indexaçao e realimentaçao inflacion~ria fernando de holanda barbosa

~
I
..•.
N<?
47
INDEXAÇAO E REALIMENTAÇAO
INFLACION~RIA
FERNANDO DE HOLANDA BARBOSA
J984
INDEYAÇÃO E
REALI~ENTAÇÃO
INFLACIONÂRIA
Fernando de Holanda Barbosa
Agosto 1984
.
INDEXAt-:ÃO E REALn~.ENTACÃO INFLACIONARIA
Fe~nando
de Holanda
Ba~bo~a
1. Introdução
Uma das principais criticas ao sistema de indexação
adotado no
Bra3~_:
,~
de que ele se constitui num fator importan
te no processo de realimentação àa inflação, processo este pelo qual a inflação do passado se transmite ao Dresente e
se
propaga para o futuro.
O objetivo deste trabalho consiste em examinar a de
pendência do coeficiente de realimentação da inflação dos para
metros que refletem a correçao monetária dos juros, a politica
salarial e a politica cambial,
dentro de um arcabouço teórico
onde as oriqens da inflação estão localizadas: a) na
própria
.
história recente da inflacão; b) na evolucão
das noliticas mo"
netária e fiscal, e c)
~CS c~~:ues
de oferta.
Este trabalho está orqanizado do sequinte modo.
segunda seçao procura identificar a partir dos parâMetros
indexação existentes
propagação, isto
~.
A
de
na economia brasileira os coeficientes de
oS coeficientes pelos quais a inflação pa!
sada se incorpora nos salários, no câmbio e na taxa de juros .
A terceira seção procura investigar a relação entre esses
di-
- e o coeficiente de realimenversos coeficientes de propaaaçao
tação inflacionária. A quarta seçao contém um sumário das con-·
clusões do trabalho.
.2.
2. Os Coeficientes de Propagação
Entre os principais canais pelos quais a inflação do
passado se
prcpan~
ao presente, cabe mencionar
tr~s:
os
salá-
rios, a taxa de juros e a taxa de câmbio. A secruir procuraremos
~
1/
d escrever as caracterlsticas mais imoortantes desses mecanismos.
2.1. A Polltica Salarial
indexação dos salários na economia brasileira
tem
duas fases distintas. Na primeira que vai de 1965 até 1979
os
A
,
_
_
_
2/
sa1arios sao reajustados atraves da seguinte formula:
~ (-:-:-~-~-:-:-:-_-~-l-)
(1)
o
objetivo de tal polltica seria a preservaçao do sa-
lário real médio do trabalhador entre reajustes consecutivos. To
davia, uma
a:ná~i3R
0esta fórmula mostra 0ue mesmo na hipótese de
que o lndice de ~reços no final do per iodo fosse previsto acuradamente, ela não assegur~rja um salário real médio constante,mas
sim que haveria igualdade entre dois salários reais avaliados p~
ra a média dos indices de preços entre dois
~eriodos
de reajuste.
Do ponto de vista analltico é interessante fazer
uma
pequena modificação na fórmula precedente, calculando-se o salário real para indices geométricos de preços, isto é:
(2)
St
=
1/2
Pt - l
1/2
Pt - 2
(p
p
e ) 1/2
t
1/2
- t-l
St-l
. .
J
...)
Designando-se por letras minúsculas os logarítmos das
respectivas variáveis, esta expressa0 pode ser escrita como:
(3)
Segue-se,então, que a variação percentual dos salários nominais é igual a média aritmética da inflação passada e
inflação prevista, no início do período, para o período de
gência do novO
da
vi-
salário.
A política salarial sofreu mudança substancial
em
1979 quando foi adotada nova fórmula de reajuste, que pode
ser
expressa por:
(4 )
onde Pt-l é a taxa semestral de inflação entre as datas de
reajustes,
e
representa o número de salários mínimos/vigente
mes de reajuste, contidos no salário St-l' e a e
tros que variam em função de
f.
dois
no
sao parame-
e . A Tabela 1 indica os
valores
desses parárnteros par.a os divprsos instrumentos leaais que vigoraram desde 1979.
Uma aproximação desta nova fórmula numa
versão~ili-
zada , para fins analíticos, pode ser escrita corno:
(5 )
o
coeficien~e
ne
.-
p~oryaqaçao
~e~ende,
então, da faixa
larial em que o trabalhador se encontra no momento do
do seu
salário.
sa-
reajuste
.4 •
'fABELA 1
PA~~ETROS
DA POL!TICA
e
I
SAIA~IAL:
1979-
8
(J
lLej. n9 6708
I3 r-:
.
10 <
(30/10/1979)
\3
~
3
1,1
8
~
10
1,0
°0,3
0,8
2,3
A
Lei n9 6886
G
~
[j
-,
(10/12/1980)
1,1
O
<10
1,0
0,3
G
<;15
0,8
2,3
<
8
~20
0,5
6,8
20 <'
e
3
<
~
10
15
"-
",
)
Decreto-Lei n9 2012
3 :/
7
15
20
,
~
e
.:--.::;:::
8
~
'-
A
o
1,0
o
7
0,95
0,15
~;;15
0,8
1,20
~20
0,5
1,65
o
2,65
8
I
I
1
7
15
20
,
/
",
/
,
e
e
e
(25/1/1983)
3
Decreto-Lei n9 202'::
/
16,8
°
(25/5/19R3)
< 7
1,0
O
<15
O,R
1,4
0,5
5,9
!
<20
I
8
15,9
O
I
-""
Decreto-Lei n? 2045
---
O
/
,
O
i
I
0,8
!
I
I
e
Decreto-Lei n9 2065
,
I
-<; 3
1,0
fi
~
,
El
-,-
~15
f)
,/
3 "
7
15
,/
7
(13/7/1983)
i
I
0,3
0,6
0,5
!
I_.,
°
(27/10/1983)
If
i
I
I
o
0,6
2,0
3,5
I
I
.5.
A
~r( __
,"d
da indexação tem analisado o efeito
de va-
rios esquemas de indexação dos salários sobre o nível de
3
vidade e a taxa de inflação. /Entre as várias fórmulas
atiexami-
nadas nesses modelos teóricos podemos enumerar as seguintes:
(6)
St
=
St + <!l (Pt
(7,
St
=
St +
(8)
(9 )
q>
(p
+ "Y u t
t
=
St + <!lI {p t
-
e
p )
t
e
m+-)
-
,';'
St == St + ,.. (m t
St
e
Pt'
-
<-
-
e
(y
p ) + <P
2
t
t
-
e
Yt )
onde todas as variáveis estão em logaritmos, St
nominal
accra~do
com as
informaç~es
contrato de trdoalho, Pt' mt e Y
t
e o
salário
disponíveis no inIcio
do
indicam, respectivamente,
o
Indice de preços, estoque de moeda e o nível de produção,
Indice e
adicionado ao símbolo de uma variável
valor esperado da mesma.
de indexação, e
"y
A letra grega
~
o
representa o
indica o coeficiente
e o parâmetro de expurgo incidente sobre
o
choque de oferta u .
t
Na fórmula de indexação (6) o salário é corrigido em
função da variação não antecipada de taxa de inflação.
~
for igual a 1 a indexação é total.
Quando
Na fórmula (7) o salário
é corrigido por urna fração da inflação não antecipada, ao mesmo tempo que o Indice de preço é expurgado dos choques de oferta que porventura venham a ocorrer durante o período do contrato de trabalho.
Na fórmula (8) a indexação dos salários
usa
como fator de correção a taxa de crescimento da oferta mone~ria não
anteci~ada.
Na fórmula (9) a indexação leva em conta
. .
()
a inflação não antecipada e
no nível de produção.
tambér:~
as variações não previstas
Não cabe aqui discutir as vantagens
desvantagens de cada uma dessas fórmulas, mas apenas
e
lembrar
-"
que algumas sao mais adequadas em economias sujeitas a
choque~
de oferta.
Uma simples comparação das fórmulas (6)-(9) com
brasileira,
quelas que têm sido usadas na política salarial
expressoes (3) e
(5), revela que as fórmulas oficiais dos nB-
justes salariais no Brasil estão bem distantes de se
tuirem em
,:'q:;:::':,: Lmações
_~ais
ção.
a-
consti-
de mecanismos de indexação que
prote-
das variações não antecipadas da infla-
Poderia se argumentar que na prática é impossível se ter
um mecanismo que, ex-post, fizesse um ajustamento no
para levar em conta a inflação não-antecipada.
salário
Este argumen-
to se constitui mais num desafio à imaginação criadora do que
em um teorema da impossibilidade que colocaria por terra
qua~
quer tentativa de indexação dos salários.
política Cambial
A política cambial brasileira no período
de agosto
de 1968 até dezembro 1979 se caracterizou por dois fatos:
as
minidesvalorizações e a regra de desvalorização
no
diferencial
e~tre
nalíticamcnb:'
l.
,
baseada
as taxas de inflações interna e externa. Apode ser representada pela seguinte fórmula:
(lO)
onde e
t
e a taxa de câmbiO, Pt o índice de preços doméstico e
•7 •
Pt
o índice de preços internacionais, e todas
as
variáveis
sao expressas pelos seus respectivos logarItmos.
Em dezembro de 1979 o cruzeiro sofreu uma
'maxides-
valorização de 30%, em 1980 a taxa de desvalorização foi prefixada, em fevereiro de 1983 houve urna nova
maxidesvaloriza-
ção de 30%, e 3tualmente a taxa de desvalorização
mensal
e
igual a taxa de inflação, taxa esta medida pela variaçao
índice geral de preços.
do
Esta política equivale a suprimir-se
na fórmula (10) o termo que mede a taxa de inflação externa.
A
A
Correção Monetária
existência de ativos financeiros indexados na
e-
conomia brasileira, as Obrigações Reajustáveis do Tesouro Nacional (ORTN's), os Certificados de Depósito Bancário (CIE's) e
os Depósitos nas Cadernetas de Poupança, cujos rendimentos
~
minais dependem da correção monetária, fazem com que
a
taxa
de juros nominais seja formada por duas componentes,
a
taxa
de juros
prefixada e a correção monetária. Analiticamente
~
ríamos:
onde it é a taxa de juros nominal, rt é a componente da
de juros que é prefixada,
~
é o coeficiente de indexação
Pt-Pt-l' é a taxa de inflação.
taxa
e
Estamos supondo que existe UM
certa defasagem na fixação da correção monetária em relação a
inflação, hipótese esta que não é consistente com a
atual, mas que reflete a experiência brasileira
anos.
nos
política
últimos
.8.
Cabe ainda assinalar que no caso dos dep6sitos
cadernetas de poupança e dos certificados de depósito
cio a taxa rt é fixada a priori.
Quanto as ORTN's
geral são negociadas com ágio ou deságio, de acordo
das
bancáelas
em
com
as
condições de mercado, fato este que implica que a taxa rt varia com o tempo.
3. O Coeficiente de Realimentacão
.
O coeficiente de realimentação, pelo qual a
9ao do passado se transmite
infla-
a taxa de inflação atual, depen-
de não ·.spmente dos coef icientes de ~ropagação mas também
da
estrutura da economia. A seguir apresent~rp.mos um modelo bastante simples com o intuito de explicitar tais relações.·
Admita-se que a quantidade demandada de moeda depen
da do nlvel de Lenna Y e da taxa de juros nominal it deacor
t
do com:
A taxa de juros nominal é função do coeficiente
correçao monetária
~
m
de
, da taxa de inflação, e da proporção do
déficit do governo em relação ao produto nominal. Isto é:
CO\"lbinando-se estas duas equaçoes obtém-se a seguin
te expressão para o lndice de ~reços:
.9.
Ct
1
(13)
mt -
ex
+
l
+
Ct.
2
cp
<5
y
1-('12 (q; - 6 )
m
t
-
rn
1-0: (q, -6)
2
m
8
2
que pode ser interpretada corno urna equaçao de demanda agregada.
Se o coeficiente de correção monetária for tal que ele satisfaça a restrição, qJ
m
<. 6+ l/'.),?_, o lndice de preços aumenta com a
quantidade de moeda e o déficit fiscal, e diminui com o aumento
da renda real e do nlvel de preços do periodo anterior.
A
economia que estamos descrevendo tem dois setores:
indfistria e acricultura. O Indice geral de preços dessa
econo-
mia é aproximaáu por urna média geométrica dos lndices de preços
da agricultura e da indústria. Isto é:
(14)
= (l-w)
onde a letra a
indGstria, e w
p,
1,
t+
J;
p
.
a,l:
=
p.1, t +
CIJ
(p
a, t
indica agricultura e a letra
~
-
p.1, t)
l
corresponde
a particiuac~o do setor agrlcola no
.
a
disp~ndio
total.
A relação de trocas entre a agricultura e a indústria
depende da relação entre o produto agrlcola atual e aquele
se obtém em condições normais de produção do setor, de
qus
acordo
com:
( 15)
p a, +-_
o
-
p.1, t
=
T
- O
SEcor industrial tem uma estrutura oligopollstica e
os preços neste setor são determinados por um mark-uD sobre os
-~-
---
----~
.10.
custos unitários de produção, que envolve dois fatores: mão-deobra e matéria-prima importada. Su~ondo-se uma função de
custo
unitária do tipo Cobb-Douglas, o nlvel de preços do setor
in-
dustrial é dado por:
onde
y é a participação da mão-de-obra e l-y
a participaçãoda
matéria prima importada no custo unitário de produção, qt
a eficiência da mão-de-obra e IT *
t
é o preço da matéria
mede
prima
importada em moeda nacional, que por sua vez depende do compor-tamento da taxa d~ câmbio e dos preços internacionais do insurn n
importado. Isto e:
A indexação da taxa de câmbio se dá de acordo com
a
seguinte fórmula:
onde
$c é o coeficiente de indexação cambial.
A taxa de crescimento dos salários é o resultado
duas componentes.
Uma delas capta o efeito da indexação
de
sala-
rial e a outra leva em conta o fato de aue as condições de mercado de trabalhe fazem com que os salários não aumentem de ocordo com o
previs~J
pela legislação salarial.
EM slmbolos:
.11.
onde ht é o nlvel de capacidade ociosa da economia e St reflete
qualquer fator autônomo que possa existir no mercado de
traba-
lho e que afete a determinação do salário.
Combinando-se as seis últimas equaçoes obtém-se a sequinte equação de oferta agregada:
'"'{
(20 )
t
(-',
' I
6p=
s
l-(l-y)~
(6p*
m,t
1- (l-y) <p
B
l-(l-,)(jl
c
l-y
+
y
-
llPt-l
-
~c IIp*)
t
c
-
Y
ht +
(St - II Clt)
1-(1-Y)$c
c
w
e
1- (l-y)
~
At
c
onde o simbolo II representa a primeira diferença da variável, e.
g. 6Pt=Pt-Pt-l'
At é igual a diferença entre a taxa de cresci-
mento do produto agricola e a taxa de crescimento normal do setor: At =6y a,t -lly a,to
Quando os coeficientes de indexação salarial e cambia __
forem ambos iguais à unidade, ~s=~c=l a equação anterior reduzse a:
6 Pt= 6P - - 5h + (St t 1
t
Os t-xê::.'
:'lq,)
t:
+
l-y (t\P,*
-6p"') Y
m,t
t
~
A
y
t
últimos termos desta expressa0 refletem dife-
rentes tipos de choques de oferta que podem ocorrer na economia:
choques de salários, de preços de insumos importados e de oferta agrlcola.
As equaçoes (13) e
(20)
juntamente com
a
identidade
que liga o nivel de capacidade ociosa com as taxas de crescimento do produto e do produto potencial,
<
fornecem a seguinte função de transferência para a taxa de
in~
fIação: 4/
onde os valores dos
Tabela 2.
par~metros
a. , b. e c. sao explicitados na
J
J
J
Esta equação mostra que a taxa de inflação depende:
i} da própria inflação passada através dos coeficientes de realimentação aI e a2i ii) das pollticas monetária e fiscal de
cordo com os
par~metros
a-
e b , e iii) dos diferentes choques
2
l
de oferta que podem ocorrer na economia. Os coeficientes
c
2
e c
3
b
medem o impacto desses choques sobre a taxa de inflação.
Vale a pena analisar com certo detalhe as propriedades dos
pa-
râmetros desta equação para se compreender a influência da
in-
dexação na din~ica da inflação.
Em primeiro lugar verifiquemos a questão da estabilidade do processo inflacionário.
Uma equação de diferentes
fi-
nitas de segunda ordem é estável quando os coeficientes aI e a 2
sejam tais que satisfaçam as seguintes condições: l'-a -a > O,
l
2
1+a -a >0 e 1+d >O. Um pouco de álgebra leva-nos a concluir
2
2
l
que estas desi0ualdades são equivalentes as seguintes:
Ç2
e
>
(aI +
CX"
_
8)y<p s
-~---------------------------------------,
.13.
Tl\i3ELA
2
As Oriqens da Inflação
Origens
Coeficientes
a 1 ==
(0. +0.2. 6 ) (1- (l-y)
1
0.
a 2=
lirnt
b
~ft
b
*
CPc +ycps) ]-0.2 Y<P rJ
--1.L
l =
n
o. ôyf;
2
=
2
n
(C1.
-
c ==
St-liQt
l
1
+C1. o) y (l-L)
2
0.
(a. +a. 0) (l-y) (l-L)
lip* -cp ~p*
m,t c t
c
O sirnbolo
-
2
n
(a. +0. 0 }w8 (l-L)
1
2
ar,arece oos coe f icientes c ' c? e c 1
1
L X == Xt - I .
L t]\ te
defasagens:
l
=
c 3=
At
*
2
t
n
é o cnerar'l.or de
., .
~
~
.
Isto significa dizer que D deve ser maior do que o máximo entre
os dois números expressos no lado direito de cada
desiqualdades.
Se os coeficientes de indexação do
salário e da taxa de juros forem iguais à unidade,
uma
dessas
câmbio
~ =~
s
do
=~
m c
=
1,
segue-se que as seguintes restrições entre os parâmetros do modelo estrutural devem ser obedecidas para que a taxa de
infla-
ção siga um processo estável:
1
a
+ 8 > 1
e:
+ 8 > 2
A sorna dos coeficientes a l , a , b e b e igual a 1:
2
l
2
Isto significa dizer que, no longo prazo, quando a taxa de
pansão monetária for constante e quando a proporçao
ex-
do déficit
do governo em relação ao produto nominal se mantiver inalterada,
a taxa de inflação será igual à taxa de crescimento da oferta de
moeda.
No curto prazo a realimentação inflacionãria e os cho-'
ques de oferta desempenham papel importante no processo
infla-
cionário, pois as pollticas monetária e fiscal afetam apenas
~­
cialmente a taxa de inflação.
das
A Tabela 2 mostra que a açao
pollticas monetária e fiscal sobre a taxa de inflação
entre outras variáveis, da proporção do salário no custo
depende,
unitá-
rio de produção e da magnitude do efeito da capacidade ociosa na
.15.
economia sobre o comportamento dos salários.
Se o coeficiente
B for igual a zero a tratet6ria da inflaçâo independe das
po-
liticas monetária e fiscal, e nestas circunstâncias se os coeficientes de
unidade,
~
in~exaçâo
dos salários e do câmbio forem iguais a
s =~ c =1, a taxa de inflacão segue um
~rocesso
~-
estocás-
tico do tipo caminho aleatório (random-walk), desde que o termo estocástico que for adicionado à equação seja um ruido br~
co (white-noise), o que equivale a supor que os choques de
f erta nao
apresentem correlaçao
serial.
Os ef (,i sos
0-
5/
de variações dos coeficientes de indexaçâo
dos salários, do câmbio e da taxa de juros sobre os parâmetros
da funçâo de transferência da taxa de inflação, equaçâo
(21),
estão indicados na Tabela 3.
Um aumento do coeficiente de
indexa~âo
salarial
com que o coeficiente de inflação defasada de um oeriodo
faz
taM-
bém aumente e o coeficiente de inflação defasada de dois
dos diminua. Entretanto, a soma dos coeficientes de realimentaçao nâo se altera.
Os demais parâmetros da equação da taxa de
inflação nâo se modificam quando o coeficiente de indexação xr
larial se altera.
Quanto aos coeficientes de indexação do câmbio
e do
juros nada se pode afirmar a priori sobre a acão deles no coeficiente da inflação defasada de um periodo, eft1bora
o efeito
global sobre o co~{iciente de realimentação seja no sentido ne
diminui-lo quando
os coeficientes de indexaqão aumentem.
Nos
demais parâmetros da equação da taxa de inflação o aumento
do
grau de indexação cambial e de juros da economia
um
provoca
impacto maior das respectivas variáveis sobre a inflação.
.16.
TABELA
3
Indexação x Taxa de Inflação
r
Coeficientes
de
Indexação
II
I
-t--
Salarial ( cp )
s
aI
a2
+
-
;
a
l
+ a2
b
I
*
Parâmetr r".,
i
l
I
b
2
I
c
I
N
!N
N
,N
-
+
+
+
+
I
I
c
2
rc;I
N
N
+
+
+
+
I+
+
I
I
i
Cambial
( <Pc)
?
-
I
i
I
I
Monetária ( q, )
m
?
-
i
I
I
1
I
-
I
I
J
." Os sl.nt:olos r:ue aparecEm nesta tabela :I..micam os sinais das derivadas
parcias dos parârretros a:rn relação aos coeficientes de indexação.
sInix:>lo N irrlica c:rue a cterivada narcial é iemal a zero e o 'X>nto
O
de
interrogaç,ão cyue o sinal de cterivada rarcial é a pri?ri irrletenninado.
!
I,
I
.17.
Ati aqui admitiu-se que a indexação nao afeta os parâmetros estruturais da economia.
Cabe agora relaxar esta hi-
pótese e verificar até que ponto as conclusões que acabamos de
enunciar se mantém.
Na medida em que o trade-off de curto
zo, da Curva de Phillips, entre inflação e capacidade
~a­
ociosa,
depender do grau de indexação da economia o coeficiente de realimentação se altera.
Com efeito, se a indexação dos salários
fizer com que o parâmetro B da Curva de Phillips
coeficientes b
1
e b
2
diminua,
os
que dele dependem decrescerão, Dois:
> 0<
Como consequência deste fato a potência das
cas monetária e fiscal será reduzida.
Seg~e~se,
pollti-
portanto, que
o coeficiente de realimentação aumenta, em virtude de:
o
combate à inflaçdo através de pollticas monetária
e fiscal se torna mais penoso, pois o custo social do processo
de desinflação será mais elevado.
4. Conclusões
A função de transferência da taxa de inflação derivada a partir de um modelo estrutural bastante simples da economi
a, desenvolvido na seção
~recedente,
mostra de maneira clara co
mo a indexação pode afetar o coeficiente de realimentação
potência das pollticas monetária e fiscal.
e
a
.18.
A desindexação da economia corno instrumento de combate à inflação poderia se justificar na hipótese de que os
pró-
prios parâmetros estruturais da economia estejam relacionadosoam
o grau de
indexação da mesma. Esta é uma hipótese que
ser devidamente testada e para a qual não se dispõe
deve
ainda
de
evidência empIrica.
g importante salientar o fato de que a simples desindexação da economia não iria eliminar a realimentação
ria. A realimentação existe em economias com
inf1acion~
diferentes
graus
de indexação e com os mais variados esquemas de intervenção
do
governo no sistema de indexação. Um programa de combate à inflaçao que pretenda traçar uma nova história oara o ritmo de aumento de preços tem
de quebrar o elo da corrente que une o passado
ao futuro. Este corte na história da inflação poderia ser
feito
de modo menos traumático através de uma po1Itica de rendas
curto intervalo de tempo. De acordo com tal po1itica os
num
preços
dos bens e serviços e as remunerações dos diversos fatores
de
produção não seriam mais baseados no passado, mas sim no futuro,
para o qual se deseja escrever uma nova história. Esta
polItica
de rendas ter ia de ser consistente com as polI ticas rn::m.etária e
cal pois, de outro modo, o programa de combate à inflação
fi~
esta-
ria fadado ao insucesso.
Notas de Rodapé
1/ Urna descrição mais detalhada destes mecanismos para o per Iodo
1964/80 encontra-se em Barbosa (1983).
2/ Esta é uma fórmula que revela o núcleo central da fórmula
da
polItica salarial do gerIodo, mas que não inclui certos deta-
.19.
lhes técnicos.
31 Para uma análise de algum desses esquemas de indexação
ver
Barbosa (1984)
41 A função de transferência de uma variável endógena de um modelo estrutural é uma das diversas formas que o modelo
pode
ser resolvido. Para maiores detalhes, consulte-se, por exemplo, Zellner e Palro (1974).
51 A hipótese de caminho aleatório para a taxa de inflação brasileira foi sugerida por Cardoso (1983).
Referências Bibliográficas
Barbosa, F.de H.
A Inflação Brasileira no Pós-Guerra: f10netaris
mo x Estruturalismo. Rio de Janeiro: PNPE, 1983.
Barbosa, F.de H. Ensaios Sobre Inflação e Indexação, EPGE,' Ensa'-'
ios Econômicos, 1984.
Cardoso, E.A. Indexação e Acomodação Monetária: Um Teste do Processo Inflacionário Brasileiro. Revista Brasileira de Econo
mia, 37: 3-11, 1983.
Zellner,A. e F. Palmo Time Series Analysis and Simultaneous
Equ~
tion Econometric Models. Journal of Econometrics, 2: 17-54,
1974.
ENSAIOS ECONOMICOS DA EPGE
1. ANALISE COM~ARATIVA DAS ALTERNATIVAS DE POLTTICA COMERCIAL DE UM PAIS EM PROCESSO DE INIijSTRIALIZAÇ~O - Edmar Bacha • 1970 (ESGOTADO)
2. ANALISE ECONOM~TRICA DO MERCADO INTERNACIONAL DO CAF~ E DAPOLrTICA BRASILEI-
RA DE PREÇOS - Edmar Bacha - 1970 (ESGOTADO)
3. A ESTRUTURA ECONOMICA BRASILEIRA - Mario Henrique Slmonsen - 1971 (ESGOTADO)
4. O PAPEL DO INVESTIMENTO EM EDUCAÇ.O E TECNOLOGIA NO PROCESSO DE DESENVOLVIMEN
TO ECONOMICO - Carlol Geraldo Langonl - 1972 (ESGOTADO)
-
5. A EVOLUÇ~O DO ENSINO DE ECONOMIA NO BRASIL - Luiz de Frelta. Bueno - 1972
6. POLrTICAANT'-INFLACIONARIA • ACONTRtBUIÇ~O BRASILEIRA - Mario Henrique SImon.en - 197' (ESGOTADO)
7. ANALISE DE S~RIES DE TEMPO E MODELO DE FORMAÇAO DE EXPECTATIVAS - José
LuIz
Carvalho - 197' (ESGOTADO)
8. DISTRleU,ç~O DA RENDA E DESENVOLVIMENTO ECONOMICO DO BRASIL: UMA REAFIRMAÇ~­
Carlo. Geraldo Langonl - 1973 (ESGOTADO)
9. UMA NOTA SOBRE A POPULAÇ~O OTIMA DO BRASIL - Edy Luiz Kogut - 1973
10~
ASPECTOS DO PROBLEMA DA ABSORÇAO DE MAO-DE-OBRA: SUGESTOES PARA PESQUISAS
JOlé LuIz Carvalho - 1974 (ESGOTADO)
11. A FORÇA DO TRAB~LHO NO BRASIL - Mario Henrique SImonsen - 1974 (ESGOTADO)
12. O SISTEMA BRASILEIRO DE INCENTIVOS FISCAIS - Mario Henrique Slmonlen - 1974
(ESGOTADO)
13. MOEDA - Antonio Maria da Silveira - 1974 (ESGOTADO)
14. CRESCI~ENTO DO PRODUTO REAL BRASILEIRO - 1900/1914 • Claudio LuIz Haddad
197" (ESGOTADO)
15. UMA NOTA SOBRE NOMEROS rNDICES - José Luiz C.rvalho - 1974 (ESGOTADO)
16. ANALISE DE CUSTOS E BENEFrCIOS SOCIAIS I - Edy Luiz Kogut -.197' (ESIITADO)
FUNDAÇÃO GETÚ~'O VA.RGAS
Biblioteca Mário Hennque Slmonsen
32. MICROECONOMIA - Parte A - TEORIA DA DETERMINAÇAO DA RENDA E DO NrVEL DE PREÇOS
José Julio Senna - 2 Volumes - 1980
33. ANALISE DE CUSTOS E BENEFrCIOS SOCIAIS I I I - Edy Luiz Kogut - 1980
34. MEDIDAS DE CONCENTRAÇAO - Fernando de Holanda Barbosa - 1981
35. CR~DITO RURAL: PROBLEMAS ECONOMICOS E SUGESTDES DE MUDANÇAS - Antonio SaJazar
36. DETERMINAÇAo NUM~RICA DA TAXA INTERNA DE RETORNO: CONFRONTO ENTRE ALGORrTIMOS
DE BOULDING E DE WILD - Clovis de Faro - 1983
37" MODELO DE EQUAÇOES SIMULTANEAS - Fernando de Holanda Barbosa - 1983
38, A EFICI~NCIA MARGINAL DO CAPITAL COMO CRITtRIO DE AVALIAÇAo ECONOMICA DE PROJE
TOS DE INVESTIMENTO - Clovis de Faro - 1983 (esgotado)
39. SALARIO REAL E INFLAÇAO (TEORIA E ILUSTRAÇAO EMPTRICA) - Raul José Ekerman
- 1984
40. TAXAS DE JUROS EFETIVAMENTE PAGAS POR TOMADORES DE EMPREsTIMOS JUNTO A BANCOS
COMERCIAIS - Clóvis de Faro - 1984
41. REGULAMENTAÇAo E DECISDES DE CAPITAL EM BANCOS COMERCIAIS: REVISAo DA LITERATURA
E UM ENFOQUE PARA O BRASIL - Uriel de Magalhães - 1984
42. INDEXAÇAO E AMBlrNCIA GERAL DE NEGOCIOS - Antonio Maria da Silveira - 1984
43. ENSAIOS SOBRE INFL.:\çAO E INDEXAÇAO - Fernando de Holanda Barbosa - 1984
44. SOBRE O NOVO PLANO DO BNH: "SIMC II * - Clovis de Fáro - 1984
45. SUBSTDIOS CREDITrCIOS
A EXPORTAÇAo - Gregório FoL. Stukart - 1984
46. PROCESSO DE DESINFlAÇAO - Antonio C. Porto Gonçalves - 1984
47. INDEXAÇAo E REALIMENTAÇAo INFLACIONARIA - Fernando de HolAndA Barbosa ~ 1984
000035887
1111111111111111111111111111111111111
17. DISTRI8UIÇ~0 DE RENDA: RESUMO DA EVIDENCIA - C.rlos Geraldo Langonl - 1974
(ESGOTADO)
18. O MODELO ECONOMtTRICO DE ST. LOUIS APLICADO NO BRASIL: RESULTADOS PRELIMINARES - Antonio Carlos Lemgruber - '975
19. OS MODELOS CLASSICOS E NEOCLAsSICOS DE DALE W. JORGENSON - Ellseu R. de
de Alwl - '975
Andr~
.
20. DIVID: UMPROGAAMA FLEXrvEL PARA CONSTRUÇ~ DO ~UADRO DE EVOLUÇ~ DO ESTUDO DE
UMA DrvlQA .. Clóvis de Faro - 197"
21. ESCOLHA ENTRE OS REGIMES DA TABELA PRICE E DO SISTEMA DE AMORTIZAÇDES CONSTANTES: PONTO-DE-VISTA DO MUTUARIO - Clovl. de Faro - 1975
22. ESCOLARIDADE. EXPERIENCIA NO TRABALHO E SALARIOS NO BRASil - JOlé Julio Senna
- 1975
23. PES~UISA ~UANTITATIVA NA ECONOMIA - lulz de Freltal Bueno - 1978
2".
UMA ANALISE EM CROSS-SECTION DOS GASTOS FAMiliARES EM CONEXXO COM NUTRIÇ~.
SAODE. FECUNDIDADE E CAPACIDADE DE GERAR RENDA .. José lulz Carvalho - 1978
25. DETERMINAÇAo DA TAXA DE JUROS IMPLrCITA EM ESQUEMAS GEN~RICOS DE FINANCIAMENTO:
COMPARAçab ENTRE OS AlGORtrlMOS DE WILD E DE NEWTON-RAPHSÓN - Clóvll de Faro 1978
26. A. UR8ANIZAÇ~O E O CrRCULOVICIOSO DA POBREZA: O CASO DA CRIANÇA URBANA NO BRA
Sll - José LuIz Carvalho e Urlel de Magalhães - 1979
27. MICROECONOMIA - Parte' - FUNDAMENTOS DA TEORIA DOS PREÇOS - Mario Henrique
Slmonlen - 1979
28. ANALISE ·DE CUSTOS E BENEFrCIOS SOCIAIS II - Edy Luiz Kogut - 1979
29. CONTRAD.IÇM APARENTE - OctávIo Gouvêa de Bulhões - 1979
30. MICROECONOMIA .. Parte 2 - FUNDAMENTOS DA TEORIA 005 PREÇOS - Mario Henrique
Slmonlen - 1980 (Em fase de Impressio)
31. A CORREÇ~D MONETARIA NA JURISPRUDENCIA BRASILEIRA" Arnold.Wald - 1980