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sexta-feira, 26 de janeiro de 2018

Regime de Metas de Inflação no Brasil e Modelos de Previsão para o IPCA

Regime de Metas de Inflação no Brasil e Modelos de Previsão para o IPCA

Texto: Amanda Seixas Diniz e Sinézio Fernandes Maia

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A taxa de inflação é um importante agregado macroeconômico, o qual é responsável por medir a variação dos preços dos produtos que compõem a cesta básica dos consumidores de uma determinada economia. Por definição, a taxa de inflação é medida pelos índices de preços. Dado o objetivo de cada índice, estes podem ser construídos a partir das mais variadas cestas de bens e serviços, com diferentes periodicidades, considerando os preços mais relevantes para determinados grupos de consumidores (por exemplo, produtores, residentes de uma região específica). No Brasil, o Índice de Preço ao Consumidor Amplo é o principal indicador de inflação, tendo em vista que o mesmo foi escolhido pelo Conselho Monetário Nacional como referência do sistema de metas de inflação. O IPCA é um índice de preço do tipo Laspeyres, o qual considera uma cesta básica comum aos residentes de 9 Regiões Metropolitanas mais Brasília e Goiânia, sendo calculada a variação de preços de seus itens, ponderando de acordo com sua respectiva relevância na cesta. O índice fechou o ano de 2017 com uma variação de 2,95%, abaixo da taxa de 6,98% registrada em 2016. Em dezembro, o IPCA registrou uma alta de 0,44%, sendo influenciado pela alta dos grupos de alimentos e bebidas e de transportes.* O resultado do indicador encontra-se abaixo do estabelecido pelo regime de metas de inflação, o qual determina que o centro da meta a ser perseguida pelo Banco Central do Brasil é de uma taxa de inflação de 4,5%, variando em 1,5p.p. para mais ou para menos do centro.

O regime de metas de inflação surgiu como proposição prática do chamado monetarismo tipo II, também conhecido como modelo novo-clássico, substituindo o regime de metas monetárias. Alguns dos principais percursores desses modelos foram Neil Wallace, Thomas Sargent e Edward Prescott. Apesar de ser um modelo distinto do monetarismo tipo I, os autores incorporaram aos seus modelos a hipótese da existência de uma taxa natural de desemprego e a concepção monetarista de que a inflação é um fenômeno monetário (MODENESI, 2005). Outras hipóteses dos modelos novo-clássicos são as expectativas racionais, bem como, o equilíbrio contínuo do mercado.

Países como Canadá, Nova Zelândia, Austrália, Reino Unido e Espanha foram um dos primeiros a adotarem o regime de metas de inflação. Tal regime consiste em uma estratégia de condução da política monetária baseada no anúncio de uma meta de inflação a ser perseguida pela autoridade monetária. O anúncio das metas gera uma maior transparência em tal condução, de modo a aprimorar os canais de comunicação entre o Banco Central e os agentes, possibilitando um maior monitoramento e avaliação da política monetária.

No Brasil, após o agravamento do processo inflacionário, na década de 1980, bem como, dos inúmeros planos de estabilização, e, da implantação do Plano Real; o regime de metas de inflação foi adotado formalmente no dia 1º de julho de 1999. Por meio do Decreto Presidencial nº 3.088, de 21 de junho de 1999, o regime foi estabelecido como diretriz da política monetária, sendo a taxa básica de juros Selic utilizada como instrumento de política monetária. O Conselho Monetário Nacional (CMN) estabeleceu, por meio da Resolução nº 2.165, de 30 de junho de 1999, que o índice de preços a ser utilizado seria o Índice de Preços ao Consumidor Amplo (IPCA) divulgado pelo Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística. Com um intervalo de tolerância de 2p.p. para menos ou para mais, a meta da inflação para o ano de 1999, 2000, 2001 foram de 8%, 6% e 4%, respectivamente.

Tendo em vista que tal regime tem como estratégia uma maior transparência na condução da política monetária, o anúncio das metas funciona como um balizador das expectativas dos agentes, de modo que a inflação convirja para sua taxa natural (BERNANKE et. al., 1999). Segundo Carvalho e Minella (2009), as previsões têm um papel importante no processo de decisão da política monetária, pois estas também fazem parte do processo decisório das firmas, afetando a inflação efetiva, levando o Banco Central a definir instrumentos que conduzam as expectativas de inflação a estarem ancoradas nas metas. Sendo assim, outro aspecto importante da política monetária no Brasil é a coleta das expectativas dos agentes quanto ao comportamento da economia. Para isto, o Boletim Focus, divulgado semanalmente pelo Banco Central, contempla as projeções de 100 analistas e agências de investimentos para os principais indicadores macroeconômicos, inclusive para a própria inflação, pautados nos mais diversos métodos de estimação para obtenção de tais projeções. Segundo a pesquisa divulgada na última semana de dezembro de 2017, os agentes esperavam uma inflação de 0,28% para dezembro e, de 2,78% (acumulada 12 meses) para 2017.

Dentre os diversos métodos de previsão, a metodologia Box-Jenkins (BJ), também conhecida como método ARIMA, é amplamente utilizada no processo de obtenção de projeções do comportamento das variáveis econômicas. Segundo Gujarati (2011), a ênfase dessa ferramenta de previsão não está na construção de modelos uniequacionais ou de sistemas de equações simultâneas, mas na construção de previsões a partir do passado da própria variável de estudo. Por isso, os modelos ARIMA são comumente considerados como ateoréticos por não derivarem de nenhuma teoria econômica. Apesar disso, a metodologia BJ é amplamente utilizada por apresentar uma alta capacidade de previsão.

Os modelos ARIMA(p,d,q) admitem que o comportamento de determinada variável seja explicado por um processo autorregressivo integrado de médias móveis, isto é, pelo seu próprio passado, bem como, por uma combinação linear de termos de erro ruído branco. Além disso, o termo "integrado" está associado ao fato que, se a variável não for estacionária, esta é integrada, sendo sua primeira (ou mais) diferença(s) estacionária. O termo "p" indica o número de defasagens da própria variável que explicam seu comportamento, enquanto o termo "q" representa o número de defasagens dos termos de erros i.i.d., e, o termo "d", a quantidade de diferenciações necessárias para estabilizar a série. 

Vale ressaltar que as variáveis podem incorrer em um processo autorregresivo puro - AR(p), bem como, em um processo de médias móveis puro - MA(q), ou uma combinação de ambos os processos - ARMA(p,q). Segundo Gujarati (2011), a primeira etapa da metodologia BJ busca identificar qual processo descreve o comportamento da variável, ou seja, busca identificar os números correspondentes aos termos p, d e q. A ferramenta utilizada na identificação são as funções de autocorrelação e autocorrelação parcial, as quais resultam graficamente em correlogramas, os quais demonstrarão os números relativos a p e q. Ao estimar tais funções para a série mensal do IPCA, de janeiro de 1999 a setembro de 2017, mesmo em primeira diferença, não foram obtidos resultados satisfatórios. Com isso, optou-se por trabalhar com a série do número-índice do IPCA, de janeiro de 2005 a setembro de 2017 (descartando o período anterior por apresentar quebra estrutural), logaritmizada, em primeira diferença. Também foram efetuadas tentativas com modelos SARIMA, retirando a sazonalidade da série. Todavia, os resultados obtidos não foram convincentes.

Ao serem gerados os correlogramas, observou-se que quantidade de coeficientes de correlação fora do intervalo de confiança indicaram uma grande quantidade de defasagens para a variável e para os termos de erro ruído branco. Logo, foram estimados 45 modelos, correspondendo à segunda etapa da metodologia BJ. A terceira etapa consiste na verificação do diagnóstico, com ênfase nos testes relacionados ao termo de erro de cada modelo - testes de raiz unitária, bem como, de normalidade, buscando identificar a presença de ruído branco. Pelo fato de todos os modelos apresentarem termo de erro i.i.d, foram escolhidos os modelos com os menores erros quadrados médios (EQM), sendo estes monitorados desde setembro de 2017 quanto à sua capacidade de previsão, a qual, por fim, representa a última etapa da metodologia. Além disso, após a divulgação da taxa de inflação de cada mês, a mesma foi incorporada à base de dados para estimação das previsões do mês seguinte. A tabela a seguir contempla os modelos com os seus respectivos EQM, bem como, as previsões para os meses de outubro, novembro, e dezembro de 2017, e, janeiro de 2018.


Apesar de apresentarem os menores EQMs, os modelos acima ainda exigem uma maior dedicação para torná-los ainda mais robustos. Isto pode ser justificado pelo fato de se tratarem de modelos ARIMA de série univariada, ou seja, que levam em consideração apenas o comportamento da variável em questão. Outra explicação se deve ao comportamento do IPCA-15, indicador considerado como uma prévia do próprio IPCA. Foi perceptível que, quando divulgado o IPCA-15, houve uma correção das expectativas por parte dos agentes, o que, provavelmente, influenciou no resultado da inflação oficial, fato negligenciado pelos autores do texto, e que merece posterior atenção.


*IPCA fecha 2017 em 2,95%, a menor alta do indicador em quase 20 anos - Valor Econômico


Referências

BANCO CENTRAL DO BRASIL. Índices de preços. Brasília: Gerin, 2003. (Série Perguntas Mais Frequentes).
BANCO CENTRAL DO BRASIL. Resolução nº 2615 de junho de 1999. Disponível em: <https://www.bcb.gov.br/pre/normativos/busca/downloadNormativo.asp?arquivo=/Lists/Normativos/Attachments/45112/Res_2615_v2_L.pdf>. Acesso em: 20 jan. 2018.
BERNANKE, B. et a. Inflation targeting: lessons from the international experience. Princeton: Princeton University, 1999.
BRASIL. Decreto nº 3.088, de 21 de junho de 1999. Estabelece a sistemática de "metas de inflação"como diretriz para fixação do regime de política monetária e dá outras providências. Diário Oficial da União, Brasília, p. 4. Retirado no DOU, de 23/06/1999, p. 1.
FRIEDMAN, M. Should there be an independent monetary authority? IN: LEUBE, K. R. (Ed.) The Essence of Friedman. Stanford: Hoover Institution Press, 1987.
GUJARATI, D. N., PORTER, D. C. Econometria Básica. Porto Alegre: AMGH, 2011.
KYDLAND, F.; PRESCOTT, E.C. Rules Rather than Discretion: The inconsistency of optimals plans. Journal of Political Economi, v. 85, n.3, p. 473-492, 1977.
MODENESI, A. M. Regimes Monetários: Teoria e experiência do Real. Rio de Janeiro: Manole, 2005.
MORETTIN, Pedro A. Econometria Financeira: Um curso em séries temporais financeiras. São Paulo: Universidade de São Paulo, 2006.

segunda-feira, 8 de janeiro de 2018

Consumo e a Economia Brasileira

Consumo e a Economia Brasileira

Texto: Amanda Seixas Diniz e Sinézio Fernandes Maia

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Após 15 trimestres de queda, a economia brasileira registrou os primeiros sinais de uma possível recuperação, com o PIB crescendo a 0,6% (acumulado) até setembro. Segundo o Jornal Valor Econômico, com exceção do primeiro trimestre, o qual foi impulsionado pela agricultura, o Consumo das Famílias foi o responsável pelo crescimento de 0,7% e 0,1% no segundo e terceiro trimestre respectivamente. A Formação Bruta de Capital Fixo, representando o Investimento da economia, voltou a crescer, apresentando uma alta de 1,6% em relação ao trimestre anterior. Portanto, percebe-se uma retomada da atividade econômica quando analisados os componentes da demanda agregada brasileira.*
Created with Highstock 6.0.4R$milhõesComponentes da Demanda Agregada - R$milhões (1997T1-2017T3)Componentes da Demanda Agregada - R$milhões (1997T1-2017T3)Fonte: Sistema Gerenciador de Séries Temporais (SGS - Banco Central)PIBConsumo das FamíliasGastos GovernamentaisInvestimento(FBCF)200020052010201502M4M6M8M
Na década de 1930, influenciado pela crise na Grã-Bretanha, bem como, pela Grande Depressão vivenciada pela economia dos EUA, o economista britânico John Maynard Keynes propôs em seu livro A Teoria Geral do Emprego, do Juro e da Moeda um modelo de determinação da renda e do emprego sob a ótica da demanda agregada. De acordo com Ackley (1978), Keynes considerava que os acontecimentos econômicos da época estavam relacionados a uma falha na teoria ortodoxa clássica, a qual tinha como base a oferta agregada e o equilíbrio orçamentário do governo.

O modelo keynesiano, demonstrado rigorosamente por Simonsen (1983), está fundamentado na ideia de que, para que o produto (Y) esteja em equilíbro, este deve ser igual à demanda agregada (DA). Admitindo que se trata de uma economia fechada, o produto total equivale à renda nacional e, a demanda agregada é composta pelo Consumo das Famílias (C), Investimento (I) - realizado pelas firmas em máquinas e equipamentos, e, Gastos do Governo (G); de modo que:

Y=DA
Y=C+I+G

A identidade pode ser reescrita, levando em consideração que a renda nacional é a soma dos pagamentos às famílias em troca dos fatores de produção ofertadas por elas, sendo esta consumida (C), poupada (S) ou destinada ao pagamento de impostos (T).

Y=C+S+T

Segundo Branson e Litvack (1978), o modelo keynesiano admite que, no equilíbrio, a parcela da renda que não é consumida pelas famílias (S+T) é igual ao que os outros dois setores da economia desejam comprar - firmas e governo (I+G). Um desequilíbrio entre (S+T) e (I+G) causariam mudanças no nível da renda, até que esta voltasse ao nível de equilíbrio. Para entender como se dá a determinação da renda de equilíbrio, se faz necessário entender o comportamento de cada um dos componentes da demanda agregada - C, I, G.

O investimento é uma das variáveis-chaves do modelo keynesiano. Segundo Keynes (1936), o nível de investimento de uma economia seria determinado independentemente do nível de renda, dependendo apenas das expectativas das firmas quanto ao comportamento da economia, bem como, da taxa de juros. Entretanto, o modelo desconsidera a taxa de juros, sendo, portanto, o investimento um componente autonômo. Os gastos governamentais também são considerados como um componente autônomo da demanda, por indepederem do nível de renda, sendo determinados pelos formuladores de política econômica.

O consumo costuma apresentar a maior participação na renda de uma economia. Pode-se observar na figura 1 um comportamento semelhante do PIB e do Consumo das Famílias, sendo seus valores muito próximos. Isto pode ser explicado pelo modelo keynesiano, o qual propõe que o consumo seja uma função estável da renda disponível (FROYEN, 2006). A renda disponível corresponde ao que resta da renda total após o pagamento de impostos (YD=Y-T). Vale ressaltar que Keynes não excluía a possibilidade das demais variáveis afetarem o nível de renda, entretanto, o autor considerava que a renda era um fator dominante na determinação do consumo. Tal relação entre consumo e renda ficou conhecida como a Função Consumo, sendo:

C=a+bYD

O parâmetro (a) correponde ao consumo que se dá de forma independente à renda, sendo determinado por variáveis não inclusas no modelo (por exemplo, riqueza, herança), logo, este é maior do que zero. O parâmetro (b) capta o efeito marginal, ou seja, indica quanto o consumo aumentará dado um aumento da renda disponível, sendo denominado como propensão marginal a consumir (PMgC), estando o seu valor entre 0 e 1, de modo que um aumento na renda não cause um aumento mais que proporcional no consumo.
Considere o gráfico a seguir:


No eixo vertical, tem-se os componentes da demanda agregada; enquanto no eixo horizontal, encontra-se a renda. A reta que representa a Função Consumo, quando intercepta o eixo vertical, indica que, quando a renda for zero, o consumo será igual ao parâmetro a. Conforme a renda aumenta, o consumo aumenta de acordo com o parâmetro b. A reta que encontra-se acima da reta da Função Consumo, representa a soma entre o Consumo, o Investimento e os Gastos Governamentais, sendo, portanto, a Demanda Agregada. Percebe-se que a inclinação das duas retas é a mesma, sendo a distância entre elas igual a (I+G). A linha de 45º indica a igualdade entre a renda e a demanda agregada. Quando a reta da Demanda Agregada intercepta a linha de 45º, têm-se a renda de equilíbrio.

Para o Brasil, foi estimada uma Função Consumo como exercício empírico, mas fugindo da precisão exigida nas hipóteses das Contas Nacionais. Utilizou-se como proxies das variáveis o Produto Interno Bruto a Preços de Mercado (Renda Nacional), o Consumo das Famílias, o Consumo da Administração Pública, a Formação Bruta de Capital Fixo (disponibilizadas pelo Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística), bem como, a Arrecadação das Receitas Federais (disponível no banco de dados do Ipeadata). O resultado econométrico preliminar foi o seguinte:

C=-23103,6747+0,6283YD

Por meio da estimação, foi possível identificar uma propensão marginal a consumir de 0,63, o que significa que, dado um aumento na renda disponível de R$1,00, as famílias irão consumir R$0,63, sendo os R$0,37 poupados. Além disso, foi encontrada uma renda de equilíbrio de R$6.376.494,00milhões, sendo inferior à registrada atualmente - R$6.488.753,00.**

O modelo keynesiano foi uma grande contribuição para a Macroeconomia ao desenvolver uma teoria sob a ótica da demanda para a determinação da renda, bem como, ao influenciar o desenvolvimento de outras teorias econômicas (Modelo IS-LM, por exemplo). O modelo obteve sucesso ao encontrar a causa da Depressão de 1930 - insuficiência da demanda agregada. Entretanto, o modelo sofreu críticas por propor o aumento dos gastos governamentais a fim de gerar crescimento econômico desconsiderando o equilíbrio orçamentário governamental proposto pelos clássicos, entrando em declínio após não ser verificado crescimento por meio dos gastos. Os monetaristas, ao afirmarem que a renda nominal e os preços são funções da oferta monetária, contrariam os keynesianos, os quais consideravam que a demanda agregada determinava o nível de renda. Friedman constatou empiricamente que a política fiscal não tem efeito direto na renda, estando condicionada às ações da política monetária (LOPREATO, 2013). Com isso, de acordo com Modenesi (2005), a partir da década de 1970, o modelo monetarista passou a embasar a condução da política monetária em diversos países.


"Economia brasileira cresce 0,1% no terceiro trimestre, aponta IBGE" - Valor Econômico
**  Vale ressaltar que a estimação foi apenas um exercício empírico, logo, as propriedades estatísticas desejáveis do modelo econométrico não foram completamente verificadas, comprometendo a precisão dos dados.


Referências
ACKLEY, Gardner. Teoria Macroeconômica. 2. ed. São Paulo: Pioneira, 1978.
BRANSON, William H.; LITVACK, James M.. Macroeconomia. São Paulo: Harper & Row do Brasil, 1978.
FROYEN, Richard T.. Macroeconomia. 5. ed. São Paulo: Saraiva, 2008.
LOPREATO, Francisco Luiz C.. Milton Friedman e a Efetividade da Política Fiscal. Revista Economia Contemporânea, Rio de Janeiro, v. 17, n. 2, p.201-220, ago. 2013.
MODENESI, André de Melo. Regimes Monetários: Teoria e a experiência do real. Barueri: Manole, 2005.
SIMONSEN, Mário Henrique. Dinâmica Macroeconômica. São Paulo: Mcgraw-Hill do Brasil, 1983.


sexta-feira, 22 de dezembro de 2017

Infomoney TV - Participação

O coordenador adjunto do projeto, Prof. Dr. Felipe Pontes, fez a gravação do #30Minutos que foi ao ar nesta sexta-feira (22/12), no InfoMoney TV. Em sua entrevista, ele fala sobre o Projeto Sala de Ações, bem como, sobre outras pesquisas as quais ele esteve desenvolvendo em finanças e as aplicações práticas dessas pesquisas.

Assista:

sexta-feira, 8 de dezembro de 2017

Newsletter Novembro - Prêmio Elo Cidadão

A Sala de Ações recebeu o prêmio Elo Cidadão nos ENEX de 2016 e 2017. Assim, foi um dos destaques da newsletter mensal publicada pela Assessoria de Extensão do CCSA, ressaltando a importância e conquistas do projeto ao longo de sua trajetória.

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