coeficientes negativos

INÉRCIA DE PREÇOS E INEFICÁCIA DA
PÓLITICA MONETÁRIA NO BRASIL 1980/1996
Ma Cristina F. Raposo;
Alexandre Stamford ;
Jorge Luiz Mariano ;
Em 1982, Robert J. Gordon utilizando dados dos E.U.A ( 1890-1980) introduziu uma nova
abordagem para o teste empírico da proposição de Lucas-Sargent-Wallace ( LSW). Esta
proposição diz que “ a política monetária é ineficaz para afetar o produto”, ou seja, o produto
só responde às mudanças não antecipadas na demanda agregada nominal . Política monetária
antecipada pelos agentes econômicos não tem impacto sobre o produto real da economia, tendo
unicamente impacto no nível geral de preços . A proposição de LSW foi comparada com uma
outra, denominada de Nova Keynesiana, que diz que os preços respondem plenamente a
distúrbios na demanda agregada nominal no longo prazo, mas somente gradualmente no curto
prazo.
O ponto de partida da abordagem LSW é a versão da função oferta de Lucas (1973) que
diz que a diferença entre o produto efetivo e o produto natural, depende de um componente não
antecipado de mudanças de preços e da taxa do produto defasado. A abordagem alternativa
parte da determinação da taxa de mudança de preço e deriva a taxa do produto como resíduo de
uma regressão.
No presente trabalho, com dados trimestrais disponíveis para o Brasil a partir de 1980,
encontram-se os resultados do modelo proposto por Gordon, para testar a hipótese LSW contra
a alternativa. Foram ainda estimados os parâmetros dos modelos, considerando como marcos
referenciais de possíveis mudanças estruturais na economia brasileira os Planos: Cruzado,
Collor e Real. Ao contrário dos resultados que Gordon encontrou para os E.U.A, a proposição
LSW não foi rejeitada para o Brasil, sendo rejeitada a hipótese alternativa.
1. Introdução
A questão central na moderna macroeconomia é a velocidade de ajustamento das taxas de
inflação às variações na demanda agregada nominal. A solução de uma ampla gama de questões
de política econômica que incluem os custos das estratégias de combate a inflação, a eficácia da
política monetária, etc, dependem do comportamento da inflação com respeito a demanda
nominal.
Uma das questões mais controversas é a proposição de Lucas-Sargent-Wallace ( LSW )
denominada de “ineficácia de política monetária”. A proposição diz que o produto real só
responde às mudanças não antecipadas na demanda agregada nominal, com nenhuma resposta do
produto real às mudanças antecipadas na política monetária e fiscal. Ela está baseada em três
hipóteses teóricas, são elas: perfeito equilíbrio de mercado, uma defasagem de informação
agregada de um período e expectativa racional.
Por trás dessa última, outras suposições estão implícitas, tais como: os agentes usam toda a
informação disponível; o custo de informação é nulo, que acarreta no fato que os agentes não
teriam nenhuma razão para não utilizar todas as informações disponíveis; a informação é
simétrica e, por fim, os agentes conhecem o modelo de acordo com o qual a economia opera, de
modo que podem determinar as relações básicas entre as variáveis.
O corolário da proposição LSW é que a inflação responde imediata e proporcionalmente às
mudanças antecipadas da política econômica, ou seja, mudanças completamente antecipadas na
oferta monetária não tem impacto nenhum no produto real.
2
Uma proposição alternativa, chamada de nova keynesiana, diz que aquelas mudanças têm
no mínimo “algum” impacto sobre o produto real no curto prazo . Como o debate não fala nada
sobre o longo prazo, ambas as proposições são completamente compatíveis sobre a neutralidade
do produto real com respeito a aceleração ou desaceleração permanente do crescimento
monetário.
Para exemplificar as duas alternativas, partiremos de um nível de equilíbrio do produto real
Q* (ou produto natural), consideram-se as respostas da economia a um experimento em que
existe uma aceleração completamente antecipada de 5% na taxa de crescimento nominal do PNB
.
A proposição LSW diz que não ocorrerá nenhum efeito no produto real, que deve
permanecer em Q*. Por definição, o montante total de mudança antecipada no produto nominal
será imediatamente refletida em um salto de 5% na taxa de inflação . Isto é consistente com a
interpretação de Barro da LSW que diz: “Movimentos percebidos no estoque de moeda .......
implicam em movimentos imediatos e proporcionais no nível de preços” ( 1978 pp 565-66 ) .
A hipótese alternativa diz que os preços se ajustam gradualmente no curto prazo e
completamente no longo prazo à mudanças antecipadas na demanda agregada nominal . Esta
abordagem alternativa supõem que com o aumento de 5% na demanda agregada nominal , os
preços não se reajustam imediatamente em 5%, ou seja, um aumento no produto nominal faz
aumentar parcialmente o nível geral de preços e o produto real além de Q*. Quando o processo de
ajustamento estiver completo, num horizonte de tempo maior, a taxa de inflação refletirá os 5% e
o produto real voltará a Q*.
Gordon, R. (2) introduz uma abordagem para o teste empírico sobre a validade das
proposições LSW e a alternativa. A proposição LSW é comparada com a proposição alternativa
por meio de métodos econométricos que derivam equações empíricas, que são estimadas por um
conjunto de dados da economia dos E.U.A que se estende de 1890 a 1980. Esses dados exibem
altas respostas do produto real, e baixas respostas de mudanças de preços, às mudanças
antecipadas no produto nominal . Dessa forma o trabalho de Gordon invalida a proposição de
LSW e dá subsídio para se aceitar a proposição alternativa, com base no conjunto de dados que
ele teve disponível .
O presente trabalho segue os mesmos passos dados do trabalho de Gordon, com base em
dados trimestrais da economia brasileira, usando os mesmos conjuntos de equações
desenvolvidas naquele trabalho. Porém, como a hipótese alternativa foi rejeitada aqui, as
equações relacionadas diretamente com a proposição de LSW também foram estimadas. As
próximas seções descrevem as equações estimadas dos modelos e a análise comparativa dos
resultados.
2. O modelo a ser testado
A função oferta de Lucas (1973) com termo defasado
Seja: Q t = razão produto ou hiato do produto
Q  Q  Q* ,
t
t
t
onde Qt é o log do produto efetivo, e Qt* é o log do produto natural potencial ;
Qt  Upt  Qt 1  t
(1)
onde Upt é o componente não esperado da mudança de preço = ( p t  Ep t ) , sendo Ep t a
componente esperada da mudança nos preços e t é o termo aleatório com média zero e variância
constante. A taxa de mudança nos preços é :
pt  y t  q t
p t  y t  q t
(2)
3
Onde y t é a taxa de crescimento do produto nominal e q t é a taxa de crescimento do
produto real. O acento circunflexo representa variáveis medidas sem a tendência da taxa de
crescimento do PIB. Dado que, q t , o desvio do crescimento do produto efetivo do crescimento
do produto natural é igual a mudança na razão log produto, isto é, q t  Q t  Q t 1 , então (2) pode
ser escrita como:
pt  y t  Q t  Q t 1
(3)
Rescrevendo (3) com a componente não esperada de cada variável e notando que a
defasagem de um período da componente não esperada do ‘gap’ do produto defasado é zero,
temos:
Upt  Uyt  UQt
Upt  [1 / (1   )](Uy t   t )
Q t 
Substituindo (4) em (1), temos:
(4)
1
(Uy t   t )  Q t 1
1 
(5)
Esta equação (5) representa a proposição da ineficácia da política de administração de
demanda de LSW, que afirma que o ‘gap’ do PIB real depende apenas da componente não
esperada da mudança da demanda nominal e não é afetada pela componente esperada.
Para obter uma expressão das mudanças de preços, toma-se a equação (3) repartindo a
mudança do produto nominal nas suas componentes esperadas e não esperadas.
pt  Ey t  Uy t  Q t  Q t 1
pt  Ey t 
1
(Uy t   t )  (1   )Q t 1
1 
(6)
Onde Ey t e Uyt são respectivamente o componente esperado e não esperado da mudança
do PIB nominal.
A equação (6) afirma que o componente esperado da mudança na demanda nominal é
totalmente captada pela mudança dos preços, enquanto a componente não esperada é dividida
entre mudança de preço e mudança do produto.
Ajustamento gradual de preço com neutralidade monetária no longo prazo
A abordagem da taxa natural parte da determinação da taxa de mudança dos preços ao invés
da equação (1) e então deriva a razão produto como um resíduo.
Admite-se que a mudança dos preços desvia-se gradualmente da taxa de mudança dos
preços em resposta a choques de demanda ou choques de oferta.
A influência da demanda sobre o ajustamento de preços é representada pelo nível de Q t e a
mudança Q da razão produto.
t
Representando a mudança de preços por uma distribuição defasada geral sobre preços
passados, temos:
pt  a ( L) pt i  b0 Q t  b1 Q t  b2 z t  et
(7)
4
onde a ( L ) é um polinômio no operador de defasagem, zt é um vetor de variáveis dummy’s para
representar choques de oferta e et representa o termo erro, serialmente independente com média
zero.
Esta equação combina o ajustamento gradual de preços com neutralidade no longo prazo se
a soma dos coeficientes a ( L ) for igual a unidade, visto que neste caso a taxa de mudança de
preços permanece constante quando o produto real for igual ao produto natural ( Qt  0 ) e quando
não existe choque de oferta (zt=0).
Pode-se converter a equação (7) em uma forma comparável com a equação da mudança de
preço LSW (equação 6), se usarmos (3) para eliminar a variável razão do produto Q t e se
repartirmos a taxa efetiva de mudança do GNP nominal nas componentes esperada Ey t e não
esperada Uyt , ou seja:
Q t  Ey t  Uy t  Q t 1  p t .
Substituindo em (7):
pt 
1
[a ( L) p t i  (b0  b1 )( Ey t  Uy t )  b0 Q t 1  b2 z t  et
1  b0  b1
(8)
Colocando (8) na forma a ser estimada:
pt  c( L) pt i  d 0 Ey t  d1Uy t  d 2 Q t 1  d 3 z t  ut
(9)
A partir das equações encontradas para explicar as variações nos preços e no produto
nominal, o critério de aceitação dos modelos estudados estão baseados nas grandezas dos
parâmetros da regressão, resumidos na tabela abaixo:
TABELA 1 - HIPÓTESES DOS MODELOS SOBRE OS PARÂMETROS
ESTIMADOS DA EQUAÇÃO (9)
Variáveis
p t 1
Ey t
Uyt
Q t 1
Coeficiente na Hipótese
Alternativa
c
i

a
i
1  b0  b1
0
d0 
b0  b1
1
1  b0  b1
d1 
b0  b1
1
1  b0  b1
d2 
b0  b1
1
1  b0  b1
Coeficiente no caso LSW
equação (6)
c
i
0
d0  1
d1 
1
1
1 
d 2  1   1
Nota-se que a equação (6) é um caso especial da equação (9) dadas algumas restrições sobre
os coeficientes estimados. Sendo as equações (6) e (9) relacionadas com as hipóteses LSW e a
alternativa respectivamente
5
Usando a identidade (3) deduz-se uma equação para a razão produto. Quando se resolve a
identidade (3) para Q t e substitui-se no lado direito da equação (9) para pt , obtém-se:
Q t  c( L) pt i  (1  d 0 ) Ey t  (1  d 1 )Uy t  (1  d 2 )Q t 1  d 3 z t  ut
(10)
Como a hipótese LSW requer que d0 =1 na equação de mudança do preço, um teste
equivalente, seria que (1- d0) fosse zero na equação (10) da razão produto. Adicionalmente a
hipótese LSW requer que os coeficientes negativos do preço defasado não apareça na equação
(10).
2.2 Equações do 1º estágio
- Ajuste da Taxa de Mudança do PIB nominal:
4
PIBn T     ( k PIBnt  k  k  4 M1t  k )  9 i t 1  10 i t  2  z t  t
k 1
- Ajuste da Taxa de Mudança da Oferta de Moeda:
4
M 1T     ( k PIBn t  k  k  4 M 1t  k )  9 i t 1  10 i t  2  z t   t
k 1
2.3 Estimação consistente e a medida de antecipação
A proxy para mudança na demanda agregada esperada é Ey t . Para conseguir essa proxy
usa-se uma estimação em dois estágios. Na equação do primeiro estágio a variável dependente é
a mudança do GNP nominal (ou mudança na moeda); os valores ajustados desta equação são
usados como uma proxy para Ey t nas equações do segundo estágio, explicando as mudanças de
preço e a razão produto, e os resíduos desta equação são usados como proxy para Uyt .
3. O modelo empírico para o Brasil
Os modelos estudados por Gordon para os Estados Unidos foram ajustados com dados
trimestrais para o Brasil no período do 1980 a 1996 utilizando-se das seguintes variáveis:
PIB Real trimestral representado pelo índice do PIB trimestral divulgado pelo IBGE;
Taxa de variação de M1 mensal, utilizada no cálculo da taxa de variação da oferta de
moeda no trimestre;
Taxa de Desemprego mensal divulgada pelo IBGE. Esta variável foi utilizada no cálculo
do PIB potencial;
IGP-DI mensal para o cálculo da taxa de variação da inflação no trimestre;
IPA-DI trimestral, utilizado como substituto do deflator do PIB;
Taxa de juros do over, utilizada no cálculo da taxa de juros nominal do trimestre.
6
3.1 Análise econômica
Os quadros 1 e 2 apresentam as médias e desvios padrões das variáveis “taxa de inflação,
PT”, “taxa de crescimento do produto nominal, YT”, “taxa de crescimento da oferta monetária,
MT”, “taxa de crescimento do hiato do produto, QT ( Q t )” e as proxy’s EYT( Ey t ),
UYT(Uyt ),EMT( Em t ) e UMT( Umt ). Os valores foram calculados para os períodos 1980/1 a
1986/1, 1986/2 a 1990/1, 1990/2 a 1994/2 , 1994/3 a 1996/3 e o período total. No gráfico 1 das
médias as variáveis seguem o mesmo padrão, apresentando crescimento considerável dos valores
das médias do primeiro para o segundo período; um crescimento menor do segundo para o
terceiro; e uma quebra, para níveis abaixo dos níveis iniciais, do terceiro para o quarto período;
todas as variáveis são nominais. No gráfico 2 nota-se que a média da “taxa de crescimento do
hiato do produto QT”, uma variável real, apresenta um discreto aumento no período posterior ao
Plano Real, o aumento não é estatisticamente significante mas é um fato interessante. No gráfico
dos desvios padrões ver-se que o período mais estável é o primeiro período, antes de qualquer
Plano, isso está de acordo com Friedman (Ref. 4) que diz que políticas sucessivas acarretam em
instabilidade. Nota-se que no período após o Plano real as variáveis nominais encontram-se mais
estáveis, porém, não há observações suficientes para uma comparação estatisticamente
significante com os demais períodos. Nota-se também uma variação muito grande na variáveis
nominais no período referente ao Plano Collor (apesar do resgate monetário) porém, as maiores
variações são realmente no período do Plano Cruzado. Conclui-se que o único efeito do Plano
Collor foi reinicializar o sistema sem afetar nenhum de seus parâmetros, entretanto, isso não
ocorreu com a Plano Real, pelo menos com o pequeno conjunto de observações.
QUADRO 1 - MÉDIAS DAS VARIÁVEIS ECONÔMICAS NO BRASIL
PERÍODOS
ano/trimestre
80/1-86/1
86/2-90/1
90/2-94/2
94/3-96/3
TOTAL
PT
YT
MT
QT
EYT
EMT
UMT
0,2396
0,5519
0,6358
0,0591
0,3927
0,2404
0,5533
0,6346
0,0674
0,3942
0,2282
0,5033
0,5491
0,1360
0,3650
0,0008
0,0014
-0,0012
0,0083
0,0015
0,2494
0,5533
0,6346
0,0674
0,4070
0,2189
0,5000
0,5920
0,1314
0,3810
0,0318
0,0033
-0,0429
0,0046
0,0000
QUADRO 2 - DESVIOS PADRÕES DAS VARIÁVEIS ECONÔMICAS NO BRASIL
PERÍODOS
ano/trimestre
80/1-86/1
86/2-90/1
90/2-94/2
94/3-96/3
TOTAL
PT
YT
MT
QT
EYT
UYT
EMT
UMT
0,0679
0,4291
0,2522
0,0799
0,3261
0,0771
0,4125
0,2476
0,0963
0,3201
0,1773
0,4886
0,2562
0,3228
0,3506
0,0366
0,0464
0,0413
0,0325
0,0391
0,0617
0,2276
0,1303
0,2255
0,2651
0,0608
0,2903
0,2112
0,1388
0,1900
0,1524
0,3109
0,2326
0,2756
0,2985
0,1307
0,2725
0,1917
0,1369
0,1912
7
GRÁFICO 1 - MÉDIAS DAS VARIÁVEIS ECONÔMICAS NO
BRASIL
0,7
0,6
0,5
0,4
0,3
0,2
0,1
0
80/1-86/1
86/2-90/1
PT
YT
90/2-94/2
MT
EYT
94/3-96/3
EMT
GRÁFICO 2 - MÉDIAS DAS VARIÁVEIS ECONÔMICAS NO
BRASIL
0,04
0,03
0,02
0,01
0
QT
UMT
-0,01
-0,02
-0,03
-0,04
-0,05
80/1-86/1
86/2-90/1
90/2-94/2
94/3-96/3
8
GRÁFICO 3 - DESVIOS PADRÕES DAS VARIÁVEIS ECONÔMICAS NO
BRASIL
0,6
0,5
0,4
80/1-86/1
86/2-90/1
0,3
90/2-94/2
94/3-96/3
0,2
0,1
0
PT
YT
MT
QT
EYT
UYT
EMT
UMT
3.2. O Comportamento do Preço e do Produto Explicado pelas Hipóteses LSW e a
Alternativa
Apresenta-se agora o resultado do comportamento do preço e do produto brasileiro, tema
central desse trabalho. A tabela 2 mostra as estimativas da equação (9) para taxa de mudança nos
preços e de sua dual, a equação (10), da razão produto. As duas equações estão ligadas pela
identidade (2).
A hipótese alternativa é rejeitada em todos os períodos, pois o valor da soma dos
coeficientes da variação dos preços passados não explica as variações de preço e produto atuais,
isso é, esses coeficientes não são estatisticamente significantes podendo todos serem zero.
O período total dá subsídios a proposição LSW. Nesse período todas as exigências nos
coeficientes das variáveis independentes são atendidas, isso é,  ci pt i =0; o coeficientes de
Ey =1; e os coeficientes de Uy e de Q são menores que a unidade. Isso significa que, no
t
t
t 1
período total em análise, nenhuma política monetária teve efeito no produto real, o impacto das
políticas foram totalmente e imediatamente passado aos preços. Essa conclusão também é válida,
com pequenas variações, para o primeiro e terceiro períodos.
No segundo período, referente ao plano cruzado, a ajuste dos preços, segundo os dados, não
é explicado por variáveis predeterminadas mas apenas pela mudança não esperada no
crescimento da demanda. Sendo assim, a correlação da taxa de crescimento dos preços com a
valor não esperado no crescimento da demanda é muito alta (0.83). Como Uy t é o erro da
regressão da equação do primeiro estágio do modelo, o significado de tal correlação é que o
ajuste de preços no período do Plano Cruzado não tem nenhuma correlação com as informações
que os agente econômicos possuíam na época.
Devido ao pequeno número de observações, as regressões do quarto período não são
válidas, impedindo a análise.
Deixa-se porém uma sugestão para estudos futuros. Observando os dados a partir do Plano
Real nota-se, apesar da falta de evidência estatística, uma maior estabilidade das variáveis. No
futuro, quando o sistema convergir, e espera-se que isso aconteça, para a estabilidade, isso é,
quando desaparecerem as perturbações provenientes de Planos anteriores, os testes poderão ser
9
refeitos. Aconselha-se, às autoridades monetárias de políticas brasileiras, ações econômicas sutis
e ausência de choques econômicos durante um longo período.
A principal conclusão desse trabalho é que não existe uma hipótese certa e uma errada, o
que existe na verdade são sistemas econômicos regidos por parâmetros diferentes dos quais
depende a validade de uma ou de outra hipótese. Para os Estados Unidos, segundo os estudos de
Gordon, a hipótese alternativa é valida e a hipótese LSW não é conveniente. Com os dados
brasileiros as conclusões se invertem. Assim, os parâmetros dos sistemas são diferentes e as
soluções políticas para cada sistema devem então ser diferentes. Espera-se, se as autoridades
brasileiras agirem corretamente em direção à estabilidade, que os parâmetros da economia
brasileira mudem e que o Brasil possa aplicar políticas econômicas que afetem o produto real no
curto prazo, esperando com isso, um crescimento mais rápido.
TABELA 2 - VALORES ESTIMADOS DOS PARÂMETROS DAS EQUAÇÕES (9) E (10)
PERÍODOS
Parâmetros
1980:1 - 1986:1
p
Q
Constante
0,056
0,301
t
Q t 1
1,117
Ey t
0,671
Uyt
 ci pt i -0,192
***
***
1986:2 - 1990:1
p
Q
t
1990:2 – 1994:2
p
Q
t
1994:3 - 1996:3
p
Q
t
90,7%
0,321
16,75***
1,96
25
t
-0,056
0,699***
-0,210
1,049
0,210
-0,049
-0,060
0,751
0,060
0,249
0,015
-0,462
-0,015
1,462
0,097***
0,753***
-0,097
0,247*
-0,117
0,329**
0,192
1,589
0,960***
-0,226
-0,589
0,040
0,226
1,195***
0,892***
0,020
-0,195
0,108
-0,020
-0,163
-0,233
0,069
1,163
1,233
-0,069
1,024***
0,977***
0,001
-0,024
0,023
-0,073
64,5%
0,072
1,36
1,81
9
-0,08*** 0,08***
-0,05*** 0,05***
-0,65*** 0,65***
99,4% 71,9%
1,27
1,27
***
780,9
13,03***
1,84
1,84
67
67
Dummy1
Dummy2
Dummy3
R2
SE
F
DW
N
1980:1 - 1996:3
p
Q
63,7%
0,321
3,01**
1,96
25
99,5%
0,296
449,5***
1,98
16
23,6%
0,296
0,18
1,98
16
99,7%
0,136
217,7***
2,28
17
72,4%
0,136
32,5***
2,28
17
37,6%
0,072
0,452
1,81
9
*
0,05  p < 0,1
** 0,001  p  0,05
*** p < 0,001
DW – Estatística Durbin Watson
4 Bibliografia
1. BARRO, Robert J. “Unanticipated money, Output and the Price Level in the United
States”, Journal Potical Economic, v. 86, n.4, August, p. 549-80, 1978.
2. GORDON, Robert J. “Price Inertia and Policy Ineffectiveness in the United States: 18901980”, Journal Political Economic, v. 90, n. 61, 1982.
3. LUCAS, Robert E. Jr. “Some International Evidence and Output- Inflation tradeoffs”,
American Economic Review, n. 63, June, p. 326-34, 1973.
4. FRIEDMAN, Milton “The Role of Monetary Policy”, American Economic Review, n. 1,
March, p. 1-17, 1968.