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FUNDAÇÃO GETÚLIO VARGAS
ESCOLA DE ECONOMIA DE SÃO PAULO
A Paridade do Poder de Compra no Longo Prazo: Testes em
moedas da América Latina (1900-2006)
Autor: Constantin Jancsó
Orientador: Prof. Paulo Tenani
São Paulo, julho de 2008
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Milhares de livros grátis para download.
A Paridade do Poder de Compra no Longo Prazo: Testes em moedas da América
Latina (1900-2006)
Autor: Constantin Jancsó
Orientador: Prof. Paulo Tenani
Dissertação apresentada à Escola de Economia de
São Paulo da Fundação Getúlio Vargas, como
requisito para obtenção de título de mestre em
economia e finanças (MPFE).
São Paulo, julho de 2008
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Jancsó, Constantin
A Paridade do Poder de Compra no Longo Prazo: Testes em moedas da América Latina
(1900-2006) / Constantin Jancsó- 2008.
74 fls.
Orientador: Paulo Tenani
Dissertação (MPFE)- Escola de Economia de São Paulo
1.Paridade do poder de compra. 2. Taxa de câmbio 3. Economia (América Latina) I. Tenani,
Paulo. II. Dissertação (MPFE)- Escola de Economia de São Paulo. III. A Paridade do Poder
de Compra no Longo Prazo: Testes em moedas da América Latina (1900-2006).
CONSTANTIN JANCSÓ
A Paridade do Poder de Compra no Longo Prazo: Testes em moedas da América
Latina (1900-2006)
São Paulo,
Aprovado em
02 de julho de 2008
_______________________________________
Orientador: Prof. Dr. Paulo Tenani
FGV- EESP e EAESP
_______________________________________
Prof. Dr. Rogério Mori
______________________________________
Dr. André Loes (externo)
Agradecimentos
Esta dissertação (e principalmente, o mestrado para o qual ela é requisito) é
dedicada à memória de meu irmão. Fonte permanente de inspiração, o Ivo foi um
exemplo de generosidade, sem a qual nada disso teria sido possível.
Ao longo destes anos, tentei equilibrar trabalho, estudo e família, mas temo que
todos acabaram sendo negligenciados. Aos meus pais, resta pedir desculpas pelas
ausências e agradecer pela compreensão. Sei que foram tempos difíceis também para
vocês.
Seria uma injustiça deixar de registrar minha gratidão para outras pessoas que
diretamente ou indiretamente tornaram isso possível. À Tatiana, por toda a ajuda, apoio,
e em algumas ocasiões, a paciência: Thanks, Dear! Aos meus colegas do Santander e da
MCM, que conviveram com todo o caos. A Vanessa, pelas sugestões para melhorar este
trabalho e pelo encorajamento para ir até o fim. E finalmente, aos professores da FGV, e
em especial, ao meu Orientador Paulo Tenani. Muito obrigado por tudo.
Como bem sabem meus colegas do mestrado, trabalhar, estudar e ter uma vida
pessoal ao mesmo tempo não é fácil. Mas com eles aprendi que às vezes, a ajuda de um
amigo faz toda a diferença. Acho que foi a lição mais importante.
Resumo
A teoria da paridade do poder de compra (PPP) foi formalizada há quase um século por
Gustav Cassel como um paradigma para explicar o comportamento das taxas de câmbio. Sua
comprovação empírica é historicamente controversa, mas aos poucos, a literatura parece
convergir para o consenso de que a PPP é válida, mas apenas no longo prazo.
Ainda que a PPP não sirva para prever o comportamento da taxa de câmbio no curto prazo, seu
uso é disseminado na macroeconomia aplicada como restrição de longo prazo para a taxa de
câmbio. Como lembram Dornbusch e Krugman, “Sob a pele de qualquer economista
internacional, está enraizada uma fé em alguma variante da teoria da PPP”.
O presente estudo se propõe a avaliar as evidências para a PPP a partir de mais de cem
anos de história das maiores economias da América Latina. Na literatura, a maior parte dos
estudos da PPP no longo prazo utiliza dados de países desenvolvidos (em parte, por causa da
disponibilidade dos dados). Taylor (2002) incluiu Argentina, Brasil e México na sua amostra de
20 países desenvolvidos e em desenvolvimento. Há também alguns estudos que tratam
especificamente de um ou outro país da região (por exemplo, Délano 1998, que testa a PPP com
dados do Chile de 1835 a 1995).
Seguindo os métodos usuais descritos na literatura – testes de raiz unitária para se
avaliar a estacionariedade da taxa de câmbio real,de aplicação de mecanismos de correção de
erro e testes de co-integração – chega-se à conclusão que a evidência obtida a partir dos dados
da América Latina é favorável à tese de existência da PPP no longo prazo.
Palavras-chave: 1. Paridade do Poder de Compra 2. Taxa de Câmbio 3. Economia (América
Latina).
Abstract
Purchasing power parity (PPP) was formally proposed as a theoretical model to explain
the behavior of the exchange-rate by Gustav Cassel almost one century ago. Obtaining empirical
evidence to support the validity of PPP, however, has traditionally been a controversial issue.
Nevertheless, a consensus slowly appears to be emerging from literature, suggesting that PPP
holds, but only in the long run.
Although PPP is not useful to predict the behavior of the exchange-rate in a time frame
that would make it a useful application in the context of the foreign exchange market, it is
widely used in applied macroeconomics, often as a long-term restriction for the behavior of the
exchange-rate in general equilibrium models. In any case, as Dornbush and Krugman remind us,
“Under the skin of any international economist lies a deep-seated belief in some variant of the
PPP theory of the exchange rate”.
This dissertation proposes to assess the evidence for PPP in more than a century of data
for the largest Latin American economies. In the empirical literature, most of the empirical work
testing the validity of PPP in the long run uses data from the developed countries (in part,
simply because they are more readily available). Taylor (2002) includes Argentina, Brazil and
Mexico in his sample of 20 developed and developing nations. Other studies focus specifically
on the data of one or the other economy in Latin America (for example, Délano 1998 tests the
PPP hypothesis using data from Chile between 1835 and 1995). But there has been little work
done on this field focusing specifically on data from Latin America.
Following the usual methodology described in literature – unit root tests to assess
whether the real exchange rate is stationary, applying error correction mechanisms and co-
integration tests – the evidence obtained from Latin American data reinforces the thesis that
PPP holds in the long run.
Key words: 1. Purchasing power parity 2. Exchange-rate 3. Economics (Latin America)
Quadros
Quadro Título Página
1 Diferença entre o preço local do Big Mac e o preço nos EUA – Países selecionados 9
2 Estudos empíricos da PPP selecionados na literatura 19
3 PIB per capita, 1820 - 1950 23
4 Argentina: Inflação 1900 a 2006 (% ao ano) 24
5 Argentina: Taxa de câmbio real peso/US$ - 1900 a 2006 25
6 Chile: Inflação 1900 a 2006 (% ao ano) 27
7 Chile: Taxa de câmbio real peso/US$ - 1900 a 2006 28
8 Colômbia: Inflação 1900 a 2006 (% ao ano) 30
9 Colômbia: Taxa de câmbio peso/US$ - 1900 a 2006 31
10 México: Inflação 1900 a 2006 (% ao ano) 33
11 México: Taxa de câmbio real peso/US$ - 1900 a 2006 34
12 Peru: Inflação 1900 a 2006 (% ao ano) 35
13 Peru: Taxa de câmbio real n. sol/US$ - 1900 a 2006 36
14 Venezuela: Inflação 1900 a 2006 (% ao ano) 38
15 Venezuela: Taxa de câmbio real bolívar/US$ - 1900 a 2006 39
16
Resultado dos Testes de 1ª Geração (β
1
calculado para cada par de países)
40
17 Teste ADF de Raiz Unitária 42
18 Teste KPSS de Raiz Unitária 43
19 Taxas de Câmbio Real 44
20 Teste ADF de Raiz Unitária para taxa de câmbio real 45
21 Resultado das Regressões à la Edison 46
22 Resultado dos Testes de Co-integração de Engel-Granger 50
Índice
Página
1. Introdução........................................................................................................................1
2. De Cassel ao Big Mac: evolução histórica da teoria da PPP...........................................4
3. Definindo a PPP...............................................................................................................8
4. Desvios da PPP................................................................................................................11
4.1. Teorema de Balassa Samuelson..........................................................................11
4.2. Barreiras ao livre comércio.................................................................................13
4.3. Políticas públicas................................................................................................14
4.4. Mercado de capitais............................................................................................15
5. Principais estudos empíricos da PPP na literatura...........................................................17
6. Descrição dos dados e contexto histórico........................................................................20
6.1. Estados Unidos...................................................................................................21
6.2. Argentina............................................................................................................22
6.3. Brasil...................................................................................................................26
6.4. Chile....................................................................................................................26
6.5. Colômbia.............................................................................................................29
6.6. México................................................................................................................32
6.7. Peru.....................................................................................................................34
6.8. Venezuela............................................................................................................36
7. Testando a PPP relativa – Testes de 1ª geração...............................................................40
8. Testes da PPPR de 2ª geração..........................................................................................44
9. Testes da PPPR de 3ª geração: co-integração..................................................................49
10. Comentários Finais..........................................................................................................51
11. Bibliografia......................................................................................................................54
12. Apêndices.........................................................................................................................57
13. Anexo Estatístico..............................................................................................................66
1
1. Introdução
Prever o comportamento da taxa de câmbio é uma das pedras filosofais da
macroeconomia aplicada. Com o volume de transações no mercado global de moedas na casa
dos trilhões de dólares por dia, não há economia de esforços para se desenvolver um modelo
confiável do comportamento das taxas de câmbio. Estes esforços, no entanto, não têm
produzido os resultados desejados.
Embarcar num estudo sobre a taxa de câmbio com o intuito de encontrar a tão esperada
resposta sobre o comportamento do câmbio seria um exercício de presunção. A presente
dissertação tem objetivo mais modesto: testar a teoria da Paridade do poder de compra
(Purchasing Power Parity, ou PPP) como referência para a taxa real de câmbio de equilíbrio de
longo prazo no contexto brasileiro e latino-americano.
Por trás da PPP, está o conceito da lei do preço único e de mercados bem arbitrados,
cujas origens podem ser encontradas nos economistas clássicos. Sua formalização é atribuída a
Gustav Cassel (1922) e tem quase um século de existência:
“Nossa propensão a pagar um determinado preço por uma moeda estrangeira deve, em
essência e em última instância, ser resultado do fato que esta moeda tem um poder de
compra sobre produtos e serviços naquele país. Por outro lado, quando oferecemos
uma quantia de nossa moeda, estamos na verdade oferecendo poder de compra sobre
produtos e serviços em nosso país. Portanto, o valor que damos à moeda estrangeira
em termos de nossa própria moeda depende no poder de compra relativo de ambas as
moedas em seus respectivos países”.
A PPP nasceu como modelo empírico para explicar o comportamento de taxas de
câmbio, mas até mesmo os contemporâneos de Cassel (Keynes, por exemplo) questionaram sua
abrangência. Quarenta anos mais tarde, Paul Samuelson (1964) sintetiza a desconfiança com
relação à PPP:
“A menos que seja muito sofisticada, a PPP é mesmo uma doutrina pretensiosa,
prometendo o que é raro em economia: uma previsão numérica detalhada.”
Propor e testar a PPP como referência para a taxa de câmbio real de equilíbrio no longo
prazo não é o mesmo que advogar o seu uso do para prever o comportamento dos mercados de
câmbio. Note que em sua crítica sobre a PPP, Samuelson usa o termo “doutrina”. O mesmo
sentimento a respeito da PPP permeia autores modernos. Como lembra Rogoff (1996), “Ainda
que poucos economistas alfabetizados em testes empíricos levem a sério a PPP como modelo de
curto prazo, a maioria acredita instintivamente em alguma variante da paridade do poder de
compra como âncora para o câmbio real no longo prazo”. Dornbusch e Krugman (1976)
2
completam que “Sob a pele de qualquer economista internacional está enraizada uma fé em
alguma variante da teoria da PPP”.
Apesar de toda a controvérsia sobre sua comprovação empírica, a PPP é um tema
recorrente na literatura e segue sendo um dos primeiros modelos para a taxa de câmbio
apresentados para o estudante de economia. Além disso, a maioria dos modelos de equilíbrio
geral para economias abertas impõe uma variante da PPP como condição de equilíbrio de longo
prazo.
A literatura sobre a paridade do poder de compra converge em rejeitar a PPP como
condição de equilíbrio no curto prazo. Contudo, testando para a presença de raiz unitária ou de
co-integração, vários estudos mais recentes verificam a validade da hipótese de PPP no longo
prazo. Ainda que muitos autores tenham encontrado evidência de raiz unitária nas séries de
câmbio real testadas, rejeitando a hipótese da PPP mesmo no longo prazo, o veredicto sobre a
PPP ainda está em aberto. Existe controvérsia sobre o poder destes testes para se distinguir entre
processo não estacionário (que rejeitaria a hipótese da PPP) e processo estacionário, mas de
elevada persistência.
Por definição, a PPP tem características de um mecanismo de reversão à média. No
entanto, se tal reversão à média ocorrer num prazo relativamente longo de tempo (no presente
trabalho, por exemplo, estimou-se uma meia vida de cerca de seis anos para desvios da PPP no
Brasil), é necessário se utilizar séries longas. Um dos trabalhos mais notáveis no uso de séries
históricas de longo prazo é o estudo de Froot, Kim e Rogoff (1995) investigando a lei do preço
único (a versão mais restrita da PPP, como se verá adiante) ao longo de 700 anos, utilizando
dados da Inglaterra e a Holanda para o preço de alguns produtos (trigo, aveia e manteiga, entre
outros).
1
Na maioria dos casos, no entanto, a estratégia de testar a PPP utilizando séries muito
longas tende a ser aplicada aos países desenvolvidos, simplesmente porque os dados são mais
facilmente obtidos.
Nesse contexto, a presente dissertação tem como objetivo final testar empiricamente a
teoria da paridade do poder de compra (PPP) utilizando a série de dados mais longa possível
(desde 1900) para as principais economias da América Latina. Os países incluídos no estudo
foram Brasil, Argentina, Chile, Colômbia, México, Peru e Venezuela, além dos Estados Unidos,
que serve como país de referência.
O texto a seguir divide-se em sete partes. Na primeira, discute-se a evolução da teoria
da PPP, partindo dos seus primeiros proponentes no início do século passado até o popular
Índice Big Mac, da revista The Economist.
1
Froot, Kim e Rogoff, 1995, The Law of One Price over 700 years
3
Seguem capítulos definindo a teoria da PPP e discutindo a teoria por trás de possíveis
desvios em relação a esta. Uma breve descrição da evolução dos testes empíricos da PPP na
literatura é apresentada a seguir.
Um capítulo é dedicado para a descrição dos dados, as fontes utilizadas, bem como a
história econômica dos respectivos países, a título de contextualização. Ao se optar por séries de
tempo com dados muito antigos, às vezes, acaba-se tendo que sacrificar a consistência perfeita
das séries. Para construir as séries de tempo, foi necessário utilizar dados de fontes distintas e
coletados utilizando metodologias diferentes, explicadas nesse capítulo. Para que possam ser
utilizadas em pesquisas posteriores, os dados são disponibilizados num anexo estatístico.
Nos capítulos seguintes, são formalizados os testes usuais da literatura e adotados no
presente estudo. Os trabalhos de Froot e Rogoff (1994) e em menor medida, de Dornbusch
(1988) foram utilizados como roteiro metodológico. Os resultados obtidos são apresentados
juntamente com a formalização dos testes. O último capítulo contém as considerações finais a
respeito dos resultados obtidos, atuando como conclusão do trabalho.
4
2. De Cassel ao Big Mac: evolução histórica da teoria da PPP
A teoria da paridade do poder de compra é baseada num conceito simples. Na sua forma
mais reduzida, trata-se da lei do preço único: se houver comércio entre dois países, um bem
comercializável terá o mesmo preço nestes países, ajustado pela taxa de câmbio, custos de
transporte e demais custos de transação.
Uma versão um pouco mais ampla do conceito lida com cestas de consumo ao invés de
produtos específicos: para uma determinada cesta de consumo, a taxa de câmbio nominal entre
duas moedas será igual à relação entre o nível geral de preços dos dois países, de forma que uma
unidade de moeda terá o mesmo poder de compra em ambos os países. O conceito de PPP foi
formalizado no primeiro período de flutuação cambial da era moderna, durante a Primeira
Guerra Mundial, por Gustav Cassel.
Do ponto de vista econômico, os cinqüenta anos anteriores à guerra são caracterizados
pelos historiadores como tendo sido a primeira grande onda de globalização. Nas nações
desenvolvidas, trata-se de uma era de crescimento econômico acelerado e de forte expansão do
mercado de capitais. Em parte, tal expansão foi possível graças à estabilidade e total
conversibilidade das taxas de câmbio sob o regime do padrão-ouro.
Com o início da Primeira Guerra, para salvaguardar suas reservas, a maioria dos países
suspendeu a conversibilidade de suas moedas para o metal. Além disso, parte do financiamento
do esforço bélico foi feito via a emissão de moeda fiduciária, gerando inflação. Assim, a forma
de se restaurar a conversibilidade do papel-moeda para metal no pós-guerra já era intensamente
debatida antes mesmo do fim do conflito.
Os mais conservadores desejavam o retorno às paridades (e às taxas de câmbio)
vigentes em 1914. Posteriormente, viu-se que o estabelecimento de taxa de conversão para ouro
em patamares irreais foi uma receita para desastre econômico, exigindo um período prolongado
de deflação de preços. Pensadores econômicos da época, entre os quais Cassel, já alertavam
para o fato que a inflação (e a disparidade da inflação nos diferentes países) inviabilizava o
simples retorno ao padrão ouro utilizando as taxas de conversão pré-conflito.
Partindo do conceito de PPP, que indicava que uma unidade de ouro deveria comprar
cestas de consumo equivalentes em diferentes países, Cassel (1917) afirma que “...os
movimentos das taxas de câmbio são determinados principalmente pelo quociente das inflações
dos diferentes países.”
5
Na visão de Cassel, o diferencial de taxa de inflação era tão determinante para a taxa de
câmbio que “quando conhecemos a inflação em um país – a Suécia, por exemplo – podemos até
calcular a inflação nos Países Baixos
2
através da taxa de câmbio entre os dois países.”
Gustav Cassel não foi o primeiro a postular as idéias por trás da PPP. Dornbusch (1988)
lembra que suas origens podem ser traçadas à Escola de Salamanca (século XVI) na Espanha e a
Gerrard de Malynes (1601) na Inglaterra, ao pensamento sobre o padrão-ouro entre os
bullionists dos séculos XVIII e XIX e posteriormente, aos trabalhos dos economistas clássicos
do século XIX (sobretudo Ricardo, Mill, Goschen e Marshall).
Como relata Neri, a escola austríaca também desenvolveu sua versão monetária da PPP
a partir de Ludwig von Mises (1912). Von Mises afirma que não há diferença teórica entre o
caso onde duas moedas são usadas simultaneamente num mesmo país e onde a moeda do país
doméstico é diferente da moeda do país estrangeiro: quando há comércio entre os países, a
moeda de um país se torna moeda para todos os outros países conectados à economia doméstica
via o comércio. Desta forma, “as taxas de câmbio devem ser eventualmente estabelecidas num
patamar onde não faz diferença utilizar a própria moeda para comprar um produto ou converter
a moeda em moeda estrangeira antes de realizar a compra.”
3
Von Mises conclui que a taxa de
câmbio de equilibro entre duas moedas é o inverso da proporção entre o poder de compra destas
moedas.
De qualquer modo, Dornbusch concorda que Cassel é o principal nome associado ao
desenvolvimento da teoria da PPP:
“Ele transformou a teoria em paradigma, com toda sua parafernália: um pretenso
desafio à ortodoxia do padrão-ouro, um nome chamativo, uma fórmula, e a alegada
comprovação de sua visão com evidência empírica.”
De fato, Cassel (1918) “batiza” a idéia de PPP: ao afirmar que:
[...] em todo momento, a paridade real entre dois países é representada por este
coeficiente entre o poder de compra da moeda em cada um dos dois países. Proponho
chamar esta paridade de “a paridade do poder de compra”, condicionando seu
funcionamento à mobilidade de bens e da existência de comércio entre os países.
O pré-requisito da existência de comércio e mobilidade de bens foi postulado por Cassel
para explicar o não funcionamento da PPP no caso da valorização da coroa sueca com relação à
2
Cassel se refere especificamente aos Países Baixos na passagem por se tratar de uma resposta a um texto
que trata das condições monetárias naquele país e as políticas do Netherlands Bank durante a Guerra.
3
Von Mises, 1953, “The Theory of Money and Credit”; publicado originalmente em alemão, em 1912,
como “Theorie des Geldes und der Umlaufsmittel”.
6
libra esterlina a partir de 1917
4
, que foi atribuída às barreiras enfrentadas pela Suécia para
importar bens dos países envolvidos no conflito (por causa das restrições às exportações de
materiais estratégicos), e o conseqüente superávit comercial acumulado indesejadamente pelo
país escandinavo. Posteriormente (1928a), Cassel adiciona um terceiro pré-requisito para o bom
funcionamento da PPP: diferenças entre a inflação (ou deflação) esperada e efetiva. Cassel
também é o primeiro a oferecer o conceito de PPP como base para a discussão sobre se uma
determinada taxa de câmbio está sobre valorizada ou subvalorizada. Dornbusch lamenta que
apesar de que Cassel tenha reconhecido que períodos de inflação e subseqüente estabilização
podem levar a sub-valorização e posterior sobrevalorização cambial, a discussão não foi
aprofundada.
Dornbusch também lembra que Keynes (1923) aprofunda a discussão da PPP:
Esta teoria não oferece uma medida simples e pronta para determinar o valor real do
câmbio. Se restrita a bens comercializados, é pouco mais do que o óbvio. Se não for
restrita, o conceito de paridade do poder de compra se torna mais interessante, mas
não serve como um previsor da taxa de câmbio.
Posteriormente, 1925, Keynes utilizou o conceito de PPP para criticar a decisão do governo
britânico de restaurar a conversibilidade da libra em ouro à mesma paridade que vigorou antes
da guerra.
5
A teoria da PPP foi integrada ao receituário básico da macroeconomia aplicada no
período entre as guerras, tendo entre outros sido utilizado para estabelecer uma taxa de câmbio
“ajustada” no programa de estabilização francês do final da década de 20.
A PPP volta a despertar interesse ao final da Segunda Guerra Mundial, quando o mundo
novamente teve que estabelecer paridades para as taxas de câmbio após a suspensão do
comércio e da convertibilidade das moedas durante o conflito.
No final dos anos 30, a possibilidade de que divergências no crescimento da
produtividade nos países levassem a desvios permanentes das paridades previstas em cálculos
de taxas de câmbio PPP foi levantada por Sir Roy Harrod. Tal possibilidade é explorada nos
trabalhos de Balassa e Samuelson (1964).
No final dos anos cinqüenta e início dos anos sessenta, Yeager (1958) e von Haberler
(1962)
6
publicaram trabalhos apoiando o conceito de PPP ao encontrar elevada elasticidade de
4
Pelo critério de PPP, o oposto deveria ter ocorrido, uma vez que a inflação na Suécia era mais elevada
do que na Grã Bretanha durante a Guerra
5
The Economic Consequences of Mr. Churchill (1925).
6
O trabalho de Gottfried von Haberler, da escola austríaca, é particularmente interessante para o estudo
da América Latina por ter incluído um estudo demonstrando uma tendência de aumento do preço de bens
7
preço do comércio internacional. A elevada elasticidade-preço poderia ser interpretada como
evidência do funcionamento dos mecanismos de arbitragem que no final das contas, garantiriam
o funcionamento da Lei do Preço Único.
O interesse na PPP foi renovado na década de setenta com o fim do regime de Bretton-
Woods e o início do período de livre-flutuação das taxas de câmbio. A PPP foi incorporada ao
trabalho de Mundell (visão monetária do balanço de pagamentos) e a taxa de câmbio de
equilíbrio previsto pelos novos modelos passa ser uma função do estoque de moeda, da
velocidade da moeda e da renda real. O comportamento das taxas de câmbio nos primeiros anos
de livre-flutuação parece apresentar conformidade com os resultados previstos por esta nova
especificação, mas na medida em que se avança no tempo, as taxas de câmbio mostram
resultados cada vez mais discrepantes aos resultados previstos pela teoria. Não é a toa que
Dornbusch (1988) se refere a disparidades do poder de compra em sua revisão da teoria da PPP.
A teoria da paridade do poder de compra nasceu da necessidade de se criar um
arcabouço teórico que pudesse servir de base para restabelecer ordem nas relações econômicas
internacionais após a ruptura causada pela Primeira Guerra Mundial. Inicialmente, foi proposta
como um paradigma para que fosse possível se quantificar a taxa de câmbio “correta” e prever
movimentos cambiais sob um regime de livre flutuação. É verdade que a PPP parece ter sido
descartada como previsor útil do comportamento das taxas de câmbio apenas nos anos 70, mas
Keynes já havia alertado que não serviria para este fim meio século antes.
Mas como o próprio Keynes afirmou, a PPP é um conceito atraente. Mesmo que não
sirva para se prever o comportamento futuro da taxa de câmbio, Cassel pelo menos tinha razão
ao afirmar que sem a PPP, não seria possível discutir se uma determinada taxa de câmbio está
sub ou sobrevalorizada. Como conclui Dornbusch, “a PPP serve como parâmetro para se
julgar o nível da taxa de câmbio.” É particularmente útil porque, como concluem Froot e
Rogoff (1994), “parece haver convergência à PPP no longo prazo.” Tanto é que governos e
instituições multilaterais despendem recursos consideráveis para estimar taxas de câmbio
ajustadas pela PPP.
Um motivo para a sobrevivência da PPP como modelo conceitual para a taxa de câmbio
no longo prazo é que a teoria vai de encontro com o senso comum. Esta característica, por
exemplo, faz que a teoria da PPP seja usada como base para o Índice Big Mac, publicado pela
revista The Economist para avaliar a evolução do mercado de moedas.
7
industriais vis a vis o preço de produtos básicos. As conclusões de Haberle se tornam peça central das
recomendações de Raul Prebitsch na UNCTAD, e portanto, para a adoção de políticas de substituição de
importações por vários países em desenvolvimento.
7
Ironicamente, como veremos mais adiante, o índice Big Mac sugere que a PPP (ou pelo menos, sua
versão restrita) não seja válida.
8
3. Definindo a PPP
Conforme formalizada por Cassel, a teoria da PPP é construída a partir da Lei do Único
Preço (LPU): na existência de comércio entre dois países, a arbitragem fará com que um bem
comercializável i terá o mesmo preço nos dois países:
)()()(
*
teipip
tt
+=
(1)
Onde, em log, p
t
(i) é o preço de i em t na moeda doméstica, p
t
*(i) é o preço de i em t na moeda
estrangeira e e(t) é a taxa de câmbio entre a moeda doméstica e a moeda estrangeira.
Admitindo-se a validade da LPU para produtos, pode-se afirmar que a mesma regra pode ser
aplicada para cestas idênticas de produtos, com a vantagem adicional de que mesmo que a LPU
seja violada no caso de produtos específicos, numa cesta, é possível que tais desvios se
cancelem.
Por praticidade, a maior parte da literatura trata não de cestas idênticas de consumo, mas
dos índices de preços compilados pelos vários países. Obtêm-se assim uma especificação
restrita para o PPP, nos termos da LPU:
)()()(
*
teIPCpIPCp
tt
+=
(2)
onde IPC é a cesta de produtos. A menos que se trate de uma cesta idêntica de produtos, no
entanto, não há motivo para que tal especificação seja verdadeira. De fato, uma objeção comum
à versão restrita da PPP é que a composição dos índices de preços em diferentes países não é
idêntica. Cada índice atribui pesos diferentes a bens comercializáveis versus não-
comercializáveis e, além disso, mesmo para bens comercializáveis, há alguma diferenciação de
produtos entre países.
Como lembram Taylor e Taylor (2004), custos de transação como transporte, impostos,
tarifas e barreiras não-tarifárias também induzem à violação da LPU. E Engel e Rogers (1996)
demonstram que o efeito-fronteira é mais relevante para explicar diferenças de preços do que
simplesmente o custo associado ao transporte (medido pela distância geográfica entre dois
mercados).
8
8
Utilizando dados de IPC em cidades nos Estados Unidos e Canadá, os autores demonstram que a
volatilidade nos preços ao consumidor dentro de um país é relacionada com a distância geográfica, mas o
“efeito fronteira” é mais relevante do que distância geográfica ao se comparar cidades dos dois países. Ou
seja, o comportamento dos preços em Nova Iorque tem mais em comum com o comportamento dos
preços em Boston do que em Los Angeles, mas o comportamento dos preços em Nova Iorque é mais
parecido com o de Los Angeles do que o de Toronto, ajustado pela variação da taxa de câmbio entre os
dois países.
9
Não é preciso ir muito longe para se encontrar evidências de que a versão restrita da
PPP não corresponda à realidade. O Índice Big Mac é um bom exemplo.
9
Se considerarmos o
hambúrguer como sendo representativo de cestas de consumo idênticas
10
em diferentes países é
fácil mostrar que há discrepâncias consideráveis entre preços nos vários países – ver figura
abaixo.
Quadro 1: Diferença no preço do Big Mac com relação ao preço nos EUA – países
selecionados (%)
Fonte: The Economist
No entanto, o simples fato que o mesmo produto tenha preços distintos em mercados
diferentes não invalida o conceito da PPP. Como lembram Froot e Rogoff (1994), para levar em
conta uma diferença constante no preço de cestas de consumo (resultado de especificidades de
cada mercado), a maior parte da literatura empírica sobre o assunto se concentra na análise da
PPP relativa (PPPR), conceito já utilizado por Cassel e seus contemporâneos, e que prevê que
mudanças na relação entre preços sejam compensadas por mudanças na taxa de câmbio.
Formalmente, em log, a variação da taxa de câmbio é igual à diferença entre inflação doméstica
e a inflação estrangeira:
*
)(
tt
ppte ∆−∆=∆
(3)
9
A revista publica os preços do sanduíche do Mcdonald’s em vários países convertidos para dólar
utilizando taxas de câmbio de mercado. Partindo do pressuposto de que o preço justo do hambúrguer é o
praticado nos EUA, a revista compara os preços dos diferentes países para avaliar se as taxas de câmbio
estão sub ou sobrevalorizadas (e em quanto). O preço de sanduíches não está sujeito à arbitragem ( não é
possível comprar um Big Mac em Xangai e revendê-lo em Londres)
10
Que consiste dos ingredientes, a mão de obra necessária para produzir o sanduíche, o custo de
manutenção do restaurante, etc. No entanto, o Índice Big Mac não é ajustado para possíveis diferenças na
carga de impostos incidentes em cada país.
10
É importante ter em mente que se trata de modelo que prevê uma tendência central para a taxa
de câmbio, sujeita a desvios, e não de uma identidade.
11
4. Desvios da PPP
Fundamentalmente, a PPP lida com taxas de câmbio reais, e tomada literalmente, requer
que a taxa de câmbio real seja constante ao longo do tempo. No entanto, a simples inspeção
visual de séries de câmbio real (ver Quadro 19, por exemplo) mostra claramente que as taxas de
câmbio real não são estáveis no tempo. Uma definição menos restritiva da PPP requer apenas
que o câmbio real mostre uma tendência de convergir à média ao longo do tempo.
Inúmeros estudos procuram explicar mudanças na taxa de câmbio real, ou se partirmos
do pressuposto de que a PPP se sustenta no longo prazo, explicar desvios da taxa de câmbio real
do nível de equilíbrio previsto pela PPP.
A explicação mais básica para desvios da PPP foi discutida acima na seção que descreve
a PPP e tem a ver com custos de transação no comércio internacional. Tais custos podem ser de
transporte (seguro e frete), de barreiras ao comércio, entre outros. Sob concorrência perfeita,
seria de se esperar que o preço de um determinado bem sujeito ao comércio internacional seja
mais baixo no país exportador do que no país importador. Estes custos de transação podem ser
elevados ao ponto de inviabilizar o comércio internacional. Para ir além da dificuldade logística
de se exportar Big Macs discutida no capítulo anterior, sabe-se que o comércio internacional de
cimento é bem limitado. Exceto em alguns casos específicos, quaisquer vantagens comparativas
de se produzir cimento num determinado país não são suficientes para justificar o transporte
deste produto para outro mercado consumidor.
4.1 Teorema de Balassa-Samuelson
Considerando um índice de inflação, a existência de bens não comercializáveis
internacionalmente (que vai além de serviços), cujos preços são determinados em cada mercado
pelas condições de oferta e demanda doméstica, pode alterar os preços relativos entre estes
países, e, portanto, causar desvios (possivelmente permanentes) na taxa de cambio real destes
países. Definindo a taxa de câmbio real como a relação entre índices de preços:
ntete
ntdtd
PP
PP
ER
)1(
)1(
αα
α
α
−+
−
+
=
(4)
Onde R é a taxa de câmbio real, E a taxa de câmbio nominal, P
td
e P
te
os preços de bens
transacionáveis no país doméstico e estrangeiro, respectivamente, e P
ntd
e P
nte
os preços de bens
não-transacionáveis no país doméstico e estrangeiro, mesmo se o peso α de bens transacionáveis
no índice de preços for igual nos dois países, o comportamento distinto dos produtos não
comercializáveis em cada país (resultado da oferta e demanda para estes produtos) causará
mudanças na taxa de câmbio real R.
12
Desta forma, a PPP só se sustentaria se a relação entre preços de bens comercializáveis
e não-comercializáveis variarem na mesma taxa nos vários países, fazendo com que a variação
da taxa de câmbio nominal seja determinada apenas pelo diferencial de inflação de ambos os
países.
No entanto, existe literatura farta sobre taxas de crescimentos diferentes na relação de
preços entre bens comercializáveis e não-comercializáveis. Balassa (1964) e Samuelson (1964),
por exemplo, postulam que a taxa de câmbio real é determinada pelo diferencial de crescimento
da produtividade entre países.
De acordo com Balassa-Samuelson, o progresso tecnológico determina o crescimento
da produtividade e, portanto, da renda, e é mais intenso nos bens industriais (na sua maioria,
bens comercializáveis internacionalmente). Supondo que o mercado por bens internacionais e
por fatores de produção é competitivo, que há mobilidade doméstica dos fatores de produção, e
que o preço dos bens é determinado pelo seu custo marginal, se ocorrerem ganhos de
produtividade no setor de bens comercializáveis internacionalmente, dada a tendência de
equalização da remuneração dos fatores de produção numa economia, os bens não
comercializáveis naquele país tendem a se tornar relativamente mais caros. Assim, o nível geral
de preços na economia com crescimento mais elevado da produtividade tende a ser mais alto do
que no país de menor crescimento da produtividade. Mesmo com a arbitragem no mercado de
bens comercializáveis, a taxa de câmbio real do país de maior produtividade tende a se
valorizar:
“Quanto maiores forem as diferenças no nível de produtividade no setor de bens
comercializáveis internacionalmente entre dois países quaisquer, maior será a
diferença entre os preços de bens não-comercializáveis, e maior será o desvio entre a
paridade do poder de compra e a taxa de câmbio de equilíbrio.”
11
A taxa de câmbio real pode ser expressa como uma função das produtividades nos
setores de bens comercializáveis e não-comercializáveis de quaisquer dois países. Se não houver
desvios permanentes no diferencial do crescimento da produtividade dos dois países, variações
na taxa de câmbio real (e, portanto, desvios da PPP) serão transitórios. Se, por outro lado, a
produtividade em um determinado país apresentar crescimento sistematicamente superior ao do
outro país (mesmo que limitado ao setor de bens comercializáveis), os desvios com relação à
PPP tenderão a ser permanentes.
Balassa (1964 e 1973) foi o primeiro a testar a tese de que países de crescimento da
produtividade sistematicamente mais elevado (portanto, países de renda mais elevada) têm
câmbio real mais valorizado, tendo encontrado uma relação estatisticamente positiva entre o
11
Balassa (1964)
13
câmbio real e a renda real per capita. Officer (1976) obtém resultados menos convincentes do
que Balassa e critica os trabalhos anteriores por serem excessivamente sensíveis ao ano
utilizado como base. De acordo com Froot e Rogoff, na média, os trabalhos encontram uma
diferença considerável entre o nível geral de preços em países desenvolvidos e em países em
desenvolvimento. Mas se a amostra de países for dividida em dois grupos (países de alta renda e
de baixa renda), a correlação entre nível geral de preços e renda dentro de cada grupo se torna
bem menos aparente.
Com o desenvolvimento de técnicas de séries de tempo, uma nova safra de testes do
teorema de Balassa-Samuelson emerge na literatura. Hsieh (1982) encontra uma relação entre a
taxa de câmbio real e a produtividade utilizando salários nominais como variável instrumental
utilizando dados para os Estados Unidos, Alemanha e Japão entre 1954 e 1976. Marston (1987)
utiliza dados do mercado de trabalho setoriais para encontrar o diferencial do crescimento da
produtividade entre os setores de bens comercializáveis e não comercializáveis, e postula que tal
diferencial explica a valorização da taxa de câmbio real do iene japonês com relação ao dólar
entre 1973 e 1983. Edison e Kovan (1987) estudam dados do Reino Unido e a Noruega entre
1874 e 1971 e encontram evidências de um diferencial no crescimento da produtividade entre os
dois países. Já Asea e Mendoza (1994) utilizam um modelo de equilíbrio geral de dois países
aplicado a 14 países da OCDE no período 1975-1985 para encontrar um diferencial de
produtividade entre os setores de bens comercializáveis e não comercializáveis. Os autores
encontram evidências de que isso é importante para explicar preços relativos e cada país, mas
não encontram evidências de que a mudança nos preços de bens não comercializáveis explique a
variação da taxa de câmbio real entre os países. De Gregorio, Giovannini e Wolf (1994) testam
as mesmas variáveis, mas obtém evidências um pouco mais robustas para explicar a variação da
taxa de câmbio real. Já Froot e Rogoff (1991) utilizam dados de 22 países da OCDE no período
1950-1989, mas encontram correlação fraca entre o diferencial de crescimento da produtividade
e a taxa de câmbio real.
4.2 Barreiras ao livre comércio
A imposição de barreiras ao comércio internacional de bens através da imposição de
tarifas, quotas, diferentes regimes tributários, subsídios ou mesmo de barreiras não-tarifárias
dificultam a convergência de preços no mercado internacional. Ao afetar a competitividade
relativa de um ou outro país, podem explicar desvios da taxa de câmbio com relação à PPP.
Knetter (1994), por exemplo, mostra que a existência de barreiras não tarifárias explica parte
dos desvios da taxa de câmbio com relação à PPP.
14
Em sua revisão da literatura, Froot e Rogoff (1994) também dedicam bastante espaço
para a discussão sobre desvios da lei do preço único em bens comercializáveis. Na prática, a
rigidez de curto prazo no preço de alguns bens, a prática de discriminação de preços entre
mercados e diferenças na preferência dos consumidores dificultam a arbitragem no mercado de
comércio exterior.
Na ausência de barreiras ao comércio, a arbitragem garantirá um preço único para uma
determinada mercadoria se a existência de comércio limitar o poder de mercado das empresas
na medida em que aumenta a elasticidade de preço da demanda via o aumento tanto da oferta do
bem quanto de bens substitutos. No caso de empresas com poder de mercado e de bens com
alguma diferenciação, será possível praticar discriminação de preços entre mercados. Um bom
exemplo disso é a indústria automotiva, onde as montadoras conseguem oferecer seu produto a
preços distintos em diferentes mercados. Quanto mais diferenciado o produto (por exemplo,
carros de luxo), maior a capacidade de discriminação de preços. A empresa poderá agir como
monopolista em cada mercado, determinando o preço em função das condições específicas de
cada país. Diferentes elasticidades-preço ou mesmo a possibilidade que um determinado bem
seja mais ou menos substituível em cada mercado implica que a discriminação de mercado não
só levará à violações da versão absoluta da PPP, mas também da PPP relativa.
4.3 Políticas Públicas
O gasto público e a carga tributária imposta por cada país também são apontados na
literatura como sendo variáveis explicativas importantes para o comportamento da taxa de
câmbio real. Froot e Rogoff (1991), por exemplo, demonstram que o gasto público explica a
diferença entre a inflação na Itália e na Alemanha entre 1986 e 1991 (de aproximadamente 15%
ao longo dos cinco anos) apesar da taxa de câmbio nominal entre o marco e a lira ter sido fixa
sob o sistema monetário europeu. A lógica é que o gasto público tende a se concentrar em bens
não comercializáveis, pressionando o preço dos mesmos com relação a bens comercializáveis.
Regredindo a taxa de câmbio real com várias medidas do diferencial de crescimento da
produtividade e do gasto público como proporção do PIB, os autores constatam que a correlação
entre gasto público e câmbio real é significativa e tem o sinal esperado. Os autores sugerem que
como o gasto público tende a ser transitório, seu impacto sobre o câmbio real tende a ser difícil
de se isolar sob regimes de câmbio flutuante. Num estudo mais amplo, incluindo 22 países da
OCDE com dados de 1950 a 1989 (um período que inclui perídios de câmbio fixo e câmbio
flutuante), os autores encontram resultados similares, tanto para toda a amostra como
separadamente nos períodos de câmbio administrado e flutuante. Como o modelo utilizado
pelos autores permite a mobilidade de fatores, o efeito do gasto público tende a se dissipar ao
15
longo do tempo (reflexo do fato que mudanças no gasto público tendem a ser temporárias), mas
com uma meia-vida relativamente longa, de cinco anos.
Rogoff (1992) encontra resultados parecidos utilizando dados para o Japão e os EUA
entre 1975 e 1990, mas a relevância do gasto público como variável explicativa desaparece ao
se controlar para os choques de petróleo.
Note que o impacto do gasto público sobre a taxa de câmbio real depende da alocação
deste gasto em bens comercializáveis e não-comercializáveis. Se o aumento do gasto público for
direcionado para o setor de bens comercializáveis (que seria factível, por exemplo, no caso de
investimentos públicos em máquinas e equipamentos, material bélico, etc.), o preço relativo dos
bens comercializáveis tende a subir com relação aos bens não comercializáveis, o que pode
implicar numa depreciação da taxa de câmbio real (mas igualmente, num desvio da PPP).
A carga tributária também pode influenciar a taxa de câmbio real, seja via o impacto
sobre a demanda (tributação da renda) quanto sobre a oferta (tributação sobre a produção).
Lippert e Breuer (1994) postulam que no caso de aumento da tributação sobre a renda, se a
propensão marginal ao consumo for superior à propensão marginal à importação, a demanda por
bens domésticos tende a diminuir relativamente à demanda por importações, resultando na
queda do preço relativo de bens domésticos e conseqüente depreciação da taxa de câmbio real.
Por outro lado, este mesmo aumento da tributação sobre a renda, ao reduzir a demanda
doméstica, poderá reduzir o mercado para produtores domésticos, o que implica numa redução
da competitividade destes produtores.
4.4 Mercado de capitais
O impacto de movimentos internacionais de capital sobre a taxa de câmbio nominal (e,
dada a rigidez de preços no curto prazo, dos desvios da taxa de câmbio real associados a isto)
obviamente dependem da magnitude e persistência destes fluxos.
Se houver a mobilidade de capital, é fácil observar que o diferencial do retorno
financeiro entre aplicações financeiras na moeda doméstica e a moeda estrangeiro têm um papel
determinante nos movimentos internacionais de capital. Um exemplo disso é a paridade
coberta/descoberta de juros, que de forma simplificada, prevê que a expectativa de variação da
taxa de câmbio será dada pelo diferencial de taxas de juros entre dois países (ou, posto de outra
forma, a diferença entre a taxa de juro futura e no mercado à vista é determinada pelo
diferencial da taxa de juro).
Sob regimes de câmbio fixo, os fluxos de capital de um país para o outro se traduzem
em mudanças relativas no estoque de moeda e, portanto, nas taxas de juros dos diferentes
16
países. Sob câmbio flutuante, este efeito é facilmente observável diretamente no comportamento
da taxa de câmbio nominal. Num prazo mais longo, tais movimentos terão impactos sobre a
economia real e o diferencial de taxas de inflação, de forma que mesmo aceitando-se que no
curto-prazo, as taxas de câmbio nominais são determinadas no mercado de capitais, isso não é
necessariamente incompatível com a tese da PPP no longo prazo. Pode-se dizer o mesmo a
respeito de outros choques de curto prazo que possam afetar a taxa de câmbio nominal, tais
como eventos especulativos, o processo de formação de expectativas nos mercados financeiros,
etc.
Conforme o observado na introdução deste trabalho, explicar o comportamento da taxa
de câmbio está muito além do escopo deste trabalho. O importante é que mesmo aceitando que a
PPP não sirva como previsor para o comportamento da taxa de câmbio, ainda é uma referência
útil para se avaliar se uma determinada moeda está sub ou sobre valorizada.
17
5. Principais estudos empíricos da PPP na literatura
Como a hipótese da PPP tem ampla aceitação teórica, mas cuja validação empírica tem
sido problemática, existe farta literatura sobre testes empíricos da PPP. Entre os trabalhos de
revisão bibliográfica, destacam-se Froot e Rogoff (1995) e Sarno e Taylor (2002). Seguindo a
linha de Froot e Rogoff, estes trabalhos podem ser divididos em gerações, refletindo o
desenvolvimento de novas técnicas econométricas.
Testes de 1ª Geração
Os testes de 1ª geração seguem a linha de Frenkel (1978 e 1981), e consistem em
realizar regressões do tipo tradicional (mínimos quadrados ordinários) em 1ª diferença do
logaritmo das séries na forma:
tttt
ppe
εββ
+−+= )(
*
10
(5)
para pares de países, onde e é a taxa de câmbio nominal, p a taxa de inflação doméstica e p* a
taxa de inflação do país estrangeiro.
12
Um coeficiente de inclinação β
1
igual a 1 valida a
hipótese de paridade do poder de compra uma vez que equivale a dizer que a variação da taxa de
câmbio é igual ao diferencial de inflação entre os países.
Posteriormente, questionou-se a validade dos testes de primeira geração por causa da
presença se raiz unitária no termo de erro de (5).
Testes de 2ª Geração
Os testes de segunda geração tentam contornar o problema da raiz unitária impondo
como condição que a taxa de câmbio real segue um passeio aleatório e aplicando testes
estatísticos de raiz unitária. A hipótese alternativa é que o câmbio real segue um processo de
reversão à média, o que validaria a hipótese de PPP.
Testes de 3ª Geração
Os testes de 3ª geração deixam de impor a simetria e a proporcionalidade necessárias
para se utilizar testes de raiz unitária. Foram desenvolvidos seguindo principalmente duas
12
A mesma especificação, mas com os dados em nível ao invés de primeira diferença pode ser utilizada
para testar a PPP absoluta. Se a lei do preço único for válida, o nível de preços em diferentes países
convertidos para uma única moeda será igual.
18
vertentes: os testes de equação única do tipo Engle e Granger, e de vetores auto-regressivos
(teste de Johansen).
Testes de 4ª geração
Lidam com o problema do poder explicativo dos testes de raiz unitária, uma vez que as
séries de dados seriam curtas demais para se chegar a uma conclusão. Mais uma vez, podem ser
divididos em duas categorias: testes que procuram utilizar séries de dados de longo prazo ou
dados em painel.
O quadro abaixo resume os trabalhos empíricos testando a validade da PPP bem como seus
principais resultados.
19
Quadro 2: Estudos empíricos da PPP selecionados na literatura
Autor
Amostra Metodologia Conclusões
Frankel (1986) EUA – dados anuais,
1869-1984 (dólar - libra
esterlina)
MQO Valida a PPP
Edison (1987) EUA – dados anuais 1890-
1978 (dólar - libra
esterlina)
Co-integração e CE Valida a PPP
Abuaf (1987) 10 países industr. - dados
anuais (1901-72) e
mensais (1973-87)
Teste DF Valida PPP (rejeita
marginalmente não
estacionariedade)
Kim (1990) 10 países industr, IPC e
IPA, dados anuais 1900-
87
Perron, co-integração e
CE
Valida PPP
Lothian e Taylor (1996) 3 países industr. – IPA,
dados anuais 1791-1990
PP e ADF Valida PPP
Papell (1997) 20 países industr – IPC –
dados mensais e
trimestrais – 1973-1994
Teste ADF e teste de raiz
unitária em painel
Valida PPP. Resultados
mais robustos para
amostra maior. Resultados
melhores para DM do que
USD.
Délano (1998) Chile, IPC – dados anuais
1830-1995
Teste ADF Câmbio real: I(0) para
toda a amostra, I(1) para
1918-1995
Hegwood e Papell (1998) 5 países industrializados, 2
amostras: 1900-72 e 1791-
1990
Teste ADF e teste para
quebras estruturais
Valida uma “Quase PPP”:
Câmbio Real com I(0),
mas com reversão a uma
média que muda
gradualmente ao longo do
tempo
Céspedes e De Gregorio
(1999)
Chile, Taxa de Câmbio
Real – dados trimestrais
1977-1998
Teste ADF e estimativa de
co-integração
TCR I(1) – co-integração
entre TCR, produtividade,
passivo externo liq., gasto
público e termos de troca
Culver e Papell (1999) 21 países desenvolvidos –
dados trimestrais 1973-
1996
Teste ADF, KPSS, Co-
integração
Valida PPP – co-
integração entre TCR,
preços domésticos, preços
internacionais
Valdés e Delano (1999) Chile, IPC, dados
trimestrais 1977-97 e
painel de 92 países, 1960-
1990
Teste ADF e co-
integração. Painel.
TCR I(1). Co-integração
entre TCR, produtividade
em bens não
comercializáveis, passivo
externo liquido, gasto
público e termos de troca.
Não valida PPP.
Cuddington e Liang
(2000)
EUA, dados anuais 1791-
1990 (dólar, libra, franco
francês)
Teste ADF e PP. Dólar/libra é estacionário,
mas franco francês/libra é
I(0)
Ng e Perron (2001) 18 países industr., dados
trimestrais 1973-1997
Teste ADF e PP TCR I(1) exceto Canadá
Taylor (2002) 20 países – dados anuais
1870-1990
Co-integração e ADF Valida PPP no longo
prazo
Fonte: Calderón e Duncan (2003)
Nota: IPC denota índice de preços ao consumidor; IPA denota índice de preços no atacado; MQO denota Mínimos
Quadrados Ordinários; CE denota mecanismo de correção de erros; DF denota teste de Dickey-Fuller; ADF denota
teste de Dickey-Fuller Aumentado (Augmented); KPSS denota teste de Kwiatowski-Phillips-Schmidt-Shin; PP denota
teste de Phillips e Perron; TCR denota taxa de câmbio real.
20
6. Descrição dos Dados e Contexto Histórico
Para todos os testes da PPPR, foram utilizados dados anuais do Brasil, Estados Unidos,
Argentina, Chile, Colômbia, México, Peru e Venezuela.
Inspirado pela afirmação de Keynes (1923), “se restrita a bens transacionáveis, a PPP é
pouco mais do que um truísmo”, quando possível, optou-se por utilizar índices de preços ao
consumidor. Pode-se argumentar que ao se utilizar os IPCs como medida de inflação, obtém-se
resultados mais robustos, uma vez que como afirmam Goldfajn e Valdes (1996), os IPCs podem
conter uma proporção elevada de bens não comercializáveis, com impacto pouco relevante
sobre a competitividade, e que portanto, em testes de PPP, é mais fácil rejeitar a hipótese de
passeio aleatório quando a taxa de câmbio real é estimada utilizando índices de preços no
atacado. Como a maior parte dos testes da PPP envolve exatamente a rejeição da hipótese de
passeio aleatório, fazê-lo da forma mais robusta só reforça o peso dos resultados.
Na literatura, há vários trabalhos empíricos sobre a PPP utilizando dados do deflator
implícito do PIB ao invés do IPC. Uma consideração adicional a este respeito é que o deflator
implícito representa uma medida de inflação média do período, enquanto o índice de preços ao
consumidor mede a variação de preços acumulada em um ano. Utilizar preços médios faz com
que choques que tenham ocorrido em um determinado ano sejam distribuídos ao longo de um
período ainda maior de tempo. Na medida do possível, utilizou-se os dados de câmbio de final
de período e a inflação acumulada no período.
Fica registrado que uma das críticas mais comuns aos testes de PPPR é que os IPCs de
diferentes países (e mesmo o IPC de um mesmo país ao longo do tempo) consistem de
diferentes cestas de consumo, fazendo com que a hipótese da PPPR seja rejeitada por problemas
da amostra. No entanto, tanto Froot e Rogoff (1994) quanto Dornbusch (1988) admitem que a
maior parte dos estudos (inclusive este) adota, por praticidade, os índices de inflação
compilados pelos vários países.
O objetivo central deste trabalho é testar a hipótese da PPPR para países latino-
americanos utilizando a série de dados mais longa possível. No entanto, ao se optar por séries de
tempo com dados muito antigos, às vezes, acaba-se tendo que se sacrificar a consistência
perfeita das séries. Foi necessário construir séries de tempo utilizando dados de fontes distintas
e coletados utilizando metodologias diferentes. Inspirado no argumento de Froot, Kim e Rogoff
(1995), no entanto, nota-se que tais inconsistências têm impactos geralmente de segunda ordem
quando comparados com as grandes tendências da inflação e da taxa de câmbio nos países da
América Latina ao longo do século XX. Na discussão dos dados dos países específicos que
segue, as quebras de série são assinaladas e contextualizadas.
21
Existem vários esforços na literatura para se construir séries históricas de longo prazo
para países específicos, como por exemplo, as séries para a economia do Chile construídas por
Braun et al (2000), ou mesmo o Oxford Latin American Economic History Database, do Centro
para a América Latina da Universidade de Oxford (ambos utilizados como fontes para parte das
séries utilizadas neste estudo). Como a construção das séries de dados utilizadas por este estudo
exigiu um trabalho considerável de “garimpo”, ficam disponibilizadas na forma de um anexo
estatístico a esta dissertação. Segue um breve relato da história econômica dos países analisados
bem como algumas considerações específicas sobre os dados de cada um.
6.1 Estados Unidos
O dólar dos Estados Unidos é utilizado como referência enquanto que o IPC dos EUA é
o CPI-U (Consumer Price Index for all Urban Consumers), publicado pelo Bureau of Labor
Statistics do Departamento do Trabalho.
Ao longo de todo o século dezenove e a primeira parte do século vinte, a economia
mundial foi afetada por períodos de inflação e deflação que eram, de certa forma, inerentes ao
padrão ouro. A descoberta de ouro no Alaska e na África do Sul nos últimos anos do século
dezenove, por exemplo, deu início a um período de inflação no mundo que durou até o início da
primeira guerra mundial. Políticas restritivas cujo objetivo era reduzir a inflação dos níveis
atingidos durante o conflito causaram um período de deflação e contração econômica a partir de
1919. Mas já a partir de 1922, a maior parte das economias centrais entra num período de
crescimento expressivo (a exceção mais visível foi o Reino Unido, preso à deflação por causa da
decisão de retornar à paridade da libra com o ouro do pré-guerra) mas com queda de preços (foi
um período onde as economias - especialmente os EUA - experimentam grandes ganhos de
produtividade com a adoção de novas tecnologias e formas de produção – como o início da
produção em massa de automóveis, por exemplo).
Para a América Latina, trata-se de um período favorável, com expressivos fluxos de
capital à região. A expansão econômica dos anos vinte chega ao fim com a grande depressão
dos anos 30, cujo impacto é sentido em todo o mundo (inclusive na América Latina, que
enfrenta forte queda da demanda por suas exportações). Os países que haviam retornado ao
padrão ouro voltam a abandoná-lo.
A depressão econômica finalmente nos EUA chega ao fim com o início da segunda
guerra mundial. Ao fim do conflito, o mundo volta a adotar um regime de controles de capital e
de câmbio fixo, desta vez utilizando o dólar como referência (a moeda norte-americana, por sua
vez, era conversível em ouro). O regime de Bretton-Woods dura até o início dos anos setenta, a
22
partir do qual os países industrializados permitem que suas moedas flutuem entre si – regime
cambial que persiste até os dias de hoje.
6.2 Argentina
O INDEC (Instituto Nacional de Estadística y Censos) disponibiliza dados de inflação
ao consumidor na Grande Buenos Aires desde 1943 em sua base de dados.
13
Para os anos
anteriores, utilizou-se os dados disponibilizados no banco de dados do Centro para a América
Latina da Universidade de Oxford.
14
No caso da taxa de câmbio, utilizou-se os dados oficias do
Banco Central da República Argentina a partir de 1991. Para o período anterior, também foram
utilizados os dados da Universidade de Oxford.
A primeira metade do século XIX foi caracterizada por uma série de conflitos que
eventualmente resultariam na criação de um estado unitário e independente na Argentina, do fim
do domínio brasileiro sobre o Uruguai (que se tornou independente após a guerra entre Brasil e
a União das Províncias da América do Sul, estado que deu origem à Argentina), e a
independência de Bolívia (a partir da união de territórios que faziam parte dos vice-reinados do
Rio da Prata e do Peru) e Paraguai. Em meados do século, a unidade do estado argentino já
havia sido garantida, mas o conflito entre as forças federalistas e os centralistas de Buenos Aires
continuaria por décadas.
A introdução de técnicas agrícolas modernas, a imigração de mão de obra européia e o
investimento estrangeiro (principalmente inglês) em infra-estrutura são as pedras fundamentais
para o desenvolvimento que eventualmente tornaria a Argentina um dos países mais prósperos
do mundo no início do século XX.
Entre 1870 e 1929, a Argentina experimentou um período de crescimento econômico
expressivo.. Inicialmente, o fato que o país tinha população reduzida (cerca de 1,7 milhão em
1869) favoreceu a expansão da pecuária, explorada em grandes propriedades. A vinda de mão
de obra européia permitiu a expansão do plantio de grãos. Como parte significativa dos
imigrantes permaneceu em Buenos Aires, a capital também experimentou um crescimento
populacional importante ao longo da segunda metade do século dezenove.
Entre 1870 e o início da primeira guerra mundial, a economia teve taxa de expansão
média superior a 5% ao ano, graças à exportação de produtos agrícolas como carne, couro e
13
Em anos recentes, o instituto tem sido criticado por subestimar os dados de inflação. Na série utilizada,
acredita-se que este problema tenha afetado apenas os dados de 2006, motivo pelo qual se optou utilizar
os dados. Se as dificuldades no INDEC persistirem, para futuros estudos, registra-se que se tornou praxe
entre os analistas argentinos recorrer aos dados de inflação calculados para a cidade de Mendoza.
14
A fonte original dos dados é Mitchell, B.R., 1993, International historical statistics: the Americas
1750-1988. New York, Stockton.
23
trigo, e posteriormente, de charque. No início do século, a renda/capita na Argentina tinha
atingido níveis comparáveis aos dos países desenvolvidos, como mostra o quadro 3. O setor
industrial teve pouco desenvolvimento durante este período, uma vez que a demanda por bens
manufaturados podia ser facilmente suprido pelas importações, pagas pelas receitas obtidas com
as exportações e o fluxo de investimento estrangeiro.
Quadro 3: PIB per capita, 1820-1950 (US$ de 2006)
15
1820 1870 1913 1950
Argentina 2677 5124 6456
Brasil 618 644 1077 1969
México 714 701 911 1797
Reino Unido 1988 4257 6532 9171
Estados Unidos 1759 3614 8565 15193
Inicialmente, o controle político ficou nas mãos da classe dos grandes proprietários de
terra. O domínio conservador chegou ao fim em 1916. Naquele ano, os radicais (grupo que deu
origem à União Cívica Radical, existente até hoje) assumiram o poder com o apoio da classe
média urbana e outros grupos sociais, defendendo uma agenda de reformas institucionais e
democráticas. O governo radical foi deposto por um golpe militar em 1930, que restaurou o
domínio conservador.
A dependência em capitais estrangeiros para o investimento e os mercados externos
para suas exportações fez com que a Argentina fosse duramente afetada pela Primeira Guerra
mundial. Entre 1901 e 1913, o crescimento médio real do PIB foi de 6,5%, revertendo para uma
contração média de 0,8% durante a guerra . A recuperação dos mercados importadores dos
produtos argentinos permitiu uma recuperação econômica, sendo que entre 1919 e 1929, o
crescimento real médio do PIB foi de 5,7%. No entanto, a economia voltou a entrar num
período de estagnação durante a Grande Depressão, registrando crescimento médio de apenas
1,7% entre 1930 e 1939 (e apresentado uma queda anual de quase 5% de 1930 a 1933). O
impacto da depressão nas exportações foi relativamente menor na Argentina do que em outros
países da região.
Em relação ao regime cambial, entre a chamada “crise Baring” de 1890 e o início da
primeira guerra mundial, a Argentina se manteve no padrão ouro, com duas instituições (a Caixa
de Conversão e o Banco de la Nacion Argentina) atuando como reguladores do sistema
15
A fonte dos dados é Maddison, Angus, “A Comparison of levels of GDP per Capita in Developed and
Developing Countries, 1970-1980”, em Journal of Economic History 43 (março de 1983), p. 27-42,
reproduzido em Cardoso e Helwege (1992). Os valores foram convertidos de dólares de 1965 para dólares
de 2006 utilizando o CPI.
24
monetário. Durante este período, o regime monetário teve bom funcionamento, sendo que o
estoque de ouro custodiado em Argentina em 1913 chegou a 59 milhões de libras esterlinas, ou
cerca de 3,7% do estoque de ouro monetário do mundo (uma quantidade elevada para um país
do tamanho da Argentina, com população de aproximadamente 10 milhões de habitantes).
16
O padrão ouro foi suspenso em 1914, e indiretamente restabelecido em 1927, quando o
peso foi fixado com relação ao dólar americano (evidenciando os EUA já haviam substituído o
Reino Unido como principal centro financeiro para a região). Por causa do ingresso expressivo
de ouro nos anos seguintes, o peso foi valorizado mas com o abandono do padrão-ouro pelos
EUA em 1933, a Argentina novamente desvaloriza sua moeda com relação ao dólar, e logo
depois, volta a fixar o valor de sua moeda à libra em 1934. Os efeitos da depressão só
começariam a ser revertidos através de um programa maciço de construção de estradas, a- la
New Deal.
O principal efeito político da instabilidade econômica do período sobre a classe de
trabalhadores urbanos (inclusive os operários do setor industrial que nasceu por causa das
restrições ao comércio internacional durante a primeira guerra mundial) foi criar as condições
que propiciaram a ascensão de Perón ao poder (culminando com sua chegada à presidência em
1946), com apoio sindical.
Como o resto da região, a Argentina adoção de políticas de substituição das importações
e nacionalização de empresas para promover a industrialização do país. O populismo de Perón é
responsável pela primeira aceleração da inflação, na segunda metade dos anos quarenta. Perón
acaba sendo deposto em meados dos anos 50 e se exila na Espanha, mas mantém sua
popularidade intacta, especialmente entre os trabalhadores sindicalizados, num período de
intensa instabilidade política. Sob um ambiente de inflação relativamente elevada, a Argentina
mantém o regime de cambio fixo, mas é obrigada a regularmente promover
maxidesvalorizações cambiais. Perón retorna ao poder no início dos anos setenta, mas morre em
1974, sendo sucedido por sua esposa e vice-presidente, Isabel. A situação econômica se
deteriora com o primeiro choque do petróleo e a combinação de inflação elevada, cambio fixo,
seguidas desvalorizações, volatilidade do crescimento econômico e instabilidade política
persiste, resultando no golpe militar de 1976.
Quadro 4: Argentina: Inflação 1900 a 2006 (% ao ano)
16
Dados da revista The Economist, citados em Nakamura e Zarazaga (2001).
25
-100
0
100
200
300
400
00 10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
Fonte: Série construída com base em dados do INDEC e BCRA
A instabilidade econômica persiste sob os militares, sendo que a taxa de câmbio real
passa a oscila violentamente. A característica marcante deste período é a valorização violenta da
taxa de câmbio real de 1979-81. A manutenção da instabilidade econômica, crescente
impopularidade, e finalmente, a derrota na Guerra das Malvinas obriga os militares a promover
eleições no final de 1983, vencidas por Raul Alfonsín, da UCR.
Quadro 5: Argentina: Taxa de câmbio real peso/US$ – 1900 a 2006
1
2
3
4
5
6
00 10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
Fonte: Indec e BCRA
O novo governo implementa o Plano Austral, um plano heterodoxo (em muitos
aspectos, parecido com o Plano Cruzado implementado no Brasil em 1986) que no entanto não
logra conter a inflação. No final do governo Alfonsín, o país entra num processo de
hiperinflação que leva o presidente a antecipar sua saída do governo em seis meses, transferindo
o poder ao peronista Carlos Menem, eleito em 1989. O novo governo consegue debelar a
inflação implementando um regime de currency board que dura até 2001. Aproveitando dos
26
fluxos de capitais favoráveis, o novo governo renegocia a dívida externa sob o Plano Brady,
implementa um programa de privatização acelerada e reformas liberais, permitindo que a
Argentina experimentasse o primeiro período de crescimento expressivo em muitos anos. No
final dos anos noventa, o acumulo de problemas fiscais, baixa competitividade das exportações
e ambiente externo desfavorável leva a uma saída de capitais do país que conforme a lógica do
sistema monetário, se transforma em fortes pressões deflacionárias. Para defender o regime
cambial, a Argentina promove medidas radicais, inclusive o congelamento dos depósitos.
Protestos de rua em 2001 forçam o Presidente de la Rúa (sucessor de Menem) da UCE a
renunciar. Após um período de caos político, o peronista Eduardo Duhalde é escolhido pelo
Congresso para ocupar a presidência. O país abandona o câmbio fixo e anuncia uma moratória
sobre sua dívida externa. Em função de toda esta instabilidade, o PIB se retrai em mais de 10%
em 2002. A partir daí, a Argentina experimenta vários anos de crescimento acelerado, na
medida em que toda a capacidade ociosa da economia acumulada nos anos de crise passa a ser
utilizada. No câmbio, o governo passa a adotar uma política de manter o peso depreciado.
6.3 Brasil
Os dados referentes à inflação e a taxa de câmbio no Brasil foram todos obtidos no
IPEADATA, base de dados do Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada, recentemente
transferido do Ministério do Planejamento para o Núcleo de Assuntos Estratégicos da
Presidência da República.
Para se chegar a uma série de dados desde 1900, foi necessário utilizar dados referentes
apenas à cidade do Rio de Janeiro. A série foi construída utilizando os dados do Levantamento
do Custo de Vida no Brasil (1946) do Serviço de Estatística da Previdência do Trabalho
(Ministério do Trabalho, Indústria e Comércio) e o índice de preços ao consumidor do Rio de
Janeiro (anteriormente, o índice de custo de vida) calculado pela Fundação Getúlio Vargas até o
presente (atualmente, é um componente do IPC-DI).
17
Já os valores da taxa de câmbio nominal foram convertidos da moeda vigente em cada
período (Cr$, Cz$, etc.) conforme as mudanças do padrão monetário nacional. Note que o
mesmo foi feito para os demais países da amostra.
6.4 Chile
17
O Teste de Chow realizado sobre os resultados da regressão rejeita a hipótese nula de quebra estrutural
em 1946, ano em que a fonte dos dados utilizados passa a ser a FGV.
27
Os dados chilenos do início do século até 1995 foram reconstruídos por Braun et al
(2000) e publicados na série Documento de Trabajo do Instituto de Economia da Pontifícia
Universidade Católica do Chile. Para os anos posteriores, a fonte é o banco de dados eletrônico
do Banco Central do Chile.
Especificamente no caso do Chile, os dados utilizados para a taxa de câmbio
correspondem à média de cada ano. A alternativa teria sido construir uma série com a taxa
média de câmbio até o início dos anos oitenta e de final de período a partir de então. Priorizou-
se a consistência da série.
Durante o período colonial, a economia chilena era principalmente voltada para a
produção de alimentos para o Vice-Reinado do Peru. Após a independência, proclamada em
1818, a principal atividade econômica continuou sendo a agricultura. No entanto, ao contrario
da maior parte do resto da América Hispânica, o Chile conseguiu evitar conflitos territoriais
com outras ex-colônias. A situação muda a partir da vitória Chilena sobre a Bolívia e o Peru na
Guerra do Pacifico (1879-1883), através da qual o país aumentou seu território em um terço,
adquirindo depósitos expressivos de nitratos (guano), cuja exploração é a base para um período
de afluência que dura até o início da Primeira Guerra Mundial. Durante este período, a taxa de
câmbio chilena real do peso chileno se aprecia em média 1% ao ano, num processo que autores
modernos consideram um processo de doença holandesa. Durante este período, as exportações
de cobre também se consolidam como uma das principais atividades econômicas.
O período entre o fim da primeira guerra mundial e a grande depressão teve impacto
devastador sobre a economia chilena, processo que é ilustrado pelo comportamento da taxa de
câmbio. O colapso do preço do guano após a primeira guerra mundial, e posteriormente, a
grande depressão em si causa uma retração severa das exportações e forte depreciação da taxa
de câmbio. Neste período, o preço do cobre e dos nitratos no mercado mundial cai 60% e 70%,
respectivamente. O Chile vê suas exportações se retraírem em 79% e seu PIB per capita em
60%.
18
Quadro 6: Chile: Taxa de câmbio real peso/US$ – 1900-2006
18
Calderón e Duncan (2003).
28
3.5
4.0
4.5
5.0
5.5
00 10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
Fonte: Braun et al (2000)
Por causa desta contração econômica brutal, a desvalorização maciça da taxa de câmbio
não resulta num processo de alta da inflação. Como resposta às dificuldades econômicas, o
estado chileno passa a ter um papel cada vez maior na economia, promovendo programas de
substituição das importações. Com o fim da depressão, a demanda por cobre também se
recupera, fazendo com que os o país experimentasse vinte anos (de meados dos anos 30 até
meados dos anos cinqüenta) de valorização cambial.
Nos anos sessenta, o governo reformista do cristão-democrata Eduardo Frei implementa
reformas sociais e econômicas, encontrando oposição tanto da esquerda (que considera as
reformas insuficientes) e dos conservadores (que achavam que o governo estava indo longe
demais). O processo de reformas é radicalizado com a eleição do marxista Salvador Allende à
presidência em 1970. Sob Allende, o governo promove uma reforma agrária (que em alguns
casos, se tornou violenta e feita diretamente pelos trabalhadores rurais, que simplesmente
expulsavam os proprietários de terra) e a expropriação do setor de mineração. Uma política
monetária expansionista e controles de capital inicialmente combinam crescimento de quase 9%
com a queda da inflação de 35% para 22%. No entanto, já em 1972, a inflação havia atingido
140%. Em 1973, Allende foi deposto pelo golpe militar liderado pelo General Pinochet.
Quadro 7: Chile: Inflação 1900 a 2006 (% ao ano)
29
-40
0
40
80
120
160
200
00 10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
Fonte: Braun et al (2000)
Após uma crise bancária e fiscal no início de seu governo, o cambio real se deprecia de
forma significativa ao longo dos anos setenta e oitenta, reflexo das políticas econômicas do
início do período militar, da piora dos termos de troca, e da crise da dívida na América Latina.
A implementação de reformas liberais, reduzindo o papel do estado da economia (ainda que a
principal empresa de mineração do país permaneceu sob controle estatal) dá início a um período
de ganhos de produtividade e crescimento elevado e entre 1986 e 1997. É também um período
de apreciação moderada da taxa de câmbio real, movimento que seria revertido por causa dos
impactos negativos da Crise da Ásia em 1997 e a redução dos fluxos de capitais. Mais
recentemente, a moeda chilena volta a se apreciar graças ao ganho em termos de troca e a alta
dos preços das commodities (inclusive o cobre).
6.5 Colômbia
Os dados de inflação da Colômbia desde 1954 foram obtidos a partir do Banco da
República da Colômbia. Para os anos anteriores, a fonte é Hofman (2000). Já com relação à taxa
de câmbio, a fonte para os dados anteriores a 1950 é o banco de dados do Centro para a América
Latina da Universidade de Oxford. Novamente, os dados a partir de 1950 foram obtidos junto ao
banco central colombiano.
O boom de exportações de café (e em menor escala, de tabaco) entre o início do século
e 1915 foi a base de um período de crescimento econômico que permitiu o estabelecimento de
uma classe média urbana, e atraiu capitais estrangeiros para o desenvolvimento de infra-
estrutura de transporte e comunicação, além da criação das primeiras indústrias. Na década de
vinte, o café correspondia a 75% das exportações colombianas.
30
Com uma estrutura de propriedade da terra concentrada, no entanto, a riqueza gerada
pelo setor cafeicultor fez pouco para desarmar tensões sociais que acabariam se transformando
em instabilidade política anos mais tarde.
Apesar de fortes perdas incorridas pelo setor do café durante a Grande Depressão, a
atividade econômica continuou se expandindo. Nos anos cinqüenta, a Colômbia passou por uma
segunda grande transformação econômica. A melhora da infra-estrutura de transportes permitiu
o desenvolvimento de um mercado nacional, e com isso, de um salto na organização industrial e
urbana. Para encorajar este processo de industrialização, a exemplo de outros países da região, a
Colômbia também passou a perseguir um programa de substituição das importações a partir de
1950. No entanto, já no fim dos anos sessenta, os esforços do governo voltaram a se focar na
promoção das exportações. Ainda que o café se manteve como um dos principais produtos para
a exportação (e o marketing financiado pelo governo tornou o Café de Colômbia uma marca
conhecida mundialmente), também houve um esforço para promover as exportações de produtos
não tradicionais, inclusive produtos industriais. Entre o fim dos anos sessenta e 1980, o
crescimento anual médio no país foi de 5%, refletindo a expansão da força de trabalho e ganhos
importantes de produtividade.
Apesar da volatilidade inerente à dependência econômica em um único produto, a
Colômbia é um dos países de economia mais estável da região. Como mostra o gráfico abaixo,
por exemplo, o país nunca chegou a conviver com um processo de hiperinflação. Até meados
dos anos setenta, apesar de volátil, a inflação passava a maior parte do tempo abaixo dos 10%
ao ano.
Quadro 8: Colômbia: Inflação 1900-2006 (% ao ano)
-40
-30
-20
-10
0
10
20
30
40
50
00 10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
31
Fonte: Hofman (2000) e Banco de la Republica de Colômbia
Apesar de não ter tido experimentado ciclos de governo militar (em contraste com a
maior parte de seus vizinhos), o conflito entre liberais e conservadores que data desde o século
XIX não livrou o país de instabilidade e violência política. Uma guerra civil entre as duas forças
entre 1899 e 1902 levou a um período de coalizão entre as duas forças que duraria até 1930
(mas com domínio conservador). Com a Grande Depressão, os liberais passaram a dominar o
governo – situação que durou até 1946, com a eleição de um conservador moderado à
presidência. No entanto, o assassinato do líder liberal Jorge Gaitán em 1948 deu início a
distúrbios sociais em Bogotá, com a morte de mais de duas mil pessoas. A violência se alastrou
para o interior, onde duraria até 1966 (período chamado de la violencia), contabilizando cerca
de 200 mil mortos.
Numa tentativa de acabar com a violência, liberais e conservadores voltaram a formar
um governo de coalizão que duraria de 1958 a 1974. Mas com o poder nas mãos dos partidos
políticos, nos anos sessenta, outros grupos políticos (especialmente os de esquerda) começam a
se organizar nos movimentos de guerrilha que culminaram com a criação das FARC, que atuam
no país até hoje. Nos anos oitenta, a Colômbia também passou a conviver com o crime
organizado, se tornando um dos países mais violentos do mundo.
Do ponto de vista econômico, no entanto, a experiência da Colômbia contrasta com a do
resto da região pela relativa estabilidade do país. A Colômbia nunca conviveu com
hiperinflação, e tem a distinção ma região de jamais ter deixado de honrar sua dívida. Tal
estabilidade também se reflete na manutenção de uma taxa de câmbio real relativamente estável
ao longo de todo o século (ver o gráfico abaixo).
Quadro 9: Colômbia: Taxa de câmbio real peso/US$ – 1900 a 2006
3.6
4.0
4.4
4.8
5.2
00 10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
32
Fonte: Centro para a América Latina da Universidade de Oxford e Banco Central de la
Republica de Colômbia
6.6 México
O México foi governado por José de la Cruz Porfírio Díaz entre 1877 e 1911, no período
comumente conhecido como o Porfiriato. Com poucos recursos à disposição, o governo de
Porfírio atraiu ativamente o capital estrangeiro, principalmente no setor de ferrovias (tendo
como objetivo a criação de um mercado nacional) e mineração, e ao mesmo tempo, adotou
políticas de comércio exterior protecionistas para incentivar a criação de uma indústria nacional.
Um movimento deflagrado em 1911 derrubou Porfírio, mas mergulhou o país numa guerra civil
que duraria até 1917 e uma situação política altamente instável que só teria fim sob o governo
de Lázaro Cárdenas (1934-40) e a consolidação do domínio político do PRI. Durante seu
governo, uma greve dos trabalhadores do setor de petróleo culminou com a nacionalização do
setor que afugentaria o capital estrangeiro do país por décadas.
No pós-guerra, o México adotou uma estratégia de substituição de importações. Pressões
inflacionárias foram combatidas através de crescente intervencionismo estatal. Ao mesmo
tempo, para evitar o aumento de tensões sociais, o governo expandiu fortemente o gasto
público.
Durante a década de 70, a descoberta de novos campos de petróleo e a liquidez no mercado
internacional permitiu ao México financiar projetos de investimento estatal através de
endividamento externo. No início dos anos oitenta, no entanto, a inflação anual já se
aproximava de 100%. A deterioração das contas externas por conta da queda do preço do
petróleo e do aumento dos juros internacionais levou à maxidesvalorização do peso de 55%.
Esta, por sua vez, deflagrou uma fuga de capitais à qual o governo respondeu com a
nacionalização dos bancos. A crise culminou com a moratória da dívida externa, que deixaria
seqüelas por todo o continente.
No início de seu governo, Miguel de la Madrid (1982-1988) implementou um programa de
ajuste que inclui aumentos de impostos, redução de gastos públicos, aperto monetário, e até
mesmo o início de um programa de privatização. No final de seu governo, já sob um regime de
câmbio de mercado, a inflação já superava os 150% ao ano. Seu sucessor, Carlos Salinas de
Gortari (1988-1994), renegociou a dívida externa sob o Plano Brady, implementou um
programa de estabilização baseado na taxa de câmbio e presidiu sobre o ingresso do México na
NAFTA, expandindo fortemente o comércio com os Estados Unidos. A deterioração das contas
externas, e o aumento do endividamento interno indexado ao câmbio (como forma de defender a
paridade) culminaram em nova fuga de capitais e o abandono do regime de câmbio fixo em
33
1994, no início do governo de Ernesto Zedillo (1994-2000). A inflação voltou a subir, mas a
estabilidade macroeconômica foi restabelecida sob um regime de câmbio flutuante através de
um programa tradicional de disciplina fiscal e monetária e independência do banco central (com
adoção do regime de metas de inflação). Esta combinação de políticas foi mantida por seu
sucessor, Vicente Fox (2000-2006).
A principal fonte para os dados referentes ao México é a obra em dois volumes compilada pelo
INEGI (Instituto Nacional de Estadística, Geografia e Informática), com estatísticas sócio-
econômicas que vão da Conquista Espanhola até o período atual (Estadísticas Históricas de
México).
Quadro 10: México: Inflação 1900 a 2006 (% ao ano)
-40
0
40
80
120
160
200
00 10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
Fonte: Série construída com base em dados do INEGI e do Banco de México
A série de inflação mexicana foi construída utilizando três séries distintas. Os dados até 1930
são do índice de artigos de consumo, um dos componentes do índice de preços no atacado da
Cidade do México, calculado à época pelo Escritório de Barômetros Econômicos da Secretaria
de Economia. Entre 1930 e 1969, os dados são do Índice de Custo de Vida do Trabalhador da
Cidade do México, calculado pelo Banco de México. E a partir de 1969, os dados são do índice
de preços ao consumidor, também do Banco de México (a partir de 1979, obtidos diretamente
da base de dados do Banco de México).
Por causa da guerra civil, não existem dados para 1914 a 1917. No entanto, sabe-se que a
inflação acumulada no período foi de 124,3% (mais do que a inflação acumulada nos trinta anos
anteriores). Optou-se por assumir que a inflação foi constante no período (de 19,6% ao ano).
34
Como mostra o gráfico abaixo, o país passou por um período de deflação nos 15 anos seguintes,
de forma que o índice de preços desta série retorna praticamente ao mesmo patamar de 1913 em
1932. Um processo deflacionário similar ocorre em 1930-32 na série do custo de vida do
trabalhador, reflexo dos efeitos da Grande Depressão no México, que coincidiu com mais um
momento de instabilidade política aguda.
Para a taxa de câmbio, de 1900 a 1941, a fonte primária é o Anuário Estadístico de los Estados
Unidos de México, do INEGI. A partir de 1942, a fonte é o Banco de México, sendo que os
dados de 1960 em diante são de final de período e foram obtidos diretamente da base de dados
do banco central mexicano. Os dados anteriores a 1960 são a média anual da taxa de câmbio.
Conforme ilustra o quadro 12 abaixo, até meados dos anos setenta (exceto o período de guerra
civil), a taxa de câmbio no México é extremamente estável (permanecendo por longos períodos
fixa com relação ao dólar). É, portanto, indiferente utilizar a média ou o dado de final de
período.
Quadro 11: México: Taxa de câmbio real peso/US$ – 1900-2006
3.5
4.0
4.5
5.0
5.5
6.0
6.5
00 10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
Fonte: Anuário Estadístico de los Estados Unidos de México e Banco de México
6.7 Peru.
O desenvolvimento econômico no Peru está fortemente relacionado com as exportações
de matérias primas. Além da prata – produto exportado pelo Peru desde o período colonial – o
principal produto de exportação até fins do século XIX era o guano – um nitrato de origem
natural utilizado como fertilizante. Com o fim do boom do guano, os principais produtos de
exportação eram prata, algodão, borracha e lã. Após a segunda guerra mundial, a indústria
pesqueira também assumiu um papel importante.
35
Historicamente, o setor industrial sempre teve um papel limitado na economia peruana.
No século dezenove, a receita em moeda estrangeira obtida a partir das exportações de guano
fez com que o país sofresse de uma espécie de doença holandesa. O preço de bens
manufaturados importados era baixo ao ponto de inviabilizar qualquer produção doméstica. Um
período de câmbio depreciado no fim do século dezenove (na época, o sistema monetário do
país era lastrado em prata, que sofreu uma queda de preço com relação ao ouro). Na prática,
funcionou como uma desvalorização cambial, criando incentivos para a substituição de
importação e à produção doméstica. Mas a decisão de adotar o padrão ouro em 1900 acabou
revertendo este período mais favorável para a produção de bens manufaturados.
A reação do Peru à Grande Depressão destoa da maior parte dos outros países da
América Latina. O Peru chegou a adotar políticas econômicas intervencionistas entre 1945 e
1948, mas rapidamente voltou ao modelo de economia aberta e políticas conservadoras, ao
contrario das políticas de substituição de importações adotadas na Argentina, no Brasil, Chile e
na Colômbia.
A divergência com relação aos demais países da região foi possível por causa da
recuperação rápida das exportações peruanas ainda na década de 30, e o desenvolvimento de
outros setores exportadores de produtos primários imediatamente após a Segunda Guerra
Mundial. Neste sentido, até meados da década de 60, o Peru tinha uma das economias mais
abertas e de melhor desempenho no continente. A situação mudou nos anos sessenta, onde uma
combinação de demandas sociais, e limitações do lado da oferta acabaram levando a mudanças
no modelo econômico. Em especial, o Peru teve que enfrentar um período de grande
adversidade no final dos anos sessenta quando simultaneamente, houve queda na produção de
cobre (aumento de custos nas minas já existentes e falta de capital para explorar novas minas) e
a quebra no setor pesqueiro (onde anos do fenômeno El Niño particularmente fortes causaram
mudanças adversas nas correntes marítimas do Pacífico). Ao mesmo tempo em que enfrentava
problemas do lado da oferta, o Peru também tinha que conviver com os efeitos do crescimento
populacional elevado sobre a disponibilidade de alimentos.
A reação política veio na forma de uma mudança na atitude com relação ao capital
estrangeiro. As principais empresas foram estatizadas e a legislação se tornou muito mais
restritiva ao capital externo. Com isso, o investimento estrangeiro no Peru caiu a níveis bastante
reduzidos – situação que só mudaria nos anos noventa, com as reformas liberais do governo
Fujimori.
Quadro 12: Peru: Inflação 1900 a 2006 (% ao ano)
36
-100
0
100
200
300
400
500
00 10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
Fonte: Beltrán e Seminario (1996), BCRP
Desta forma, o Peru teve uma economia bastante estável até o fim dos anos sessenta,
sendo que tanto a inflação quanto o câmbio se mantiveram relativamente estáveis. A situação
mudou radicalmente nos anos setenta, com uma aceleração da inflação, que se tornaria um dos
piores episódios de hiperinflação na América Latina nos anos oitenta. A partir dos anos noventa,
sob Fujimori, o Peru voltou a ser uma das economias mais abertas do continente.
Quadro 13: Taxa de câmbio real sol/US$ – 1900-2006
3.6
4.0
4.4
4.8
5.2
5.6
00 10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
Fonte: Beltrán e Seminario (1996), BCRP
A fonte para os dados de câmbio e inflação do Perú até 1995 é Beltrán e Seminario (1996).
Dados posteriores foram obtidos do BCRP (Banco Central y de Reserva del Peru). Os dados de
câmbio e inflação do Peru foram
6.8 Venezuela
37
A exploração comercial do petróleo na Venezuela teve início em 1913 e na década de
20, o país viveu seu primeiro boom relacionado a este setor. Antes disso, a economia era
essencialmente agrícola, tendo sido organizada no período colonial na forma de grandes
plantações baseados no trabalho escravo africano. Originalmente, o principal produto
venezuelano era o tabaco, substituído pelo cacau no século dezoito e pelo café no século
dezenove.
A Venezuela se tornou o maior exportador mundial de petróleo em 1928, posição que
manteve até 1970. No início da década de trinta, o país tinha a segunda maior renda per capita
da América Latina (depois da Argentina), sendo que o petróleo correspondia a 90% das
exportações.
Já a partir dos anos 30, o principal tema político era as condições de trabalho dos
empregados do setor petrolífero e a tributação das empresas estrangeiras que dominavam o
setor, sendo que em 1943, os lucros destas empresas passaram a ser tributado à alíquota de 50%.
Em 1936, o governo adotou a política do sembrar el petróleo, cujo objetivo era investir as
receitas do setor para estimular a atividade agrícola e industrial.
Esta política econômica teve resultados decepcionantes, mas a forte demanda
internacional por petróleo garantiu taxas robustas de crescimento econômico até o início dos
anos setenta, o que financiou a construção de infra-estrutura física e a criação de uma base
industrial.
O choque do petróleo em 1973 financiou o que alguns autores chamaram de uma orgia
de gasto público. Entre 1974 e 1979, o gasto público acumulado foi maior do que em todo o
período anterior desde a independência em 1830. Centenas de estatais foram criadas, tornando o
setor público o principal motor de crescimento econômico, com a alocação dos gastos sendo
determinado pelo FIV (Fundo de Investimentos Venezuelano). Além de criar empresas de
mineração, geração elétrica e uma indústria estatal petroquímica, o governo passou a comprar
empresas privadas. Em 1975, a indústria siderúrgica foi estatizada e em 1976, a própria
indústria petrolífera passou ao controle estatal.
No final dos anos setenta, o debate político convergiu para o consenso de que o ritmo do
gasto público não era sustentável e que medidas para reduzir o papel do estado na economia
deveriam ser adotadas. No entanto, o segundo choque do petróleo em 1979 fez com que tais
idéias fossem rapidamente esquecidas.
A queda do preço do petróleo em 1983 teve conseqüências graves. A menor receita com
o petróleo fez com que o governo não fosse mais capaz de custear os subsídios, controles de
preços, perdas cambiais e as operações de mais de 400 empresas estatais. A dívida pública
explodiu, e com ela, a taxa de juro interna.
38
A partir de 1984, o governo passou a tentar reverter os impactos da crise de 1983 com
desvalorizações da taxa de câmbio, a adoção e taxas múltiplas de câmbio, aumento das tarifas
de importação, maior intervencionismo na produção agrícola e o aumento de subsídios à
produção e ao consumo. Os anos de 1985 a 1988 foram de recuperação modesta, mas a partir de
1989, o governo voltou a enfrentar problemas de financiamento (sendo que a situação se tornou
ainda mais grave com a queda do preço do petróleo de 1986).
Uma nova rodada de reformas foi implementada em 1989, com o apoio do FMI e do
Banco Mundial. A elevação de preços de alguns bens básicos relacionada a estas reformas
causou uma série de distúrbios sociais, com a morte de centenas de pessoas. A taxa de câmbio
foi desvalorizada e medidas foram adotadas para reduzir o déficit público. A falta de resultados
em termos de crescimento econômico e a queda adicional do preço do petróleo nos anos
noventa criaram as condições política que eventualmente levariam o Presidente Hugo Chaves ao
poder.
Quadro 14: Venezuela - Inflação 1900 a 2006 (% ao ano)
-40
-20
0
20
40
60
80
00 10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
Fonte: Baptista (1997), BCV
Até 1970, a inflação média na Venezuela foi de apenas 3%. A expansão do gasto
público levou a um aumento da inflação, que, no entanto, somente superaria 25% ao ano em
meados dos anos oitenta. Até 1983, a taxa de câmbio era fixa. A partir daí, o governo passou a
desvalorizar a moeda e adotar um sistema de taxas de câmbio múltiplas na tentativa de reverter
os impactos da crise causada pela queda do preço do petróleo. O fracasso destas políticas levou
39
o governo a permitir a flutuação de uma taxa de câmbio unificada e flutuante em 1989
(momento em que a taxa de câmbio nominal se desvaloriza em 150%).
As reformas liberais do fim dos anos oitenta não lograram garantir a estabilização da economia
nos anos noventa, sendo progressivamente revertidas sob o governo Chaves (que, no entanto, se
beneficiou da alta do preço do petróleo a partir do início da década atual). Atualmente, o câmbio
na Venezuela voltou a ser fixo, se valorizando rapidamente em termos reais por causa da
inflação.
Quadro 15: Venezuela: Taxa de câmbio real bolivar/US$ – 1900 a 2006
4.0
4.4
4.8
5.2
5.6
6.0
00 10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
Fonte: Baptista (1997), BCV
Os dados da Venezuela até os anos cinqüenta foram obtidos Baptista (1997), sendo que dados
posteriores são do Banco Central da Venezuela (BCV).
40
7. Testando a PPP relativa – Testes de 1ª Geração
Como descrito anteriormente, os testes de 1ª geração consistem em realizar regressões
em 1ª diferença do logaritmo das séries na forma:
tttt
ppe
εββ
+−+= )(
*
10
(5)
para pares de países, conforme Frenkel (1978, 1981). Um coeficiente de inclinação β
1
estritamente igual a 1 valida a hipótese de paridade do poder de compra uma vez que equivale a
dizer que a variação da taxa de câmbio é igual ao diferencial de inflação entre os países.
Testando dados mensais de vários pares de países na década de 70, Frankel obteve resultados
que invalidam a hipótese da PPP, sendo que os coeficientes β
1
variam de números negativos até
quase 2. O próprio Frenkel atribui estes resultados ao fato que choques reais podem causar
mudanças nos preços relativos de diferentes cestas de bens.
19
Para países de inflação mais alta,
os resultados foram positivos.
Uma das características em comum na maior parte das economias da América Latina é
que os países experimentaram períodos de inflação elevada, inclusive todos os países que fazem
parte da amostra utilizada. Portanto, como previsto pelo trabalho de Frenkel, os resultados
obtidos a partir da amostra são favoráveis à tese da PPP. Conforme mostra o quadro 17 abaixo,
dos 28 pares de países analisados, 23 apresentaram coeficientes β
1
entre 0,8 e 1, sendo que todos
os 28 resultados são significantes a 1%.
20
Quadro 16: Resultado dos Testes de 1ª Geração (β
1
calculado para cada par de países)
Argentina Brasil Chile Colômbia México Peru Venezuela
EUA 0.915 0.971 0.996 0.357 0.980 0.940 0.728
Argentina - 0.949 0.906 0.855 0.938 0.809 0.897
Brasil - - 0.975 0.889 0.962 0.923 0.986
Chile - - - 0.977 0.930 0.896 0.964
Colômbia - - - - 0.497 0.836 0.589
México - - - - - 0.887 0.668
Peru - - - - - - 0.891
19
No entanto, se partirmos do pressuposto de que mudanças no nível geral de preços são causadas por
perturbações monetárias, a neutralidade de longo prazo da moeda sugere que a PPPR ainda seria valida.
20
Os resultados para os pares de países são apresentados por extenso em apêndice.
41
Os resultados obtidos para esta amostra de países latino-americanos são promissores,
mas não servem para validar a PPPR, uma vez que posteriormente ao seu trabalho, foi provado
que a técnica utilizada por Frenkel está sujeita a problemas econométricos. Froot e Rogoff
(1994) rejeitam categoricamente os testes de PPPR de 1a geração ao afirmar que
“a falha fundamental na econometria dos testes de 1ª geração foi de não levar
explicitamente em consideração a possibilidade de que os preços relativos e a taxa de
câmbio sejam não-estacionários. Hoje sabemos que se há raiz unitária no termo de
erro de
tttt
ppe
εββ
+−+= )(
*
10
, os testes de hipótese padrão da proposição β=1
são inválidos.”
Para avaliar a validade dos resultados obtidos acima, deve-se, portanto, observar a
estacionariedade das séries. Para tanto, empregou-se o tese ADF (Augmented Dickey-Fuller) de
raiz unitária.
O teste de Dickey-Fuller
21
consiste em testar a hipótese nula que
φ
= 1 em equações do
tipo u
t
= uy
t
-1
+ u
t
. A hipótese nula implica que a série contém raiz unitária (e a hipótese
alternativa, é que a série é estacionária). Na prática, estima-se uma das três regressões
alternativas:
(a) H
0
: y
t
= y
t-
1
+ u
t
H
1
: y
t
=
φ
y
t-
1
+ u
t
, φ<1 [testa-se um passeio aleatório contra um
processo auto-regressivo estacionário de primeira ordem – AR(1)];
(b) H
0
: y
t
= y
t-
1
+ u
t
H
1
: y
t
=
φ
y
t-
1
+
µ
+ u
t
, φ<1 [testa-se um passeio aleatório contra
um processo AR(1) com drift];
(c) H
0
: y
t
= y
t-
1
+ u
t
H
1
: y
t
=
φ
y
t-
1
+
µ
+
λ
t + u
t
, φ<1 [testa-se um passeio aleatório
contra um processo AR(1) com drift e uma tendência determinística];
Portanto, o teste DF é definido como: H
0
: ∆y
t
= u
t
H
1
: ∆y
t
=
ψ
y
t-
1
+
µ
+
λ
t + u
t
,
sendo que o valor a ser testado é dado por
)
ˆ
(/
ˆ
ψ
ψ
EP
, e que os valores-críticos usuais para
estatísticas T não são validos, devendo ser observados os valores críticos estimados por Fuller
(1976)
22
.
21
Fuller, 1976, Dickey e Fuller, 1979.
22
Nível de Significância:
10% 5% 1%
Valor crítico com constante, mas sem tendência -2.57 -2.86 -3.43
Valor crítico com constante e tendência -3.12 -3.41 -3.96
42
A versão expandida do teste de Dickey-Fuller inclui na regressão n defasagens da
variável dependente para garantir que o termo de erro u não tenha auto-correlação, o que
introduziria um viés nos resultados obtidos para as estatísticas T. Os valores críticos para o teste
são os mesmos.
Como mostra o quadro 18 abaixo, na maior parte das séries (testadas sempre em log e
em 1ª diferença), não se pode rejeitar a hipótese alternativa de ausência da raiz unitária.
Portanto, a crítica de Froot e Rogoff parece não pôr em cheque os resultados obtidos utilizando
regressões á la Frenkel.
Quadro 17: Teste ADF de Raiz Unitária
ADF
Estatística-T (P-valor)
ADF c. tendência e interc.
Estatística-T (P-valor)
IPC EUA -3.98 (0.0001) -5.58 (0)
IPC Argentina -2.58 (0,0101) -4.82 (0.0008)
IPC Brasil -1.90 (0.055) -2.33 (0.42)
IPC Chile -2.93 (0.0037) -3.60 (0.0342)
IPC Colômbia -2.69 (0.0074) -7.14 (0)
IPC México -3.54 (0.0005) -4.66 (0.0014)
IPC Peru -3.53 (0.0005) -3.98 (0.0121)
IPC Venezuela -2.36 (0.0186) -4.67 (0.0014)
Câmbio Argentina -5.41 (0) -6.49 (0)
Câmbio Brasil -2.86 (0.0046) -3.44 (0.0516)
Câmbio Chile -4.185 (0) -4.77 (0.0010)
Câmbio Colômbia -2.93 (0.0038) -9.18 (0)
Câmbio México -8.43 (0) -8.97 (0)
Câmbio Peru -3.87 (0.0002) -4.35 (0.0040)
Câmbio Venezuela -3.81 (0.0002) -7.731 (0)
Chama a atenção o fato que os dados para o Brasil são os únicos onde claramente não se
rejeita a hipótese nula de raiz unitária. Uma simples investigação dos dados brasileiros,
excluindo os anos mais recentes mostra que o nível de significância necessário para se rejeitar a
43
hipótese nula de raiz unitária (empregando-se sempre o texto com intercepto e tendência) tem
sido altamente instável ao longo da última década.
23
Para revalidar os resultados do teste ADF,
empregou-se também o teste de Kwiatowski-Phillips-Schmidt-Shin (KPSS). Mais uma vez, o
resultado do teste sugere que os resultados obtidos são válidos.
Quadro 18: Teste KPSS de Raiz Unitária
Estatística LM Estatística LM
IPC EUA 0.064 Câmbio Argentina 0.083
IPC Argentina 0.090 Câmbio Brasil 0.064
IPC Brasil 0.065 Câmbio Chile 0.136*
IPC Chile 0.137* Câmbio Colômbia 0.116
IPC Colômbia 0.123* Câmbio México 0.056
IPC México 0.078 Câmbio Peru 0.071
IPC Peru 0.070 Câmbio Venezuela 0.109
IPC Venezuela 0.169**
Nota: * Rejeita a hipótese nula de estacionariedade com 10% de confiança; ** com 5% de
confiança
De acordo com Sarno e Taylor (2002), outro problema em testar a PPP com base em
equações do tipo (5) é que a taxa de câmbio e a inflação podem ser determinadas
simultaneamente. A escolha da variável no lado esquerdo da equação é arbitrária. Krugman
(1978) modela isso ao construir um modelo de câmbio flexível onde o banco central reage a
choques reais com políticas monetárias expansionistas, causando inflação. O modelo é rodado
na sua forma e também utilizando variáveis instrumentais para evitar o problema de
endogeneidade. O coeficiente β
1
estimado com o uso de variáveis instrumentais está mais
próximo à unidade do que a estimativa utilizando MQO simples, mas em ambos os casos, os
resultados não dão suporte à PPP.
23
Com dados até 1993, rejeita-se a hipótese alternativa com 100% de significância; com dados até 1998,
o intervalo é de 2%, e até 2003, com 6,4%.
44
8. Teste de PPPR de 2ª Geração
A estratégia adotada pelos pesquisadores para chegar a resultados mais satisfatórios
para os países industrializados passou a ser testar a hipótese nula de que a taxa de câmbio real
segue um processo de passeio aleatório. A hipótese alternativa é que a taxa de câmbio real
flutua ao redor de uma média constante ao longo do tempo, o que implica na validação da PPP.
Ao invés de procurar um coeficiente de elevação em (4) de β=1, tal condição é imposta, na
forma de:
*
tttt
pper +−=
(5)
onde r é o logaritmo da taxa de câmbio real, e é a taxa de câmbio nominal, e p é o nível de
preços do país doméstico e o país estrangeiro. A equação (5) é simplesmente a estimativa da
taxa de câmbio real (TCR). Na versão restrita da PPP, a taxa de câmbio real deve permanecer
constante ao longo do tempo. A análise visual do comportamento da taxa de câmbio real dos
países da amostra [estimada conforme (5)] deixa claro que a TCR certamente não é estável ao
longo do tempo – ver Quadro 20.
Quadro 19 – Taxas de Câmbio Real
Argentina
1
2
3
4
5
6
00 10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
Brasil
3.2
3.6
4.0
4.4
4.8
5.2
5.6
00 10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
Chile
3.5
4.0
4.5
5.0
5.5
00 10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
Colômbia
3.6
4.0
4.4
4.8
5.2
00 10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
45
México
3.5
4.0
4.5
5.0
5.5
6.0
6.5
00 10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
Peru
3.6
4.0
4.4
4.8
5.2
5.6
00 10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
Venezuela
4.0
4.4
4.8
5.2
5.6
6.0
00 10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
Na visão não restrita da paridade do poder de compra, admite-se que a TCR possa não
apresentar valor constante ao longo do tempo. Para que a PPPR seja válida, basta que a TCR
seja estacionária, apresentando um comportamento de reversão à média (onde desvios da PPP
decorrentes de choques tendem a se anular).
Assim, a forma recomendada para se validar ou rejeitar a PPP num teste de 2ª geração
consiste em verificar se a taxa de câmbio real é estacionária, utilizando o teste ADF, definido
anteriormente (ver Taylor, 2000).
Quadro 20: Teste ADF de Raiz Unitária para a Taxa de Câmbio Real
Com Intercepto Com Tendência e Interc.
Argentina -1.34 (0.6065) -2.24 (0.4633)
Brasil -2.38 (0.1497) -4.17 (0.0068)
Chile -2.60 (0.0955) -3.28 (0.0752)
Colômbia -1.99 (0.2909) -2.57 (0.2951)
México -6.36 (0) -6.99 (0)
Peru -2.27 (0.1826) -2.14 (0.5193)
Venezuela -1.97 (0.2996) -2.244 (0.4598)
46
Pode-se rejeitar a hipótese nula de raiz unitária apenas no caso do México (nível de
significância de 1%), Chile (10%) e Brasil (10%, mas apenas no teste com intercepto e
tendência).
Froot e Rogoff (1995) lembram que “dada a volatilidade da taxa de câmbio, é difícil
distinguir entre um lento processo de reversão à média e um processo de passeio aleatório.” Os
autores lembram que muito da evolução dos testes de segunda geração da PPP está direcionada
para a obtenção de séries de dados mais longas e a implementação testes de raiz unitária mais
poderosos.
Outra forma para se testar a PPP, normalmente aplicada a séries longas, segue a linha de
Frenkel (1986), que utilizando dados de 1869 até 1984 para a taxa de câmbio entre a libra
esterlina e o dólar, estima um processo auto-regressivo para a taxa de câmbio real. Em seu
trabalho, Frankel rejeita a hipótese de passeio aleatório e estima o termo de correção de erro em
0,86. Resultados parecidos foram obtidos por Edison (1987), baseado em dados de 1898 até
1978, e Glen (1992), utilizando dados de 1900 a 1987. Utilizando duzentos anos de dados para
dólar/libra e franco francês/libra, Lothian e Taylor (1996) chegam à mesma conclusão,
estimando os termos de correção de erro de 0,89 e 0,76.
Na especificação de Edison (1987), que consiste em regredir a variação da taxa de
câmbio nominal na variação do diferencial de inflação contemporâneo e na variação da taxa real
de câmbio com uma defasagem, que serve como termo de correção de erro (ou de reversão à
média):
1
*
2
*
10
)(])([
−
+−+−∆+=∆
ttt
ppeppe
βββ
(6)
Se β
2
for igual à zero, um choque sobre a taxa de câmbio real jamais é corrigido, o que seria
consistente com um processo de passeio aleatório. Se, por outro lado, β
2
for negativo e
estatisticamente diferente de zero, estabelece-se um mecanismo de reversão à média, e portanto,
rejeita-se a hipótese de passeio aleatório. Na maior parte dos casos, os resultados obtidos são
similares aos obtidos pelos autores, e rejeitam a hipótese de passeio aleatório no caso de
Argentina, Brasil, Chile e México.
Quadro 21: Resultados Regressões à la Edison
Argentina Brasil Chile Colômbia México Peru Venezuela
β
0
0.266** 0.481*** 0.615*** 0.159 2.550*** 0.020 0.011
β
1
0.875*** 1.0*** 0.954*** 0.380*** 1.45*** 0.877*** 0.725***
47
β
2
-0.063** -0.105*** -0.132*** -0.026 -0.572*** 0 -0.002
P-valor
Teste F
0 0 0 0.0066 0 0 0
R2 0.737 0.923 0.738 0.093 0.444 0.950 0.379
DW 1.92 2.04 1.88 1.766 1.72 1.88 1.85
* Rejeita a hipótese nula de estacionariedade com 10% de confiança; ** com 5% de confiança; *** com
1% de confiança.
As estimativas do coeficiente de correção de erro β
2
acima são particularmente valiosas
porque servem para se estimar a taxa de convergência do câmbio nominal para o câmbio real de
equilíbrio previsto pela PPP. No caso do Brasil, tal estimativa sugere que um desvio da taxa de
câmbio converge à PPP à velocidade de 10.5% ao ano, o que implica numa meia-vida de 6,2
anos. A meia-vida estimada para Argentina é de 10,2 anos, enquanto que para o Chile, é de 4,9
anos. No caso do México, a meia-vida estimada é de apenas 9 meses! Trata-se de um resultado
surpreendente, que provavelmente tem a ver com o fato que a taxa de câmbio real do México ter
permanecido relativamente estável ao longo do século XX.
Determinação Simultânea do câmbio e a inflação
Uma crítica comum aos testes da PPP de 1ª e 2ª geração tem a ver com a relação de
causalidade entre a taxa de câmbio e a inflação. Começando com Cassel, a maioria dos estudos
assume implicitamente que a taxa de câmbio é endógena com relação ao diferencial de inflação.
No entanto, como já lembrava o monetarista Haberler, a escola austríaca (1950), “não se deve
afirmar que o aumento dos preços é o fenômeno primário, e que a depreciação da taxa de
câmbio é meramente um efeito deste aumento. Ambas as mudanças têm relação funcional uma
com a outra, e ambos são efeitos da mesma causa”, referindo-se a aumentos da quantidade de
moeda.
24
A crítica sobre a determinação simultânea de câmbio e inflação aparece em vários
trabalhos, começando com Keynes (1923), passando por Samuelson (1948) e Balassa (1964). A
principal justificativa de se continuar trabalhando com a hipótese de que a determinação da taxa
de câmbio é endógena na maior parte dos trabalhos empíricos sobre a PPP na década de 80 e 90
é resumida por Yeager (1958), que reconhece a existência de causalidade mútua, mas afirma na
tradição monetarista, defende que a causalidade dos preços para a taxa de câmbio seja mais forte
do que o contrário: “A principal razão para questionar se a causalidade ocorre
24
Haberler, G, 1950 “Some Problems in the Pure Theory of International Trade”
48
predominantemente da taxa de câmbio para os preços é a de que o poder de compra de uma
moeda é determinado pela quantidade de moeda e não pela demanda por moeda. Na ausência
de mudanças na oferta de moeda, as taxas de câmbio dificilmente poderão determinar o nível
geral de preços de um país.”
25
25
Yeager, L, 1958
49
9. Testes da PPPR de 3ª Geração: Co-integração
O trabalho seminal de Engle e Granger (1987) sobre co-integração abriu novas
possibilidades para se testar a PPP, inaugurando a era dos chamados testes de 3ª geração.
Resumidamente, o trabalho de Engle e Granger está baseado no fato que se uma série não
estacionária y
t
tiver que ser diferenciada d vezes até se tornar estacionária, é chamada de
integrada de ordem d [y
t
~I(d)].
Se duas séries I(1) forem combinadas linearmente, a combinação resultante também
será I(1). No entanto, se as variáveis forem co-integradas, a combinação linear delas será I(0),
ou no caso geral, se duas ou mais variáveis não-estacionárias forem integradas de ordem d, há
uma combinação linear destas variáveis que é estacionária. A existência de co-integração entre
duas séries não estacionárias, por sua vez, é estatisticamente equivalente à existência de uma
relação de longo prazo entre estas séries.
26
Vale lembrar que, conforme afirmam Froot e Rogoff, “testes de co-integração podem
ser usados para testar versões mais fracas da PPP, uma vez que este teste exige apenas que
alguma combinação linear da taxa de câmbio e da inflação seja estacionária” – ao contrário dos
testes de 2ª geração, que testam se a taxa de câmbio real é estacionária. Os testes de 3ª geração
apenas determinam se
*
*
ttt
ppe
µµ
+−
(7)
é estacionário para quaisquer constantes µ e µ*. O poder adicional dos testes de 3ª geração vem
do relaxamento da simetria e proporcionalidade de ì=ì*=1.
A técnica desenvolvida por Engel-Granger para equações únicas consiste em estimar
um modelo do tipo
tktkt
uxxxy
+
+
+
+
+
=
β
β
β
β
...
33221
(8)
Com as variáveis em nível. Se as variáveis forem co-integradas, u
t
será estacionário. A
estacionariedade de u, por sua vez, pode ser verificada empregando o teste ADF, com valores
críticos modificados por se tratar de teste do resíduo.
Regrediu-se a seguinte equação em nível para os países da amostra:
uppe
ttt
+++=
*
210
βββ
(9)
Os resíduos obtidos nesta regressão foram testados empregando o teste ADF modificado. A
hipótese nula é que há uma raiz unitária no resíduo û, o que implica que uma combinação linear
das variáveis não-estacionárias não foi encontrada. Já a hipótese alternativa é que û é
26
Ver Brooks (2002), p 387-395, Kennedy (1998) p 266-287 e Enders p 319-347
50
estacionária, o que indica uma relação de longo prazo entre as variáveis estacionárias em (6), e
desta forma, valida a hipótese de PPPR.
Quadro 22: Resultado do Teste de Co-integração de Engel-Granger
27
Argentina Brasil Chile Colômbia México Peru Venezuela
EUA -4.566*** -4.015** -3.578* -3.240 -6.826*** -2.702 -2.469
Argentina - -5.304** -4.218** -4.058** -4.710*** -4.692*** -4.208**
Brasil - - -5.350*** -2.960 -5.614*** -3.856** -2.909
Chile - - - -2.838 -6.766*** -4.723*** -3.274
Colômbia - - - - -4.385*** -2.208 -3.359*
México - - - - - -6.046*** -4.880***
Peru - - - - - - -1.861
* Rejeita a hipótese nula de estacionariedade com 10% de confiança; ** com 5% de confiança; *** com
1% de confiança
Dos 28 pares de países, o teste de co-integração de Engel-Granger rejeita a hipótese
nula de raiz unitária na série estimada de resíduos em 17 casos com significância de 5%. Outros
dois pares rejeitam o H
0
a 10%, sendo que mais dois pares se encontram ligeiramente acima do
valor crítico para 10%. Mais uma vez, os dados validam a hipótese da PPPR.
27
Os valores críticos para o teste de co-integração de Engle-Granger para três variáveis e amostra de
aproximadamente 100 são: 1%: -4.441; 5%: -3.828; -10%: -3.514. Fonte: Enders (p. 441).
51
10. Comentários Finais
Em sua revisão da literatura a respeito da paridade do poder de compra, Froot e
Rogoff (1994) concluem que a literatura mostra ampla evidência para se rejeitar um
processo de passeio aleatório como descrição do comportamento da taxa de câmbio no
longo prazo e que os trabalhos empíricos disponíveis dão suporte à versão relativa da
paridade do poder de compra como sendo um determinante importante para o
comportamento da taxa de câmbio no longo prazo.
Como a maior parte da literatura sobre a PPP trata dos países desenvolvidos, não
surpreende o fato que as evidências listadas por Froot e Rogoff dão pouca ênfase a
países em desenvolvimento.
Os resultados obtidos neste estudo também pendem para a comprovação da
paridade do poder de compra relativa no caso dos países da América Latina, mas que o
processo de convergência da taxa de câmbio se dá em velocidades bem diferentes nos
países da região.
Froot e Rogoff concluem que os choques que incidem sobre a taxa de câmbio
tendem a se dissipar, ainda que de forma muito gradual, com uma meia-vida de, na
média, quatro anos, no caso dos países industrializados. Nos resultados obtidos para
neste estudo, estimou-se que a convergência à PPP tem meia-vida de aproximadamente
6 anos no Brasil, 5 anos no Chile, 10 anos na Argentina, e menos do que um ano no
caso do México.
A meia vida extremamente curta encontrada no caso mexicano muito
provavelmente está relacionada com a relativa estabilidade do câmbio real naquele país
além de, é claro, de sua proximidade (e conseqüente integração) com a economia dos
Estados Unidos.
Um aspecto surpreendente dos resultados obtidos neste trabalho é o fato de não
ter se encontrado uma convergência mais rápida à PPP nos países latino-americanos do
que a média para os países industrializados. Afinal, a literatura sugere que os estudos
empíricos de convergência à PPP com os melhores resultados são aqueles que envolvem
países ou períodos de inflação elevada (a Alemanha da década de 20, por exemplo), e
como bem se sabe, uma das principais características da economia latino-americana é
que os países da região experimentaram um longo período de inflação bastante elevada.
52
A literatura indica que a PPP relativa não é comprovada empiricamente em
prazos mais curtos principalmente por causa da rigidez dos preços. Com inflação
elevada, esta rigidez de preços relativos deixa de existir. E no entanto, os resultados
obtidos no presente trabalho indicam que a meio-vida de convergência nos países
industrializados de quatro anos é até mais curta do que os resultados obtidos para os
países latinos (exceto o México).
O que não quer dizer que o nível de inflação (e portanto, a facilidade de se
efetuar ajustes de preços relativos em termos reais) não é um fator significativo. Ter
uma inflação média mais alta ao longo da maior parte do século é uma boa explicação
para o Brasil ter uma taxa de convergência mais elevada do que quase todos os dos
demais países da amostra. Ainda que o Peru, e mais recentemente, a Venezuela, também
conviveram com taxas de inflação extremamente elevadas, ter uma inflação média ao
longo do período parece ser a característica em comum entre os países latinos onde a
convergência à PPP pode ser comprovada mais facilmente. No caso dos países de
inflação média mais baixa, os resultados foram menos satisfatórios.
A exceção é o Chile, que no entanto, por ter convivido com elevado grau de
indexação, pode ter apresentado um comportamento do seu nível de preço em comum
com os países de inflação mais alta.
Com relação aos resultados obtidos especificamente para o Brasil, um problema
em potencial é que a política cambial adotada pelo Banco Central durante a maior parte
dos anos oitenta consistia em calibrar as minidesvalorizações com base na diferença
entre a inflação doméstica e a inflação externa (Zini e Cati, 1993). É claro que tal
política cria um viés nos dados a favor da comprovação da PPP, uma vez que o próprio
Banco Central buscava a convergência com a PPP fosse respeitada. No entanto, se tal
política tivesse sido bem-sucedida, teríamos uma redução da volatilidade da taxa de
câmbio real no período. E no entanto, ocorreu exatamente o oposto (ver quadro 19).
É importante frisar mais uma vez que a PPP não serve como previsor do
comportamento da taxa de câmbio no curto prazo. Num regime de câmbio flutuante,
desvios de curto prazo da PPP refletem a própria volatilidade do mercado, que por sua
vez, é o resultado final dos vários condicionantes que afetam o comportamento dos
agentes (expectativas, apetite ao risco, diferencial de juro, etc.).
53
Considerando apenas os dados referentes ao período de flutuação pós Bretton
Woods, parece difícil conciliar a rigidez de preços com os longos prazos de
convergência à PPP. Trabalhos mais recentes têm explorado novas explicações, como
por exemplo, da existência de taxas de convergências não-lineares, onde a velocidade de
convergência é proporcional ao tamanho da divergência.
Há também trabalhos teóricos sugerindo que mesmo no longo prazo, não há
convergência à PPP . Balassa e Samuelson, por exemplo, sugerem que ganhos relativos
de produtividade com relação ao resto do mundo levam à apreciação da taxa de câmbio
real de um determinado país – o que efetivamente negaria a PPP. A taxa de câmbio real
dos países industrializados tende a se valorizar com relação a dos países menos
desenvolvidos. E se o conjunto de preços relativas de uma economia variar ao longo do
tempo por causa de ganhos de produtividade, mudanças estruturais ou mesmo políticas
públicas, esta mudança será refletida numa mudança na taxa PPP relativa. Ou seja, a
taxa de câmbio real de longo prazo de equilíbrio não é imutável, e pode variar para
refletir mudanças estruturais.
Mudanças nos termos de troca de um determinado país (e a conseqüente
mudança no consumo relativo de bens comercializáveis e não comercializáveis) também
são identificadas como possível explicação para desvios permanentes da taxa de câmbio
com relação à PPP. O mesmo vale para a descoberta de recursos naturais exploráveis –
variantes da doença holandesa.
A conclusão é que a PPP é uma teoria útil para se avaliar desvios da taxa real de
câmbio com relação ao que poderia ser seu nível de equilíbrio. Em outras palavras, não
é possível se falar de sobrevalorização cambial ou de câmbio desvalorizado sem ter em
mente alguma medida de câmbio real ajustado pela PPP. No entanto, o simples fato que
a taxa de câmbio real de equilíbrio pode mudar ao longo do tempo por causa de
alterações estruturais em cada país limita a aplicação prática da teoria da PPP como base
para políticas econômicas.
54
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Revista The Economist. Várias edições.
57
Apêndice – Resultado dos testes econométricos
Testes de 1ª Geração
Argentina/EUA
Dependent Variable: DLOG(FXAR)
Method: Least Squares
Sample(adjusted): 1901 2006
Included observations: 106 after adjusting endpoints
Variable Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C 0.003542
0.035552
0.099619
0.9208
DLOG(IPCAR)-
DLOG(IPCUS)
0.915014
0.054342
16.83820
0.0000
R-squared 0.731630
Mean dependent var 0.263112
Adjusted R-squared
0.729050
S.D. dependent var 0.633651
S.E. of regression 0.329834
Akaike info criterion 0.638231
Sum squared resid 11.31418
Schwarz criterion 0.688485
Log likelihood -31.82624
F-statistic 283.5250
Durbin-Watson stat 2.366198
Prob(F-statistic) 0.000000
-3
-2
-1
0
1
-1
0
1
2
3
4
10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
Residual Actual Fitted
Brasil/EUA
Dependent Variable: DLOG(FXBR)
Method: Least Squares
Sample(adjusted): 1901 2006
Included observations: 106 after adjusting endpoints
Variable Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C 0.015192
0.020599
0.737514
0.4625
DLOG(IPCBR)-
DLOG(IPCUS)
0.970578
0.028146
34.48333
0.0000
R-squared 0.919573
Mean dependent var 0.324747
Adjusted R-squared
0.918800
S.D. dependent var 0.669842
S.E. of regression 0.190876
Akaike info criterion -0.455699
Sum squared resid 3.789094
Schwarz criterion -0.405446
Log likelihood 26.15206
F-statistic 1189.100
Durbin-Watson stat 2.151179
Prob(F-statistic) 0.000000
-0.8
-0.4
0.0
0.4
0.8
1.2
-1
0
1
2
3
4
10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
Residual Actual Fitted
Chile/EUA
Dependent Variable: DLOG(FXCL)
Method: Least Squares
Sample(adjusted): 1901 2006
Included observations: 106 after adjusting endpoints
Variable Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C 0.009908
0.021499
0.460884
0.6458
DLOG(IPCCL)-
DLOG(IPCUS)
0.996184
0.060951
16.34410
0.0000
R-squared 0.719774
Mean dependent var 0.179249
Adjusted R-squared 0.717080
S.D. dependent var 0.364617
S.E. of regression 0.193941
Akaike info criterion -0.423839
Sum squared resid 3.911757
Schwarz criterion -0.373586
Log likelihood 24.46349
F-statistic 267.1295
Durbin-Watson stat 2.015581
Prob(F-statistic) 0.000000
-1.0
-0.5
0.0
0.5
1.0
1.5
-0.5
0.0
0.5
1.0
1.5
2.0
2.5
10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
Residual Actual Fitted
Colômbia/EUA
Dependent Variable: DLOG(FXCO)
Method: Least Squares
Sample(adjusted): 1901 2006
Included observations: 106 after adjusting endpoints
Variable Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C 0.045959
0.015028
3.058319
0.0028
DLOG(IPCCO)-
DLOG(IPCUS)
0.357084
0.112643
3.170048
0.0020
R-squared 0.088113
Mean dependent var 0.070895
Adjusted R-squared 0.079345
S.D. dependent var 0.137395
S.E. of regression 0.131832
Akaike info criterion -1.195894
Sum squared resid 1.807477
Schwarz criterion -1.145641
Log likelihood 65.38239
F-statistic 10.04920
Durbin-Watson stat 1.794798
Prob(F-statistic) 0.002003
-.8
-.4
.0
.4
.8
-.8
-.4
.0
.4
.8
10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
Residual Actual Fitted
México/EUA
Dependent Variable: DLOG(FXMX)
Method: Least Squares
Sample(adjusted): 1901 2006
Included observations: 106 after adjusting endpoints
Variable Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C 0.002020
0.033337
0.060604
0.9518
DLOG(IPCMX)-
DLOG(IPCUS)
0.980056
0.177972
5.506797
0.0000
R-squared 0.225757
Mean dependent var 0.080869
Adjusted R-squared 0.218313
S.D. dependent var 0.350581
S.E. of regression 0.309960
Akaike info criterion 0.513938
Sum squared resid 9.991792
Schwarz criterion 0.564191
Log likelihood -25.23870
F-statistic 30.32481
Durbin-Watson stat 2.070078
Prob(F-statistic) 0.000000
-3
-2
-1
0
1
-3
-2
-1
0
1
2
10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
Residual Actual Fitted
58
Peru/EUA
Dependent Variable: DLOG(FXPE)
Method: Least Squares
Sample(adjusted): 1901 2006
Included observations: 106 after adjusting endpoints
Variable Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C 0.023003
0.013868
1.658743
0.1002
DLOG(IPCPE)-
DLOG(IPCUS)
0.877086
0.021804
40.22514
0.0000
R-squared 0.939607
Mean dependent var 0.199691
Adjusted R-squared
0.939027
S.D. dependent var 0.548438
S.E. of regression 0.135425
Akaike info criterion -1.142115
Sum squared resid 1.907342
Schwarz criterion -1.091862
Log likelihood 62.53212
F-statistic 1618.062
Durbin-Watson stat 1.880462
Prob(F-statistic) 0.000000
-.4
-.2
.0
.2
.4
.6
-1
0
1
2
3
4
10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
Residual Actual Fitted
Venezuela/EUA
Dependent Variable: DLOG(FXVE)
Method: Least Squares
Sample(adjusted): 1901 2006
Included observations: 106 after adjusting endpoints
Variable Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C 0.018059
0.013364
1.351345
0.1795
DLOG(IPCVE)-
DLOG(IPCUS)
0.727514
0.091242
7.973443
0.0000
R-squared 0.379385
Mean dependent var 0.056836
Adjusted R-squared
0.373418
S.D. dependent var 0.161899
S.E. of regression 0.128154
Akaike info criterion -1.252477
Sum squared resid 1.708045
Schwarz criterion -1.202223
Log likelihood 68.38127
F-statistic 63.57579
Durbin-Watson stat 1.848271
Prob(F-statistic) 0.000000
-0.4
0.0
0.4
0.8
1.2
-0.5
0.0
0.5
1.0
10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
Residual Actual Fitted
Argentina/Brasil
Dependent Variable: DLOG(CBRAR)
Method: Least Squares
Sample(adjusted): 1901 2006
Included observations: 106 after adjusting endpoints
Variable Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C -0.028180
0.038353
-0.734771
0.4641
DLOG(IPCAR)-
DLOG(IPCBR)
0.948793
0.071116
13.34146
0.0000
R-squared 0.631199
Mean dependent var -0.061635
Adjusted R-squared 0.627652
S.D. dependent var 0.645720
S.E. of regression 0.394020
Akaike info criterion 0.993858
Sum squared resid 16.14619
Schwarz criterion 1.044111
Log likelihood -50.67446
F-statistic 177.9946
Durbin-Watson stat 2.226848
Prob(F-statistic) 0.000000
-3
-2
-1
0
1
2
-4
-3
-2
-1
0
1
2
10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
Residual Actual Fitted
Chile/Brasil
Dependent Variable: DLOG(CBRCL)
Method: Least Squares
Sample(adjusted): 1901 2006
Included observations: 106 after adjusting endpoints
Variable Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C -0.000268
0.025845
-0.010384
0.9917
DLOG(IPCCL)-
DLOG(IPCBR)
0.975023
0.034974
27.87834
0.0000
R-squared 0.881979
Mean dependent var -0.145498
Adjusted R-squared
0.880845
S.D. dependent var 0.755048
S.E. of regression 0.260634
Akaike info criterion 0.167290
Sum squared resid 7.064739
Schwarz criterion 0.217543
Log likelihood -6.866361
F-statistic 777.2018
Durbin-Watson stat 2.362790
Prob(F-statistic) 0.000000
-1.2
-0.8
-0.4
0.0
0.4
0.8
1.2
-4
-3
-2
-1
0
1
2
10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
Residual Actual Fitted
Colômbia/Brasil
Dependent Variable: DLOG(CBRCO)
Method: Least Squares
Sample(adjusted): 1901 2006
Included observations: 106 after adjusting endpoints
Variable Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C -0.015875
0.022217
-0.714542
0.4765
DLOG(IPCCO)-
DLOG(IPCBR)
0.955314
0.033057
28.89899
0.0000
R-squared 0.889262
Mean dependent var -0.253852
Adjusted R-squared 0.888197
S.D. dependent var 0.635374
S.E. of regression 0.212450
Akaike info criterion -0.241534
Sum squared resid 4.694033
Schwarz criterion -0.191280
Log likelihood 14.80130
F-statistic 835.1516
Durbin-Watson stat 2.395653
Prob(F-statistic) 0.000000
-1.2
-0.8
-0.4
0.0
0.4
0.8
-4
-3
-2
-1
0
1
10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
Residual Actual Fitted
59
México/Brasil
Dependent Variable: DLOG(CBRMX)
Method: Least Squares
Sample(adjusted): 1901 2006
Included observations: 106 after adjusting endpoints
Variable Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C -0.014371
0.037577
-0.382443
0.7029
DLOG(IPCMX)-
DLOG(IPCBR)
0.962350
0.056540
17.02081
0.0000
R-squared 0.735845
Mean dependent var -0.243878
Adjusted R-squared 0.733305
S.D. dependent var 0.699247
S.E. of regression 0.361109
Akaike info criterion 0.819414
Sum squared resid 13.56157
Schwarz criterion 0.869667
Log likelihood -41.42893
F-statistic 289.7080
Durbin-Watson stat 2.237959
Prob(F-statistic) 0.000000
-3
-2
-1
0
1
-4
-3
-2
-1
0
1
10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
Residual Actual Fitted
Peru/Brasil
Dependent Variable: DLOG(CBRPE)
Method: Least Squares
Sample(adjusted): 1901 2006
Included observations: 106 after adjusting endpoints
Variable Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C -0.016622
0.020669
-0.804217
0.4231
DLOG(IPCPE)-
DLOG(IPCBR)
0.922915
0.043618
21.15882
0.0000
R-squared 0.811490
Mean dependent var -0.125056
Adjusted R-squared
0.809678
S.D. dependent var 0.472554
S.E. of regression 0.206156
Akaike info criterion -0.301676
Sum squared resid 4.420046
Schwarz criterion -0.251423
Log likelihood 17.98883
F-statistic 447.6955
Durbin-Watson stat 2.083778
Prob(F-statistic) 0.000000
-.8
-.4
.0
.4
.8
-4
-3
-2
-1
0
1
2
10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
Residual Actual Fitted
Venezuela/Brasil
Dependent Variable: DLOG(CBRVE)
Method: Least Squares
Sample(adjusted): 1901 2006
Included observations: 106 after adjusting endpoints
Variable Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C -0.006098
0.020649
-0.295297
0.7684
DLOG(IPCVE)-
DLOG(IPCBR)
0.985599
0.031894
30.90214
0.0000
R-squared 0.901789
Mean dependent var -0.267911
Adjusted R-squared
0.900844
S.D. dependent var 0.615709
S.E. of regression 0.193880
Akaike info criterion -0.424463
Sum squared resid 3.909318
Schwarz criterion -0.374210
Log likelihood 24.49655
F-statistic 954.9424
Durbin-Watson stat 2.044065
Prob(F-statistic) 0.000000
-1.2
-0.8
-0.4
0.0
0.4
0.8
-4
-3
-2
-1
0
1
10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
Residual Actual Fitted
Testes de 2ª Geração à la Edison.
Dependent Variable: DLOG(FXAR)
Method: Least Squares
Sample(adjusted): 1901 2006
Included observations: 106 after adjusting endpoints
Variable Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C 0.265933
0.133219
1.996214
0.0485
D(LOG(IPCAR)-LOG(IPCUS)) 0.874881
0.057028
15.34120
0.0000
RAR(-1) -0.062826
0.030775
-2.041439
0.0438
R-squared 0.742066
Mean dependent var 0.263112
Adjusted R-squared 0.737058
S.D. dependent var 0.633651
S.E. of regression 0.324923
Akaike info criterion 0.617435
Sum squared resid 10.87420
Schwarz criterion 0.692815
Log likelihood -29.72406
F-statistic 148.1638
Durbin-Watson stat 2.323677
Prob(F-statistic) 0.000000
Dependent Variable: DLOG(FXBR)
Method: Least Squares
Sample(adjusted): 1901 2006
Included observations: 106 after adjusting endpoints
Variable Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C 0.480796
0.220828
2.177247
0.0317
D(LOG(IPCBR)-LOG(IPCUS)) 0.999553
0.030884
32.36508
0.0000
RBR(-1) -0.105297
0.049730
-2.117384
0.0366
R-squared 0.922928
Mean dependent var 0.324747
Adjusted R-squared 0.921431
S.D. dependent var 0.669842
S.E. of regression 0.187757
Akaike info criterion -0.479438
Sum squared resid 3.631044
Schwarz criterion -0.404058
Log likelihood 28.41021
F-statistic 616.7053
Durbin-Watson stat 2.037195
Prob(F-statistic) 0.000000
60
Dependent Variable: DLOG(FXCL)
Method: Least Squares
Sample(adjusted): 1901 2006
Included observations: 106 after adjusting endpoints
Variable Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C 0.615368
0.224764
2.737845
0.0073
D(LOG(IPCCL)-LOG(IPCUS)) 0.953608
0.061236
15.57271
0.0000
RCL(-1) -0.131675
0.048670
-2.705454
0.0080
R-squared 0.738367
Mean dependent var 0.179249
Adjusted R-squared 0.733287
S.D. dependent var 0.364617
S.E. of regression 0.188304
Akaike info criterion -0.473623
Sum squared resid 3.652220
Schwarz criterion -0.398243
Log likelihood 28.10202
F-statistic 145.3405
Durbin-Watson stat 1.881104
Prob(F-statistic) 0.000000
Dependent Variable: DLOG(FXCO)
Method: Least Squares
Sample(adjusted): 1901 2006
Included observations: 106 after adjusting endpoints
Variable Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C 0.158936
0.153011
1.038722
0.3014
D(LOG(IPCCO)-LOG(IPCUS)) 0.380249
0.117125
3.246516
0.0016
RCO(-1) -0.026148
0.035242
-0.741958
0.4598
R-squared 0.092961
Mean dependent var 0.070895
Adjusted R-squared 0.075348
S.D. dependent var 0.137395
S.E. of regression 0.132117
Akaike info criterion -1.182357
Sum squared resid 1.797868
Schwarz criterion -1.106976
Log likelihood 65.66490
F-statistic 5.278135
Durbin-Watson stat 1.766159
Prob(F-statistic) 0.006573
Dependent Variable: DLOG(FXMX)
Method: Least Squares
Sample(adjusted): 1901 2006
Included observations: 106 after adjusting endpoints
Variable Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C 2.549880
0.400498
6.366767
0.0000
D(LOG(IPCMX)-LOG(IPCUS)) 1.454049
0.168674
8.620484
0.0000
RMX(-1) -0.571728
0.089644
-6.377736
0.0000
R-squared 0.444951
Mean dependent var 0.080869
Adjusted R-squared 0.434173
S.D. dependent var 0.350581
S.E. of regression 0.263712
Akaike info criterion 0.199977
Sum squared resid 7.163047
Schwarz criterion 0.275358
Log likelihood -7.598794
F-statistic 41.28455
Durbin-Watson stat 1.720756
Prob(F-statistic) 0.000000
Dependent Variable: DLOG(FXPE)
Method: Least Squares
Sample(adjusted): 1901 2006
Included observations: 106 after adjusting endpoints
Variable Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C 0.021908
0.143241
0.152945
0.8787
D(LOG(IPCPE)-LOG(IPCUS)) 0.877024
0.023360
37.54352
0.0000
RPE(-1) 0.000252
0.032762
0.007680
0.9939
R-squared 0.939607
Mean dependent var 0.199691
Adjusted R-squared 0.938435
S.D. dependent var 0.548438
S.E. of regression 0.136080
Akaike info criterion -1.123248
Sum squared resid 1.907341
Schwarz criterion -1.047868
Log likelihood 62.53215
F-statistic 801.2523
Durbin-Watson stat 1.880887
Prob(F-statistic) 0.000000
Dependent Variable: DLOG(FXVE)
Method: Least Squares
Sample(adjusted): 1901 2006
Included observations: 106 after adjusting endpoints
Variable Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C 0.011235
0.222708
0.050449
0.9599
D(LOG(IPCVE)-LOG(IPCUS)) 0.724887
0.125436
5.778917
0.0000
RVE(-1) 0.001512
0.049254
0.030695
0.9756
R-squared 0.379391
Mean dependent var 0.056836
Adjusted R-squared 0.367340
S.D. dependent var 0.161899
S.E. of regression 0.128774
Akaike info criterion -1.233618
Sum squared resid 1.708029
Schwarz criterion -1.158238
Log likelihood 68.38175
F-statistic 31.48300
Durbin-Watson stat 1.850014
Prob(F-statistic) 0.000000
61
Testes de Co-integração de Engle-Granger
Dependent Variable: LOG(FXAR)
Method: Least Squares
Sample: 1900 2006
Included observations: 107
Variable Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C 2.564384
0.462735
5.541797
0.0000
LOG(IPCAR) 0.873406
0.009940
87.86760
0.0000
LOG(IPCUS) -0.473361
0.119658
-3.955944
0.0001
R-squared 0.998418
Mean dependent var 6.721410
Adjusted R-squared 0.998387
S.D. dependent var 9.950126
S.E. of regression 0.399588
Akaike info criterion 1.030870
Sum squared resid 16.60571
Schwarz criterion 1.105809
Log likelihood -52.15153
F-statistic 32811.12
Durbin-Watson stat 0.687377
Prob(F-statistic) 0.000000
-2.0
-1.5
-1.0
-0.5
0.0
0.5
1.0
00 10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
REGARUS
Null Hypothesis: REGARUS has a unit root
Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.565637 0.0019
Test critical values: 1% level -4.046925
5% level -3.452764
10% level -3.151911
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Dependent Variable: LOG(FXBR)
Method: Least Squares
Sample: 1900 2006
Included observations: 107
Variable Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C 2.547180
0.262417
9.706599
0.0000
LOG(IPCBR) 0.986708
0.005243
188.1933
0.0000
LOG(IPCUS) -0.536615
0.065502
-8.192332
0.0000
R-squared 0.999489
Mean dependent var 5.928884
Adjusted R-squared 0.999479
S.D. dependent var 11.69231
S.E. of regression 0.266883
Akaike info criterion 0.223626
Sum squared resid 7.407577
Schwarz criterion 0.298566
Log likelihood -8.964012
F-statistic 101674.5
Durbin-Watson stat 0.520776
Prob(F-statistic) 0.000000
-.8
-.6
-.4
-.2
.0
.2
.4
.6
00 10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
REGBRUS
62
Null Hypothesis: REGBRUS has a unit root
Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.015391 0.0110
Test critical values: 1% level -4.046925
5% level -3.452764
10% level -3.151911
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Dependent Variable: LOG(FXCL)
Method: Least Squares
Sample: 1900 2006
Included observations: 107
Variable Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C 1.630397
0.567113
2.874908
0.0049
LOG(IPCCL) 0.941211
0.017512
53.74774
0.0000
LOG(IPCUS) -0.289374
0.142703
-2.027809
0.0451
R-squared 0.998367
Mean dependent var 3.816552
Adjusted R-squared 0.998335
S.D. dependent var 7.300550
S.E. of regression 0.297856
Akaike info criterion 0.443227
Sum squared resid 9.226723
Schwarz criterion 0.518166
Log likelihood -20.71264
F-statistic 31787.99
Durbin-Watson stat 0.442719
Prob(F-statistic) 0.000000
-1.2
-0.8
-0.4
0.0
0.4
0.8
1.2
00 10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
REGCLUS
Null Hypothesis: REGCLUS has a unit root
Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.578227 0.0365
Test critical values: 1% level -4.046925
5% level -3.452764
10% level -3.151911
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Dependent Variable: LOG(FXCO)
Method: Least Squares
Sample: 1900 2006
Included observations: 107
Variable Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C 6.625942
0.652970
10.14739
0.0000
LOG(IPCCO) 1.290568
0.059142
21.82167
0.0000
LOG(IPCUS) -1.775505
0.201647
-8.805008
0.0000
R-squared 0.987957
Mean dependent var 4.037894
Adjusted R-squared 0.987725
S.D. dependent var 2.637721
S.E. of regression 0.292237
Akaike info criterion 0.405133
Sum squared resid 8.881854
Schwarz criterion 0.480072
Log likelihood -18.67463
F-statistic 4265.808
Durbin-Watson stat 0.343728
Prob(F-statistic) 0.000000
63
-.8
-.6
-.4
-.2
.0
.2
.4
.6
.8
00 10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
REGCOUS
Null Hypothesis: REGCOUS has a unit root
Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.240630 0.0823
Test critical values: 1% level -4.046925
5% level -3.452764
10% level -3.151911
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Dependent Variable: LOG(FXMX)
Method: Least Squares
Sample: 1900 2006
Included observations: 107
Variable Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C 4.192740
0.340011
12.33119
0.0000
LOG(IPCMX) 1.004175
0.028614
35.09434
0.0000
LOG(IPCUS) -0.929965
0.108240
-8.591660
0.0000
R-squared 0.988781
Mean dependent var 5.254660
Adjusted R-squared 0.988565
S.D. dependent var 2.897872
S.E. of regression 0.309880
Akaike info criterion 0.522373
Sum squared resid 9.986659
Schwarz criterion 0.597312
Log likelihood -24.94696
F-statistic 4582.974
Durbin-Watson stat 1.006289
Prob(F-statistic) 0.000000
-1.0
-0.5
0.0
0.5
1.0
1.5
2.0
00 10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
REGMXUS
Null Hypothesis: REGMXUS has a unit root
Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -6.825728 0.0000
Test critical values: 1% level -4.047795
5% level -3.453179
10% level -3.152153
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
64
Dependent Variable: LOG(FXPE)
Method: Least Squares
Sample: 1900 2006
Included observations: 107
Variable Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C 1.907783
0.234651
8.130287
0.0000
LOG(IPCPE) 0.908126
0.007403
122.6670
0.0000
LOG(IPCUS) -0.293299
0.062964
-4.658168
0.0000
R-squared 0.998610
Mean dependent var 6.817564
Adjusted R-squared 0.998583
S.D. dependent var 7.372243
S.E. of regression 0.277476
Akaike info criterion 0.301472
Sum squared resid 8.007259
Schwarz criterion 0.376411
Log likelihood -13.12873
F-statistic 37361.18
Durbin-Watson stat 0.264785
Prob(F-statistic) 0.000000
-0.6
-0.4
-0.2
0.0
0.2
0.4
0.6
0.8
1.0
00 10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
REGPEUS
Null Hypothesis: REGPEUS has a unit root
Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.702262 0.2380
Test critical values: 1% level -4.046925
5% level -3.452764
10% level -3.151911
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Dependent Variable: LOG(FXVE)
Method: Least Squares
Date: 12/10/07 Time: 07:42
Sample: 1900 2006
Included observations: 107
Variable Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C 3.631534
0.163793
22.17152
0.0000
LOG(IPCVE) 0.984163
0.024048
40.92461
0.0000
LOG(IPCUS) -0.759857
0.059107
-12.85563
0.0000
R-squared 0.975110
Mean dependent var 5.414582
Adjusted R-squared 0.974631
S.D. dependent var 1.786263
S.E. of regression 0.284509
Akaike info criterion 0.351535
Sum squared resid 8.418338
Schwarz criterion 0.426475
Log likelihood -15.80714
F-statistic 2037.169
Durbin-Watson stat 0.221097
Prob(F-statistic) 0.000000
-0.6
-0.4
-0.2
0.0
0.2
0.4
0.6
0.8
1.0
00 10 20 30 40 50 60 70 80 90 00
REGVEUS
65
Null Hypothesis: REGVEUS has a unit root
Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.469269 0.3426
Test critical values: 1% level -4.046925
5% level -3.452764
10% level -3.151911
66
Anexo Estatístico (Base 1970=100)
EUA Brasil Brasil Chile Chile
CPI IPC Câmbio IPC Câmbio
IPCUS IPCBR FXBR IPCCL FXCL
1900 22.1247 0.0412 0.1333 0.0099 0.0257
1901 22.1247 0.0356 0.1051 0.0099 0.0271
1902 22.1247 0.0327 0.0869 0.0105 0.0283
1903 23.0465 0.0321 0.0848 0.0097 0.0260
1904 23.9569 0.0351 0.0828 0.0101 0.0261
1905 23.9569 0.0308 0.0808 0.0107 0.0276
1906 23.9569 0.0416 0.0626 0.0117 0.0303
1907 23.9569 0.0359 0.0626 0.0134 0.0339
1908 24.8774 0.0358 0.0646 0.0174 0.0445
1909 24.0129 0.0350 0.0667 0.0167 0.0397
1910 24.0129 0.0329 0.0606 0.0171 0.0400
1911 24.9355 0.0377 0.0626 0.0172 0.0405
1912 24.9355 0.0396 0.0626 0.0185 0.0427
1913 25.5374 0.0404 0.0626 0.0205 0.0443
1914 25.8813 0.0404 0.0667 0.0222 0.0497
1915 26.1393 0.0404 0.0808 0.0259 0.0525
1916 28.1169 0.0471 0.0848 0.0246 0.0465
1917 33.0181 0.0519 0.0788 0.0250 0.0352
1918 38.7790 0.0582 0.0788 0.0246 0.0560
1919 44.5400 0.0602 0.0747 0.0302 0.0451
1920 51.5907 0.0661 0.0909 0.0346 0.0496
1921 46.0877 0.0681 0.1515 0.0341 0.0765
1922 43.1642 0.0744 0.1515 0.0355 0.0728
1923 43.9381 0.0819 0.1960 0.0363 0.0711
1924 44.0241 0.0958 0.1838 0.0380 0.0804
1925 45.1419 0.1021 0.1636 0.0409 0.0740
1926 45.5718 0.1053 0.1394 0.0390 0.0706
1927 44.7120 0.1081 0.1697 0.0395 0.0716
1928 44.1101 0.1065 0.1717 0.0397 0.0712
1929 44.1101 0.1057 0.1717 0.0426 0.0714
1930 42.9923 0.0962 0.1879 0.0404 0.0715
1931 39.2089 0.0926 0.2889 0.0404 0.0818
1932 35.1677 0.0930 0.2848 0.0500 0.3125
1933 33.3620 0.0922 0.2566 0.0522 0.2945
1934 34.4798 0.0994 0.2848 0.0544 0.2142
1935 35.3396 0.1049 0.3515 0.0536 0.2170
1936 35.6836 0.1203 0.3495 0.0602 0.2411
1937 36.9733 0.1259 0.3253 0.0661 0.2260
1938 36.2855 0.1350 0.3556 0.0676 0.2349
1939 35.7696 0.1386 0.3879 0.0727 0.2773
67
1940 36.1135 0.1437 0.4000 0.0794 0.2841
1941 37.9192 0.1607 0.3980 0.0977 0.2730
1942 41.9604 0.1793 0.3966 0.1227 0.2738
1943 44.5400 0.1991 0.3966 0.1323 0.2784
1944 45.3138 0.2201 0.3939 0.1521 0.2729
1945 46.3457 0.2337 0.3939 0.1638 0.2774
1946 50.3009 0.3042 0.3782 0.2131 0.2980
1947 57.5236 0.3220 0.3782 0.2623 0.4082
1948 61.9948 0.3330 0.3782 0.3064 0.5178
1949 61.3929 0.3528 0.3782 0.3695 0.6730
1950 61.9948 0.3922 0.3782 0.4305 0.7780
1951 66.8960 0.4346 0.3782 0.5312 0.7400
1952 68.3577 0.5252 0.3782 0.5951 1.0723
1953 68.8736 0.6131 1.1414 0.9293 1.5062
1954 69.2175 0.7740 1.4848 1.5902 2.5104
1955 68.9596 0.9216 1.3434 2.9230 4.6745
1956 69.9914 1.1215 1.3232 4.0250 4.6226
1957 72.4850 1.2618 1.8343 4.7190 6.0076
1958 74.4626 1.4909 2.8444 6.2529 8.6565
1959 75.0645 2.2671 3.7192 8.3314 9.1326
1960 76.2683 2.8068 3.9394 8.7874 9.0980
1961 77.0421 4.0180 6.2020 9.6318 9.0980
1962 77.9020 6.2340 9.5960 12.2991 9.8857
1963 78.8478 11.2581 12.5253 17.8755 16.2310
1964 79.8796 21.0060 37.3737 24.7524 20.5332
1965 81.2554 30.5394 44.8485 31.1447 27.0689
1966 83.5770 43.1190 44.8485 36.4276 34.2365
1967 85.9845 53.6734 54.7475 44.4027 43.5509
1968 89.5959 66.5877 77.3737 56.8071 58.7517
1969 94.4110 82.6769 87.8788 73.4754 77.6835
1970 100.0000 100.0000 100.0000 100.0000 100.0000
1971 104.2992 118.1085 113.8384 128.2138 107.4186
1972 107.7386 134.6694 125.5556 455.3960 168.6721
1973 114.4454 153.1227 125.6566 3215.5508 959.1240
1974 126.9991 204.9258 150.2020 15087.2514 7201.4976
1975 138.6071 268.8824 183.2323 66885.4021 42512.1191
1976 146.6036 389.4241 249.3939 200201.1855 113002.0776
1977 156.0619 557.3119 324.2424 368658.9074 186426.5928
1978 168.0138 769.8894 422.6263 505711.5165 274030.4709
1979 186.9304 1354.4843 859.1919 702436.9158 322420.3601
1980 212.2098 2698.8167 1323.2323 921862.5826 337603.8781
1981 234.2218 5279.5074 2581.8182 1009813.3031 337603.8781
1982 248.5813 10811.9260 5104.4444 1219180.7213 440685.5956
1983 256.5778 28544.7847 19878.7879 1500709.1527 682029.0859
1984 267.4979 89991.2375 64323.2323 1846462.7313 852475.7618
68
1985 277.0421 307976.8279 211919.1919 2334231.3986 1392486.1496
1986 282.3732 553325.0183 301797.9798 2739350.1756 1670100.4155
1987 292.6913 2564171.8986 1459616.1616 3326993.8684 1899298.8227
1988 304.6432 27698530.6815 15460606.0606 3748958.4176 2120948.7535
1989 319.2605 574166061.9908 229454545.4545 4551659.9750 2299688.3657
1990 336.5434 9881205398.2143 3435555555.5556 5795581.3222 2639369.8061
1991 350.8169 56589663315.5340 21591919191.9192 6876930.2020 3023026.3158
1992 361.3929 689885010371.5240 250250000000.0000 7749977.9816 3138677.2853
1993 372.0550 17779351685049.1000 6587979797979.7800 8698057.6302 3498701.5235
1994 381.7713 180719998137850.0000 47000000000000.0000 9476141.5984 3637292.2438
1995 392.5193 221216027470886.0000 54027777777777.8000 10253056.7182 3434643.3518
1996 404.0413 242375233911263.0000 57744444444444.4000 11007844.4555 3568819.2521
1997 413.4136 255037688181355.0000 62022222222222.2000 11683511.3485 3629761.0803
1998 419.8624 259258506271386.0000 67150000000000.0000 12280057.3971 3984504.8476
1999 429.1488 282435669128015.0000 99388888888888.9000 12689476.3695 4404259.0028
2000 443.5082 299310051812296.0000 108633333333333.0000 13178016.1861 4670100.4155
2001 455.8040 322277418319042.0000 128911111111111.0000 13647717.7066 5496364.2659
2002 463.2846 362659659801294.0000 196294444444444.0000 13988062.9259 5963815.7895
2003 473.7747 396388867883000.0000 160511111111111.0000 14381155.3748 5985197.3684
2004 486.4144 426512423442979.0000 147466666666667.0000 14531861.7450 5276402.3546
2005 502.8375 450777682622734.0000 130038888888889.0000 14976445.5370 4845654.4321
2006 518.9166 464938936239876.0000 118777777777778.0000 15483823.6500 4590373.9612
69
Argentina Argentina Colombia Colombia Perú
IPC Câmbio IPC Câmbio IPC
IPCAR FXAR IPCCO FXCO IPCPE
1900 0.1237 0.6237 1.3201 6.3908 1.9851
1901 0.1426 0.6237 1.4742 6.3908 2.1379
1902 0.1426 0.6177 1.0406 6.3908 1.7317
1903 0.1385 0.6237 1.3201 6.3908 1.9603
1904 0.1428 0.6237 1.3008 6.3908 2.0367
1905 0.1502 0.6237 1.3972 6.3908 2.6742
1906 0.1622 0.6237 1.5610 8.2766 2.7010
1907 0.1665 0.6177 1.6959 7.7004 2.7523
1908 0.1694 0.6177 1.5417 6.7575 2.8789
1909 0.1829 0.6177 1.5128 7.9623 2.4701
1910 0.1815 0.6177 1.5128 5.2383 2.4182
1911 0.1833 0.6476 1.6573 5.2383 2.4956
1912 0.1910 0.6416 2.0524 5.2383 2.2660
1913 0.1967 0.6057 2.4667 5.2383 2.5470
1914 0.1967 0.4258 2.3800 5.2383 2.6489
1915 0.2133 0.5637 2.3222 5.5526 2.8528
1916 0.2303 0.5817 2.3414 5.3955 3.1324
1917 0.2779 0.5997 2.2451 5.6574 3.6148
1918 0.3765 0.5997 2.3414 4.9240 4.1751
1919 0.3549 0.6057 3.8061 4.7145 4.7847
1920 0.4281 0.6596 4.0180 5.8146 5.3445
1921 0.3853 0.8215 2.8232 5.9717 5.0666
1922 0.3324 0.7316 2.9003 5.7098 4.8386
1923 0.3266 0.7616 3.1701 5.5003 4.5821
1924 0.3329 0.7676 3.7675 5.2907 4.7608
1925 0.3241 0.6536 4.8852 5.3431 5.0941
1926 0.3150 0.6536 5.1454 5.3431 5.1196
1927 0.3119 0.6237 4.9045 5.3431 4.9404
1928 0.3088 0.6237 4.9623 5.3431 4.6094
1929 0.3119 0.6296 5.3188 5.4479 4.5080
1930 0.3151 0.7196 4.2878 5.4479 4.3051
1931 0.2766 0.8995 3.2665 5.4479 4.0253
1932 0.2508 1.0254 2.6594 5.5003 3.8482
1933 0.2876 0.8215 3.6808 6.3908 3.7481
1934 0.2584 0.7863 4.2878 8.4861 3.8231
1935 0.2749 0.8074 4.0855 9.3766 3.8728
1936 0.3004 0.7968 4.9045 9.1671 4.0780
1937 0.3084 0.7995 4.9045 9.2195 4.3349
1938 0.3066 0.8100 5.5212 9.3766 4.1585
1939 0.3116 0.8549 5.7235 9.1671 4.3580
70
1940 0.3186 0.8865 5.5212 9.1671 4.7569
1941 0.3274 0.8865 5.5212 9.1671 5.2556
1942 0.3469 0.8865 5.9259 9.1671 5.7045
1943 0.3507 0.8654 6.9473 9.1671 6.4065
1944 0.3643 0.8654 8.3830 9.1671 7.2505
1945 0.4465 0.8654 9.2020 9.1671 8.0561
1946 0.5301 0.8654 10.0114 9.1671 9.0343
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72
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1990 1365996149.8708 76046.5597 23563.2000 2047.2059 1127.7592
1991 2601205857.0198 90339.2234 24568.0000 2682.1908 1374.5819
1992 4228165374.6770 101124.0053 24923.2000 3536.6531 1773.6901
1993 5589664082.6873 109223.2135 24847.2000 5161.4135 2363.4337
1994 5542118863.0491 116925.1393 42600.0000 8817.5372 3790.4125
1995 6018863049.0956 177686.5769 61140.0000 13809.6408 6465.9978
1996 6686046511.6279 226914.3024 62807.2000 28067.1409 10624.3032
1997 7028423772.6098 262581.8409 64666.4000 38622.9695 11243.0323
1998 8111111111.1111 311446.0742 78920.0000 50173.5250 12586.3991
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2000 9098449612.4031 381152.7963 76577.6000 68310.9243 15602.0067
2001 8880103359.1731 397936.8542 73138.4000 76700.7064 17012.2631
2002 9083204134.3669 420621.1626 82500.0000 100643.2063 31243.0323
2003 8971834625.3230 437347.2548 89888.0000 127901.6184 35674.4705
2004 8480103359.1731 460049.2872 90118.4000 152439.4687 42809.3645
2005 8850904392.7649 475381.5384 86221.6000 174327.2411 47937.5697
2006 8284237726.0982 494650.0621 87048.0000 203904.0195 47937.5697
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