A versão padrão da curva de Phillips novo-keynesiana tem sido criticada por não conseguir explicar a existência de trade-off entre estabilizar a inflação e estabilizar o hiato entre o produto efetivo e o produto natural. Blanchard e Galí (2006) fazem uma nova abordagem sobre o tema, mostrando que quando a rigidez dos salários reais é incorporada à estrutura novo-keynesiana, estabilizar o hiato entre o produto efetivo e o natural não é a mesma coisa que estabilizar o hiato entre o produto efetivo e o eficiente. Disso emerge uma nova visão analítica, segundo a qual existe um trade-off de curto prazo entre estabilizar a inflação e estabilizar o hiato entre o produto efetivo e o eficiente. O produto eficiente é definido como sendo o nível ótimo de produto de uma economia funcionando em concorrência perfeita no mercado de produtos e de trabalho, situação em que se verifica a alocação eficiente dos fatores de produção.
Essa abordagem foi utilizada neste estudo para testar se a teoria em questão é consistente com dados da economia brasileira e estimar uma nova curva de Phillips para o Brasil. O modelo precisou receber duas adaptações simples, porém fundamentais: as variáveis representativas do desemprego (u e dos choques de oferta () Δυ) foram defasadas em um mês. A justificativa para essa adaptação é que as firmas contratam os salários e os insumos M até o último dia do mês anterior para cumprir o seu plano de produção do mês corrente. Portanto, as mudanças que estão ocorrendo no próprio mês não chegam a influenciar a inflação corrente, mas contribuem para a formação das expectativas da inflação futura, razão porque foram mantidas na lista de instrumento. Como se utilizou séries com periodicidade mensal neste trabalho, o efeito desse comportamento dos agentes econômicos fica mais evidente e sensibiliza as estimações.
Previamente ao processo de estimação, as séries temporais foram submetidas a testes de estacionariedade, cujos resultados – presença de raiz unitária - indicaram que
inflação e desemprego não são estacionárias, mas o teste de co-integração de Engle-Granger
mostrou que elas são co-integradas, fato que justificou a utilização dessas séries em nível. O processo de estimação foi realizado pelo Método Generalizado dos Momentos
(GMM), com dezesseis instrumentos para cinco parâmetros a serem estimados. A estatística
de Hansen foi aplicada e confirmou que as restrições de sobre-identificação estão satisfeitas. A conclusão dos estudos econométricos levou a uma equação da curva de Phillips que se adaptou perfeitamente ao conteúdo teórico. Os coeficientes estimados foram todos estatisticamente significativos e os respectivos sinais ficaram consistentes com o determinado
pela teoria. Também foram amplamente satisfeitas as restrições de natureza teórica que impõem que o coeficiente da inflação defasada deva se situar no intervalo [0,5, 1], o coeficiente da inflação futura esteja no intervalo [0, 0,5] e que a soma dos dois coeficientes seja igual a 1.
Conclui-se dos estudos que o coeficiente de rigidez γ =0,76 é relativamente baixo. Os estudos mostram que apenas 3% do salário corrente é herdado do salário de treze meses atrás. O restante do salário corrente é constituído por 24% da tms corrente e por uma somatória de tms que vigoraram nos meses intermediários, todas ponderadas pelo fator
) 1 ( γ
γi − .
Como a tms é igual ao salário ofertado pelos trabalhadores, em livre concorrência, conclui-se que o índice de rigidez também transmite ao salário corrente parte dos salários que foram ofertados pelos trabalhadores em meses anteriores.
Pôde-se verificar também que, na hipótese de elevação de preços dos insumos M em 1%, a autoridade monetária enfrenta o seguinte trade-off de curto prazo: permitir uma inflação de 0,15%, mantendo-se estabilizado o hiato entre o produto efetivo e o eficiente; ou manter a inflação estabilizada, mas variando-se negativamente em 0,28% o hiato entre o
produto efetivo e o eficiente (em módulo, significará um aumento do hiato). Orientações
intermediárias são também sempre possíveis.
Outra inferência que se pôde fazer dos estudos foi que quanto mais baixo for o coeficiente de rigidez, γ , mais transitório é o trade-off. Para a hipótese de γ =0 cairíamos no caso de perfeita flexibilidade dos salários, onde o salário real se igualaria à taxa marginal de
substituição e não haveria trade-off. Nesse caso, estabilizar a inflação coincidiria com
estabilizar o hiato entre o produto efetivo e o eficiente.
REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS
AREOSA, W. D. Dinâmica da inflação no Brasil: o caso de uma pequena economia
aberta. Dissertação de mestrado, Pontifícia Universidade Católica do Rio de Janeiro, 2004.
Disponível em: <http:// www.bacen.gov.br >. Acesso em 15 de setembro de 2006.
BLANCHARD, O; GALÍ, J. Real wage rigidities and the new Keynesian model. Journal of Money, Credit and Banking, 2006, (no prelo).
BRASIL. Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada – IPEA. Disponível em: <http:// www.ipeadata.gov.br. Acesso em 03 de março de 2007.
CALVO, A. G. Staggered prices in a utility maximizing framework. Journal of Monetary Economics, v. 12: 383-98, 1983.
DICKEY, D.; FULLER, W. A. Distribution of the estimates for autoregressive time series
with unit root. Journal of the American Statistical Association, v. 74, 427-31, 1979.
ENDERS, W. Applied Econometric Time Series, 2nd edition. Wiley, Hoboken, NJ, 2004. ELLIOT, G; ROTHENBERG, T. J.; STOCK, J.H. Efficient tests for an autoregressive unit
root. Econometrica, v. 64 (4): 813-36, 1996.
ENGLE, R. F.; GRANGER, C. W. J. Cointegration and error correction representation,
estimation and testing. Econometrica, v. 55 (2): 251-76, 1987.
ENGLE, R. F.; YOO, B. S. Forecasting and testing in co-integrated systems. Journal of Econometrics, v. 35: 143-59, 1987.
ERCEG, C. J.; HENDERSON, D. W.; LEVIN, A. T. Optimal monetary policy with
staggered wage and price contracts. Journal of Monetary Economics, v. 46: 281-313, 2000.
FRIEDMAN, M. The role of monetary policy. The American Economic Review, v. 58 (1): 1-17, 1968.
GALÍ, J.; GERTLER, M. Inflation dynamics: A structural econometric analysis. Journal of Monetary Economics, v. 44: 195-222, 1999.
GALÍ, J.; GERTLER, M.; LÓPEZ-SALIDO, J. D. European inflation dynamics. European Economic Review, v. 45: 1237-70, 2001.
GALÍ, J.; MONACELLI, T. Monetary Policy and Exchange Rate Volatility in a Small
Open Economy. Review of Economic Studies, v. 72 (3): 707-34, 2005.
GREENE, W. H. Econometric Analysis. Pearson Education, New York University, 5th. Edition, 2003.
GUJARATI, D. Economia Básica. Quarta Ed. São Paulo: Campus, 2006.
JOHANSEN, S. Estimation and hypothesis testing and cointegration vectors in Gaussian
vector autoregressive models. Econometrica, v. 59: 1551-80, 1991.
KITAMURA, Y.; PHILLIPS, P. C. B. Fully modified IV, GIVE, and GMM estimation
with possibly non-stationary regressors and instruments. Journal of Econometrics, v. 80:
85-123, 1997.
LUCAS, R. E. Jr.; RAPPING L. A. Price expectation and the Phillips Curve. The American Economic Review, v. 59 (3): 341-50, 1969.
________________________________. Real wages, employment and inflation. The Journal of Political Economy, v. 77 (5): 721-54, 1969.
LUCAS, R. E. Jr. Some international evidence on output-inflation tradeoffs. The American Economic Review, v. 63 (3): 326-34, 1973.
________________. Inflation and welfare. Econometrica, v. 68 (2): 247-74, 2000.
LIPSEY, R. G. The relation between unemployment and rate of change of money wage
rates in the United Kingdom, 1862-1957: a farther analysis. Economica, v. 27: 1-31, 1960.
MANKIW, N. G.; REIS, R. Sticky information vs. sticky prices: A proposal to replace the
New Keynesian Phillips Curve. Quarterly Journal of Economics, v. CXVII (4) 1295-1328,
2002.
MUTH, J. F. Rational expectations and the theory of price movements. Econometrica, v. 29 (3): 315-35, 1961.
NG S; PERRON P. Lag length selection and the construction of unit root testes with good
size and power. Econometrica, v 69 (6), 2001.
PHELPS, E. S. Phillips curve, expectations of inflation and optimal unemployment over
time. Economica, v. 34: 254-81, 1967.
PHILLIPS, A. W. The relation between unemployment and the rate of change of money
wage rates in the United Kingdom, 1861-1957. Economica, v. 25: 283-99, 1958.
PHILLIPS, P. C.; PERRON, P. Testing for unit root in time series regression. Biometrika, v. 75: 335-46, 1988.
QUINTOS, C. E. Analysis of cointegration vectors using the GMM approach. Journal of Econometrics (1998), v 85: 155-88, 1998.
ROMER, D. Advanced Macroeconomics, 2nd edition. MacGraw-Hill Higher Education. New York, 2001.
WOODFORD, M. Interest and Prices: Foundations of a Theory of Monetary Policy. Princeton University Press. New Jersey, 2003.
APÊNDICE A
APÊNDICE B
Figura 2: Choques de Oferta e Variação da Taxa de Câmbio Real Efetiva (em ln)
-.08 -.04 .00 .04 .08 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 CHOQUES DE OFERTA -.2 -.1 .0 .1 .2 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 VARIAÇÃO DA TAXA DE CÂMBIO REAL EFETIVA