

Assim, estimamos primeiramente as regressoes para os perfodos 1960-1973, 1974-1980 e 1976-1980 de forma a podermos apreciar a evolu<;:ao dos coeficientes.

Seguidamente efectuamos sucessivamente regressoes em que a ultima observa<;:ao terminava no final de cada ano, a partir de 1973 e ate 1979. Com estas regressoes fizemos simula<;:oes ex ante para o valor de variavel end6gena e comparamos o erro quadratico media cometido com o da previsao ex post.

Em terceiro Iugar construfmos um modelo de co-variancia (12

) dividindo a serie em tres classes com um numero identico de observa<;:oes.

Apresantamos tambem o gratico I da evolu<;:ao das previsoes ex ante e ex post.

(12)

~ Eis os quadros dos resultados:

1\)

OUADRO N.0 ₆

Estimac;:oes para os subperiodos

PIND TEPC . p 0 desfasado M/P Revoluyao Constante D, D, D, corrigido r' B L. D. W. h

1960-1973 . [ 0,188 -0,19 -0,822 0,948 -0,46 -0,15 -0,081 -0,087] 2,7 2,06 0,24

. (2,82) (1 ,73) (1,88) (17,73) (2,48) (10,2) (5,01) (5,88) 0,964

1974-1980 . [ 0,051 -0,067 -0,88 0,77 -0,023 -0,157 -0,089 -0,061] 0 96 5,59 1,7 0,15 . (0,37) (1 ,72) (3,87) (5,8) (0,03) (9,14) (5,79) (6,55) '

1974-1980 (com variavel [ 0,051 -0,066 -0,884 0,77 6,90E-4 -0,027 -0,157 -0,089 -0,061]

5,63 1,71

artificial). (0,36) (1 ,26) (3,73) (4,96) (0,026) (0,04) (8,88) (5,35) (2,41) 0,96 0,15

1976-1980 . [ 0,297 -0,135 -0,644 0,765 - 1,12 -0,168 -0,094 -002 ]

(* 2,61) (2,74) (2,02) (5,62) (1 ,97) (8,67) (6,48) (~ 62) 0,965 - 2,29 0,78

I

' -1

(13)

\

GRAFICO N.0 ₁

Valores observados da procura de moeda e simula{:oes a partir de 1973, 1976 e 1980

La variable MPOBS est representee par le caractere 0 = Valor observado.

La variable MPCALC est representee par le caractere X= Valor simulado (Reg. 1973).

La variable TCALC est representee par le caractere Y = Valor simulado (Reg. 1976).

(14)

Ressalta deste quadro a instabilidade dos coeficientes quando se efectuam as regressoes para o perfodo 1974-1980, o que e normal, devido aos motives ja apontados. Mesmo a inclusao de uma variavel artificial nao tem significado estatfstico. Existem efeitos qualitativos que nao podemos detectar atraves da inclusao da variavel auxiliar.

A regressao para o perfodo 1976-1980 nao e, em nossa opiniao, muito significativa, dado o numero reduzido de observac;:oes utilizado (19), apesar do facto de nao podermos rejeitar a hip6tese de nulidade dos seus coeficientes, salvo para 0 3·

Este quadro pode ser comparado ao quadro n.0 _{7, que nos mostra as}

regressoes no final de cada ana a partir de 1973.

A partir de 1976 podemos verificar que os coeficientes se tornam mais estaveis e se aproximam dos apresentados no quadro n. o 1 e que os valores

referentes ao perfodo 1960-1973 sao muito diferentes dos outros, o que quer dizer que os coeficientes se teriam modificado a partir de 1976. Os valores dos coeficientes para os perfodos 1960-197 4 e 1960-1975 sao completamente alterados pelos acontecimentos dessa altura e alguns perdem significado. No quadro n. o 8 apresentaremos a evoluc;:ao do erro quadratico media obtido ao fazer as previsoes ex post para o mesmo perfodo e ex ante para os perfodos posteriores.

Comparamos estes erros com os cometidos na utilizac;:ao do modelo geral. Esquematicamente e de acordo com Pindyck & Rubinfeld (13_).

GRAFICO I

Evolu.;ao das cobram;as mensais

T1 T2 73 (presente)

-ex ante

ex post

tempo

ex post --~--1---:::~~ ex ante

1960 1973 1980

I

Periodo de estima~tao

I

(13) Ver R. S. Pindyck & D. L. Rubinfeld, Econometric Mode/sand Economic Forecasts,

McGraw Hill Kogakusha, Ltd., T6quio, 1976.

Nao incluimos 1978 e 1979 para nao sobrecarregar os graticos.

(15)

QUADRO N.0 ₇

Estimac;:oes acrescentando urn trimestre a partir de 1973

PIND TEPC 0 p desfasado M/P Constanta D, D, D, corrigido r' B. L. D. W. h

-1960-1973 .

_[

0,188 -0,19 -0,822 0,948 -0,46 -0,15 -0,081 -0,087

J

_0,964 _2,7 _2,06 _0,24 (2,82) (1 ,73) (1,88) (17,73) (2,48) (10,2) (5,01) (5,88)

1960-1974 .

_[

0,127 -0,085 -1,19 0,946 -0,33 -0,16 -0,094 -0,095

J

_3,21 _1,99 _0,04

(2,20) (0,98) (3,61) (18,17) (1,88) (18,01) (7,0) (7,49) 0,964

196~1975 ... [ 0,082 -1,33E-3 -1,04 0,932 -0,27 -0,158 -0,09 -0,088

J

_0,964 _4,6 _1,93 _0,3

-OUADRO N.0 ₈

Erro quadratico medio das previsoes

1973 1980 1974-1975. 1976 1980 1977

(1) (2) (3) (4) (5) (6)

0,029 0,0313 - - _-

-0,0318 O,Q308 - - -

-0,0337 0,0311 - - -

-0,0338 0,0303 - 0,0301 0,033

-0,0379 0,0299 - 0,02992 0,02994 0,0295

0,0479 0,0296 - 0,0296 0,02962 0,0295

0,056 0,030 - 0,0302 0,0300 0,0307

0,0612 - - 0,0301 - 0,0309

- - - ·

• Pelas razOes j8. expostas acima, nao erectuclmos previs6es com as equay6es deste periodo

1980 1978 1980 1979 1980

(7) (8) (9) (10) (11)

- _- _- -

-- - - -

-0,2299 - - -

-0,296 0,0296 0,0299 -

-0,300 0,03019 0,30 0,0290 0,0296

(17)

0 aumento do erro

ex ante

das prev1soes efectuadas com a equac;ao terminando em 1973 (coluna 1) e flagrante. 0 erro cometido nas previsoes ate 1980 e o dobra dos valores das previsoes das outras equaQ6es (1979).

lsto e confirmado pelo grafico 1, onde projectamos os valores observados e os valores simulados pelas equaQ6es de 1973, 1976, 1977 e 1980, e pelo gratico 11, on de representamos os respectivos resfduos.

Verificamos que a simulaQao efectuada com a regressao de 1973 subestima a partir de 1976 os valores calculados e que estes resfduos sao sempre superiores aos das outras simulaQ6es a partir da mesma data. Conclufmos que se verificou uma deslocaQao para cima, da curva da procura de moeda em Portugal.

Testes complementares para o estudo da estabilidade

Modelo da co-variimcia

F=(S,+S3)!K(P-1)nF[K(P-1) P( -k)]

s

4 1 P (m - k) '

m

S1 =s's-e'e

S3 =e'e-r'r

S 4 = r'r

s 's = soma dos quadrados dos resfduos da equac;;ao geral

e'e =soma dos quadrados dos resfduos obtidos pelo modelo da co-variancia

r'r = soma dos quadrados dos res/duos das equar;oes dos subperiodos

Resultados

e'e = 0,07331

s's

=

0,0739

r'r = 0,043

e,'e, (perfodo 1960-1966)

e2 e2 (perfodo 1967-1973)

e 3 e 3 (perfodo 197 4-1980)

2,65 n F (16,57)

F= te6rico

(18)

GRAFICO N.o 2

Projec9ao: valores observados e va~o!~~=~c:_u.!_ados em escudos

•

28

(19)

Conclusao

0 modelo de co-variancia permite-nos rejeitar a hip6tese da estabilidade, tal como ficara amplamente demonstrado no gratico 1.

duvidoso que mesmo a curta prazo a fun<;:ao possa ser um instrumento eficaz para a polftica monetaria, pois que ela preve com forte variabilidade os movimentos na procura de moeda no ultimo perfodo. lsto e bem visfvel no grafico 1 acima transcrito e no quadro n. o 9, que nos fornece os valores

nominais de M1 observado e M1 calculado, e o respective gratico 11.

Uma ultima confirma<;:ao da relativa instabilidade a curta prazo dos erros de previsao e-nos dada pelo grafico 111. Podemos verificar que os movimentos residuais se amplificam no ultimo perfodo, revelando anormalidades que nao foram detectadas pelos testes de homoescedasticidade que efectuamos.

(20)

QUADRO N.0 ₉

MIC - Disponibilites monetaires corrigees par I'OCDE

1= 2 =38,49 3 = 38,73 4 =44,25

5=41 ,08 6=40,75 7 =37,18 8=42,37

9=38,35 10 = 38,48 11 =40,2 12=44,94

13=42,15 14=42,2 15=43,19 16 = 50,55

17 = 46,53 18=48,05 19=50,94 20=58,18

21 =53,95 22=55,16 23=55,48 24 = 62,33

25=58,39 26=60,04 27 =61,1 28=70,26

29=69,33 30 = 71,53 31=74,06 32 =75,35

33=71,07 34=72,21 35=74,53 36=80,9

37 = 77,34 38=83,12 39=83,73 40 = 91,37

41 =89,05 42 =86,93 43 = 83,94 44 =92,56

45 =87,01 46 =89,5 47 =92,56 48= 104,89

49 = 97,56 50= 103,34 51= 109,77 52= 122,77

53= 126,26 54= 130,72 55= 141,05 56= 165,61

57= 155,6 58= 158,43 59=161,58 60= 182,5

61 = 176,7 62 = 185,85 63 = 204,72 64=227,22

65=216,82 66=222,47 67=228,56 68=251,52

69=238,67 70=249,89 71 =253,11 72=274,81

73=265,64 74=264,47 75=280,3 76 = 314,88

77 =288,53 78=313,12 79=338,46 80 =396,5

81 =370,6 82 =389,3 83=419,7 84 = 484,5

MIC (EP) - Prevision

1= 2 =38,5803 3 = 39,3152 4=42,8208

5=41,2177 6=41,6272 7 =41,6466 8 = 41,4752

9 = 39,7957 10 =39,0396 11 =39,636 12=44,6863

13 = 41,9352 14=42,8361 15=43,3483 16 = 48,1855

17=47,1818 18=47,4761 19=49,4393 20= 56,8248

21 =54,3615 22= 54,8455 23=56,4284 24=61,7143

25=58,4235 26=59,6362 27 = 61,4373 28=67,5869

29=65,1397 30 = 69,7578 31 =72,3471 32=81,318

33=70,1792 34=71,9899 35=73,8859 36 = 82,7438

37 =75,9352 38 = 78,8473 39=85,0978 40=93,4191

41 =86,3805 42 =90,2229 43=90,0799 44=94,1092

45 = 86,9314 46 = 89,7983 47=92,813 48= 104,983

49= 100,31 50= 101,585 51= 108,785 52= 124,62

53= 118,067 54= 131,44 55= 136,916 56= 160,747

57=160,181 58= 163,255 59=165,046 60 = 184,063

61 = 175,012 62 = 182,872 63=191,762 64 =230,237

65 =216,558 66 =225,072 67 =227,445 68 =257,485

69 = 240,734 70 =248,078 71 =257,312 72 =285,467

73 = 263,571 74=274,109 75=272,87 76= 317,645

77 =303,238 78=303,319 79= 326,204 80 = 387,396

81 =384,556 82 = 389,427 83 = 405,744 84=478,141

(21)

Caracteristiques individuelles des variables

PLAGE VARIABLE TRANSF. MOVENNE MEDIANE MAXIMUM MINIMUM 2-84 MIC 1311,143 89.115 484,5 37,18 2-84 MIC IEPI 1311,033 !11.0799 478,141 38,5803 KURTOSIS SKEWNESS Z d'AGOSTINO iPROBA) VARIABLE ECART-TYPE GIN! 3.65109 1.22491 4.D4526 (.000) MIC 107,372 113,704 3,52302 1,19732 3,9782 4 1.0001 MIC IEPI 106,939 113,458

Rappel: transformation: Serie Brute

Matrice de variance-covariance des variables

11528,8 '11471 11435,9

Matrice de correlation des variables

(22)

GRAFICO N.o 3

"IN

-+----lf : ---

---!:

-'"

~---~

29

I

20~

!

l

"j

40!

{

I

~!

l

~~

i

70!

!

{1

~

1 83:

222

(23)

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SILVA, Carlos Pereira da -A procura de moeda em Portugal. Alguns

resultados empiricos referentes ao periodo 1960-1980.

RESUMO:

0 presente trabalho pretende testar a existencia de uma fun<;:ao de procura de moeda estavel, a Iongo prazo, para a economia portuguesa, no periodo entre 1960 e 1980.

(24)

SILVA, Carlos Pereira da- Money demand in Portugal. Some empirical results with reference to the period 1960·1980.

224

ABSTRACT:

This paper aims to test the existence of a function of stable money demand, in the long term, for the Portuguese economy, in the period 1960 to 1980.