Textos de política e situação económica - Banco de Portugal · exercício do Outono, realizado em Outubro de 2000, quando os sinais de abrandamento da econo-mia mundial, em particular

PERSPECTIVAS DA ECONOMIA PORTUGUESA PARA 2001-2002

1. INTRODUÇÃO

Neste Boletim Económico (BE) são apresentadasprojecções para a economia portuguesa, para 2001e 2002, referentes à evolução da actividade, princi-pais componentes da despesa, inflação e saldoconjunto das balanças corrente e de capital. Estasprojecções foram elaboradas pelo Banco de Portu-gal no âmbito do exercício da Primavera do Euro-sistema, cujos resultados para o conjunto da áreado euro foram divulgados no Boletim Mensal deJunho do Banco Central Europeu (BCE).

As projecções agora apresentadas para a econo-mia portuguesa têm por base, com excepção de al-gumas hipóteses específicas ao caso português, ashipóteses assumidas pelo conjunto do Eurosiste-ma. Nomeadamente, foram consideradas hipóte-ses técnicas de taxas de juro e de taxas de câmbioconstantes ao longo do horizonte de projecção. Fo-ram igualmente consideradas as hipóteses comunssobre evolução da economia mundial e dos preçosinternacionais das matérias-primas. Saliente-seainda que foi assegurado que as projecções paracada uma das economias da área do euro implícitanas projecções do Eurosistema para o conjunto daárea do euro foi tida em conta na elaboração dasprojecções para a economia portuguesa. Deste pro-cedimento resultou que o enquadramento externoda economia portuguesa será caracterizado porum menor dinamismo, nomeadamente quandocomparado com o enquadramento subjacente aoexercício do Outono, realizado em Outubro de2000, quando os sinais de abrandamento da econo-mia mundial, em particular dos EUA, eram aindapouco notórios. O crescimento da procura externarelevante para a economia portuguesa deveráabrandar de cerca de 11 por cento em 2000 para 6.8e 6.2 por cento, respectivamente em 2001 e 2002.Estas hipóteses representam uma revisão em baixa

entre 1 e 1.5 pontos percentuais em ambos os anosrelativamente ao exercício anterior.

Em 2001, a taxa de variação do PIB português,em termos reais, deverá situar-se no intervalo de 2a 2½ por cento, abaixo do valor de 3.2 por cento es-timado para 2000 (ver quadro 1). Para 2002, projec-ta-se uma estabilização da taxa de crescimento doproduto a níveis semelhantes aos de 2001, a quecorresponde a um intervalo de projecção entre 1¾e 2¾.

A evolução do produto projectada para 2001 re-flecte quer uma desaceleração das exportações, de-terminada no essencial pela evolução previstapara a procura externa, quer um abrandamento daprocura interna, que deverá repercutir-se numadesaceleração significativa das importações. Estaúltima deverá dominar a desaceleração das expor-tações permitindo que, já em 2001, a procura exter-na líquida passe a ter um contributo positivo parao crescimento do PIB, o que acontece pela primeiravez desde 1996.

O abrandamento da procura interna, já eviden-ciado em 2000, reflectirá, sobretudo, uma correc-ção relativamente a uma trajectória de crescimentomuito elevado observada nos anos anteriores.Assim, o abrandamento no ritmo de crescimentoeconómico é um elemento importante de um pro-cesso de ajustamento gradual da economia portu-guesa, que se traduzirá numa progressiva dimi-nuição do défice da balança de mercadorias e, emresultado, numa moderação do ritmo de aumentodo endividamento.

A informação de conjuntura já disponível paraos primeiros meses de 2001 confirma, de um modogeral, este cenário de abrandamento do crescimen-to económico. O indicador coincidente da activida-de estimado pelo Banco de Portugal apresenta

Banco de Portugal / Boletim económico / Junho 2001 5

Textos de política e situação económica

uma desaceleração marcada no primeiro trimestredo ano conforme se pode verificar no gráfico 1. Noentanto, é possível que a tendência de desacelera-ção da actividade económica apresentada pelo in-dicador coincidente tenha sido temporariamenteacentuada no primeiro trimestre por um conjunto

de efeitos especiais, como a pluviosidade anormal-mente elevada que se registou nesse período.

No que se refere à inflação, no âmbito do exer-cício da Primavera do Eurosistema projectou-separa 2001 uma variação média anual do ÍndiceHarmonizado de Preços no Consumidor (IHPC)no intervalo de 3.6 a 4.1 por cento (2.8 por centoem 2000) (ver quadro 1). No entanto, refira-se quea actualização desta projecção, tendo em conta ainformação que ficou entretanto disponível, apon-ta para valores superiores, compreendidos no in-tervalo entre 3.9 e 4.5 por cento (ver caixa: “A evo-lução recente dos preços dos bens alimentares não trans-formados: implicações para a projecção da inflação em2001”).

O aumento da inflação em 2001 reflecte três fac-tores principais. Em primeiro lugar, é de referir oelevado crescimento registado nos preços de al-guns bens alimentares, determinado no essencialpor acontecimentos que, de uma forma temporá-ria, afectaram a evolução do IHPC. Com efeito, re-flectindo o ressurgimento de notícias relacionadascom doenças animais, em especial a BSE, e condi-ções meteorológicas particularmente adversas emPortugal, a taxa de variação homóloga dos preçosdos “bens alimentares não transformados” regis-

6 Banco de Portugal / Boletim económico / Junho 2001


Gráfico 1INDICADOR COINCIDENTE DA ACTIVIDADE

Taxas de variação homóloga em percentagem

-2.0

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3.0

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7.0

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001

Fonte: INE e Comissão Europeia.

Quadro1

PROJECÇÕES DO BANCO DE PORTUGALNO ÂMBITO DO EXERCÍCIO DA PRIMAVERA DE 2001 DO EUROSISTEMA

Taxas de variação em percentagem

Estimativado Banco de

Portugal

Por memória:Projecção do Outono de 2000(a)

Projecção da Primavera de 2001

2000 2000 2001 2001 2002

Consumo privado . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 2.8 [2¾;3¼] [2½;3] [2;2½ ] [1¾;2¾]

Consumo público . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 3.6 3.2 1.7 1.7 1.0

Formação Bruta de Capital Fixo . . . . . . . . . . . . . . . . . . 4.0 [5¼;5¾] [2½;4½] [-1;1] [-1;3]

Procura interna . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 2.9 [3¼;3¾] [2½;3] [1½;2] [1½ ,2½]

Exportações . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 6.9 [8¼;8¾] [7½;8½] [5½;6½] [5¼;7¼]

Procura global . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 3.8 [4¼;4¾] [3¾;4¼] [2½;3] [2½;3½]

Importações . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 5.3 [8;8½] [6¼;7¼] [3;5] [2¼;6¼]

PIB . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 3.2 [2¾;3¼] [2½;3] [2;2½] [1¾;2¾]

Balança corrente + balança de capital (% PIB) . . . . . . -8.5 [-10;-9] [-9½;-8½] [-7¾;-6] [-8¼;-4¾]

Índice Harmonizado de Preços no Consumidor . . . . 2.8 2.8 [2.9;3.3] [3.6;4.1] [2.1;3.1]

Nota: (a) Divulgada no BE de Dezembro de 2000.

tou uma subida significativa, situando-se acima de10 por cento nos últimos meses. Outro factor im-portante é a subida da inflação internacional, quese traduz numa aceleração dos preços dos bens deconsumo. Por último, mais recentemente, é de re-ferir alguma aceleração dos salários nominais, re-flectida na contratação colectiva e evidente na ac-tualização do salário mínimo e da tabela salarialda função pública.

Na segunda metade do ano, espera-se a atenua-ção do ritmo de crescimento dos preços no consu-midor em resultado da correcção de efeitos debase, relacionados designadamente com os exces-sivos aumentos de preços de alguns bens alimen-tares verificados no segundo semestre de 2000.Esta evolução deverá determinar taxas de variaçãohomóloga do índice de preços no consumidor, nosprimeiros meses de 2002, inferiores às verificadasno início do corrente ano. Este aspecto, conjugadocom a perspectiva de redução do crescimento dospreços de importações, subjacente nas hipótesesdo exercício de projecções económicas do Eurosis-tema, e com uma desaceleração dos salários nomi-nais, devido ao abrandamento da actividade eco-nómica, deverá permitir uma diminuição da infla-ção em 2002 para valores entre 2.1 e 3.1 por cento.

2. HIPÓTESES SUBJACENTES ÀS PROJECÇÕESE EVOLUÇÃO DO ENQUADRAMENTOEXTERNO DA ECONOMIA PORTUGUESA

As projecções para a economia portuguesa as-sentam numa série de hipóteses que se podemclassificar em quatro grupos distintos. Num pri-meiro grupo, são de referir as hipóteses técnicasde taxas de juro de curto prazo e de taxas de câm-bio constantes, característica fundamental das pro-jecções do Eurosistema (ver Boletim Mensal do BCEde Junho de 2000). Num segundo grupo, podemincluir-se as hipóteses que são assumidas peloconjunto da Eurosistema e que se referem a variá-veis como a evolução da economia mundial e dospreços internacionais das principais matérias--primas. Num terceiro grupo, podem conside-rar-se as hipóteses relativas à evolução das econo-mias da área do euro. Relembre-se que a consis-tência do exercício de projecções macroeconómicasdo Eurosistema assegura que a previsão efectuadapara cada uma das economias nacionais que cons-

tituem a área do euro foi considerada na elabora-ção da projecção para a economia portuguesa. Fi-nalmente, num quarto grupo, incluem-se as hipó-teses sobre o comportamento de um conjunto devariáveis específicas da economia portuguesa, cujocomportamento é em larga medida determinadopela política orçamental.

Assim, a revisão das projecções, que natural-mente ocorre com um novo exercício de previsão,reflecte, entre outros aspectos, as alterações que seproduziram nestas hipóteses, bem como a nova in-formação sobre a economia portuguesa que entre-tanto ficou disponível.

Em relação ao enquadramento externo da áreado euro, as projecções do Eurosistema admitemum abrandamento da economia mundial em 2001e 2002, mais pronunciado do que o assumido naprojecção divulgada no Boletim Mensal de Dezem-bro de 2000 do BCE. Espera-se que a actividadeeconómica fora da área do euro registe um cresci-mento de 3¼ em 2001 e de 3¾ em 2002, após 5 porcento em 2000. Estes valores contemplam umabrandamento da economia dos EUA em 2001, se-guido de uma recuperação gradual, e um fracocrescimento da economia do Japão ao longo do pe-ríodo de projecção. Em relação aos mercadosemergentes, assume-se um abrandamento econó-mico em 2001 e um regresso a taxas de crescimen-to elevadas em 2002.

No que se refere à evolução do preço interna-cional do petróleo, a hipótese considerada no exer-cício do Eurosistema tem por base a trajectória im-plícita nos mercados de futuros, que se traduznuma gradual descida de preços ao longo do hori-zonte da projecção (de aproximadamente 6½ e 9por cento em 2001 e 2002, respectivamente, em ter-mos médios anuais). Deste modo, relativamenteao exercício anterior, verifica-se uma revisão embaixa dos preços assumidos para o petróleo.

De acordo com as projecções do Eurosistema, aactividade económica nos países da área do euro,por seu lado, deverá abrandar em 2001 e 2002, de-pois do crescimento de 3.4 por cento registado em2000. Os intervalos de projecção apresentados noBoletim Mensal do BCE de Junho de 2000 são de2.2-2.8 e 2.1-3.1, para 2001 e 2002, respectivamente.Esta diminuição do ritmo de crescimento é expli-cada por menores contributos das procuras tantointerna como externa. As contas nacionais referen-tes ao primeiro trimestre de 2001, entretanto divul-



gadas para as principais economias da área, con-firmam este abrandamento.

Atendendo a este enquadramento e tomandoem consideração o peso de cada um dos países nodestino das exportações portuguesas, o crescimen-to da procura externa dirigida à nossa economiadeverá diminuir de um valor de cerca de 11 porcento em 2000 para 6.8 por cento em 2001 e 6.2 porcento em 2002. Estes resultados representam umarevisão em baixa de 1.4 p.p. em 2001 e de 1.2 p.p.em 2002, relativamente ao exercício do Outono de2000.

Adicionalmente, as projecções para Portugal ti-veram também em consideração a informação dis-ponível para a evolução das contas das adminis-trações públicas, nomeadamente o Orçamento deEstado para 2001 e o reporte do procedimento dosdéfices excessivos de Fevereiro passado. Nestecontexto, assumiu-se a hipótese técnica de que ocrescimento real do consumo público será de 1.7por cento em 2001 e de 1.0 por cento em 2002 (à se-melhança do considerado para as projecções apre-sentadas no exercício do Outono). Esta evoluçãotraduz uma forte desaceleração face à evolução ob-servada no passado recente (crescimentos de 4.9 ede 3.6 por cento em 1999 e 2000, respectivamente).Finalmente, também à semelhança do exercícioanterior, assume-se a hipótese técnica de que ospreços dos combustíveis no consumidor permane-cerão inalterados no horizonte de projecção, apóso aumento verificado em Janeiro de 2001.

Note-se que as hipóteses técnicas sobre taxas dejuro, taxas de câmbio, consumo público e preçosno consumidor dos combustíveis não têm o estatu-to de previsões para estas variáveis. A evoluçãodestas variáveis dependerá de decisões de políticaeconómica que forem sendo tomadas e que o exer-cício do Eurosistema não tem por objectivo prever,devendo as projecções apresentadas no quadro 1ser encaradas como previsões condicionais ao con-junto de hipóteses considerado.

3. PERSPECTIVAS PARA A ECONOMIAPORTUGUESA EM 2001-02

3.1 Actividade económica

À semelhança da projecção do Outono, divul-gada no BE de Dezembro de 2000, o cenário daPrimavera apresenta um abrandamento da econo-mia portuguesa, mas mais acentuado agora do queo então previsto. O crescimento deverá diminuirde 3.2 por cento em 2000 para um valor no interva-lo de 2 a 2½ por cento em 2001. Para 2002, projec-ta-se uma estabilização no ritmo de crescimentoeconómico (ver gráfico 2).

A desaceleração da economia portuguesa em2001 está associada à continuação de uma trajectó-ria de abrandamento do consumo privado e, so-bretudo, do investimento. A diminuição do cresci-mento assumido para o consumo público em ter-mos reais contribuirá igualmente para este perfilde abrandamento. Esta evolução deverá permitirum ajustamento gradual de alguns desequilíbrioscriados ao longo dos últimos anos pelo forte cres-cimento da procura interna. Com efeito, de acordocom o actual cenário, dever-se-á verificar ao longodo período de projecção um aumento da taxa depoupança dos particulares e uma diminuição dodéfice da balança corrente e de capital.

A trajectória de desaceleração da actividadeeconómica portuguesa tem sido confirmada pela



Gráfico 2PIB

Projecção da PrimaveraTaxas de variação homóloga em percentagem

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1997 1998 1999 2000 2001 2002

informação estatística mais recente. Com efeito,por um lado, apesar do crescimento em 2000 tersido ligeiramente superior ao estimado no anteriorexercício(1), a informação entretanto disponível so-bre a segunda metade do ano veio a revelar umperfil acentuado de desaceleração intra-anual daprocura interna, em especial o investimento, e umcrescimento real das exportações nesse períodoabaixo do nível anteriormente projectado. Em se-gundo lugar, a informação de conjuntura económi-ca referente aos primeiros meses de 2001 confirma,em linhas gerais, o cenário de abrandamento daeconomia portuguesa. Refira-se, neste contexto, osresultados preliminares relativos ao comércio ex-terno e a evolução dos indicadores de confiançados agentes económicos.

A revisão em baixa das perspectivas de cresci-mento relativamente às projecções do Outono éjustificada, em parte, por um enquadramento ex-terno mais desfavorável, traduzido numa revisãoem baixa da procura externa dirigida à economiaportuguesa, o que já tinha sido identificado comoum risco no anterior exercício de projecção. Naverdade, as projecções do Outono de 2000 basea-ram-se em hipóteses sobre o crescimento mundialelaboradas em Outubro do ano passado, quandoainda não se antecipava uma desaceleração daeconomia norte-americana tão pronunciada.

Adicionalmente, informação entretanto dispo-nibilizada determinou uma revisão significativadas projecções para várias componentes da despe-sa relativamente ao exercício anterior: (i) existeagora uma avaliação mais desfavorável sobre aevolução das quotas de mercado das exportaçõesportuguesas(2), reflectindo o comportamento de-cepcionante das exportações de mercadorias no se-gundo semestre de 2000; (ii) o crescimento da pro-cura interna em 2000 foi claramente inferior aoprevisto no exercício do Outono; (iii) o investimen-to terá sido afectado por efeitos específicos nosprimeiros meses de 2001, sendo de referir em par-ticular as alterações do Imposto Automóvel e ascondições climatéricas caracterizadas por elevados

níveis de pluviosidade; (iv) as importações têmvindo a revelar um menor dinamismo, em linhacom a desaceleração pronunciada da procura in-terna e, em particular, das componentes da procu-ra interna com maior conteúdo importado.

3.1.1 Componentes da despesa

A projecção da Primavera aponta para um cres-cimento real do consumo privado entre 2 e 2½ porcento em 2001 e entre 1¾ e 2¾ por cento em 2002,depois de crescimentos de 2.8 por cento em 2000,de 5.2 por cento em 1999 e de 7.2 por cento em1998 (ver gráfico 3). Deste modo, o actual cenárioaponta para a manutenção da tendência de desace-leração do consumo privado, embora de uma for-ma menos marcada.

À semelhança do verificado no ano passado, aevolução do consumo privado em 2001 será signi-ficativamente condicionada por expectativas maisdesfavoráveis em relação à actividade económica epela necessidade de assegurar o crescente serviçoda dívida, em resultado do elevado crescimentodo grau de endividamento das famílias atingidono período recente. Adicionalmente, a evolução doconsumo em 2001 será igualmente influenciadapor alguma desaceleração projectada para o rendi-mento disponível real, que cresceu cerca de 3.5 porcento em 2000.

Esta desaceleração do rendimento disponívelreal será consequência do aumento da inflação



Gráfico 3CONSUMO PRIVADO


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1997 1998 1999 2000 2001 2002

(1) Esta revisão ficou essencialmente a dever-se a efeitos de base.Para maior detalhe, ver BE de Março de 2001.

(2) Para uma análise detalhada das exportações e da evolução dasquotas de mercado veja-se o artigo sobre a economia portugue-sa em 2000 publicado no Boletim Económico de Março de 2001 ea secção II.3 “Despesa e Produção” do Relatório Anual de 2000.

pois, em termos nominais, o rendimento disponí-vel deverá crescer a um ritmo próximo do obser-vado em 2000. A taxa de crescimento do consumoprivado em 2001 deverá ser inferior à do rendi-mento disponível, permitindo, à semelhança doano anterior, um aumento da taxa de poupançados particulares.

A informação de conjuntura disponível sobre oinício de 2001 corrobora o abrandamento do con-sumo privado. Efectivamente, nos primeiros me-ses do ano o número de veículos ligeiros de passa-geiros adquiridos registou uma variação negativa,com particular destaque para os veículos to-do-o-terreno(3). No que respeita à informação denatureza qualitativa, quer os saldos de respostasextremas (s.r.e.) sobre a evolução do volume devendas do comércio a retalho, quer o indicador deconfiança dos consumidores, estabilizaram, no iní-cio do ano, em valores próximos dos observadosno último trimestre de 2000, conforme se pode ob-servar no gráfico 4. Ainda assim, situam-se emambos os casos a níveis consideravelmente maisbaixos que os valores médios registados em 2000.

Para 2002, em linha com a projecção de estabili-zação do crescimento real do rendimento disponí-vel dos particulares neste ano, projecta-se um cres-

cimento do consumo privado semelhante ao de2001 e uma manutenção da taxa de poupança.

A Formação Bruta de Capital Fixo deveráabrandar de forma significativa em 2001, registan-do depois uma ligeira recuperação em 2002. A taxade crescimento desta componente da despesa, quese cifrou em 4.0 por cento em 2000, deverá situ-ar-se no intervalo de –1 a 1 por cento em 2001 e nointervalo de –1 a 3 por cento em 2002 (ver gráfico5).

A evolução projectada para o investimento em2001 é basicamente explicada pela sua componen-te privada, uma vez que se espera um crescimentosignificativo do investimento público em virtudeda implementação do III Quadro Comunitário deApoio (QCA). Aliás, admite-se que um conjuntode investimentos em infra-estruturas públicas rea-lizados por entidades classificadas fora do sectordas administrações públicas, bem como alguns in-vestimentos privados elegíveis para o QCA, con-tribuam para atenuar a quebra do investimentoprivado.

De facto, a evolução projectada para o investi-mento privado em 2001 contempla um considerá-vel abrandamento do investimento empresarial euma redução do investimento em habitação, na se-quência da desaceleração acentuada verificada nosegundo semestre de 2000. A significativa sensibi-lidade do investimento relativamente às perspecti-vas menos optimistas sobre a actividade económi-



Gráfico 4INDICADORES DE CONSUMO PRIVADO

s.r.e. corrigidos de sazonalidade

-35.0

-30.0

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-20.0

-15.0

-10.0

-5.0

0.0

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10.0

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001

Comércio a retalho -

evolução do volume

de vendas

Indicador de confiança

dos consumidores

Fonte: INE e Comissão Europeia.

Gráfico 5FORMAÇÃO BRUTA DE CAPITAL FIXO


-2.0

0.0

2.0

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6.0

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12.0

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16.0

1997 1998 1999 2000 2001 2002

(3) Note-se que a venda de veículos todo-o-terreno foi afectadapela alteração do imposto automóvel em 2001.

ca, o elevado nível de endividamento das empre-sas, em resultado das elevadas taxas de investi-mento verificadas no passado recente, e o efeitoespecífico da alteração do imposto automóvel nacomponente de investimento em material de trans-porte deverão determinar um abrandamento con-siderável do investimento empresarial. De igualmodo, também o forte ritmo de crescimento obser-vado nos últimos anos do investimento das famí-lias em habitação e a pressão dos correspondentesencargos financeiros, aliados a um clima económi-co mais desfavorável, deverão condicionar negati-vamente a evolução deste tipo de investimento. Osúltimos números disponíveis corroboram essa ten-dência de abrandamento do investimento em habi-tação. Nomeadamente, o crédito bancário paraaquisição de habitação continuou a desacelerar noprimeiro trimestre, com a variação homóloga apassar de 20.0 para 17.3 por cento entre Dezembrode 2000 e Março de 2001(4).

Para 2002, espera-se uma evolução ainda nega-tiva do investimento em habitação, ao mesmo tem-po que se projecta uma pequena aceleração do in-vestimento empresarial, para o que contribuiráuma evolução mais favorável do investimento emmaterial de transporte, dissipados alguns efeitosespeciais de natureza fiscal que afectam esta com-

ponente em 2001. Assim, o investimento privadodeverá apresentar em 2002 um crescimento positi-vo, suficiente para determinar uma ligeira acelera-ção do investimento total, apesar da estabilizaçãodo nível de investimento público admitida para2002.

Depois de um aumento real das exportações debens e serviços de 6.9 por cento em 2000, prevê-em-se crescimentos entre 5½ e 6½ por cento em 2001e entre 5¼ e 7¼ por cento em 2002 (ver gráfico 6).

A evolução das exportações de bens e serviçosprojectada para 2001 reflecte os efeitos conjugadosde três factores principais. Em primeiro lugar, o járeferido abrandamento da procura externa. Em se-gundo lugar, admite-se que em 2001 e 2002 conti-nuará a verificar-se alguma perda de quotas demercado, embora não tão intensa quanto a verifi-cada em 2000, associada ao comportamento dasexportações de alguns sectores específicos, nomea-damente do vestuário e calçado e do material detransporte. Em terceiro lugar, a actual projecçãoincorpora a manutenção de um forte crescimentodas exportações de serviços de turismo.

A trajectória agora projectada para as exporta-ções de bens e serviços representa uma revisão embaixa do crescimento para 2001 face ao publicadono BE de Dezembro de 2000. Esta revisão resulta,por um lado, da revisão em baixa, em 1.4 p.p., dahipótese de crescimento da procura externa rele-vante para a economia portuguesa em 2001. Poroutro lado, a actual projecção contempla uma evo-lução mais desfavorável das quotas de mercado doque o assumido no exercício do Outono de 2000.

Atendendo ao esperado abrandamento da pro-cura interna, que será mais intenso nas componen-tes de maior conteúdo importado, como é o casodo investimento em máquinas e material de trans-porte, é projectada para 2001 uma desaceleraçãodas importações de bens e serviços. Em 2000, devi-do a uma acentuada desaceleração da procura in-terna na segunda metade do ano, o crescimentoreal das importações de bens e serviços foi de 5.3por cento, o que representa uma significativa revi-são em baixa face ao intervalo de projecção de 8 a8½ por cento publicado no BE de Dezembro de2000. De acordo com o cenário de projecção da Pri-mavera, o crescimento real das importações deve-rá situar-se em valores compreendidos entre 3 e 5por cento em 2001 e entre 2¼ e 6¼ por cento em2002 (ver gráfico 7).



Gráfico 6EXPORTAÇÕES


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1997 1998 1999 2000 2001 2002

(4) Em Dezembro de 1999 e Março de 2000, esta variação homólo-ga tinha sido de 29.7 e 26.3 por cento, respectivamente.

3.1.2 Balança corrente e de capital

O défice conjunto das balanças corrente e de ca-pital, em 2000, atingiu 8.5 por cento do PIB. O ce-nário de projecção da Primavera aponta para umadiminuição gradual desse défice, para valorescompreendidos entre 6 e 7¾ por cento em 2001 eentre 4¾ e 8¼ em 2002. Esta evolução será basica-mente determinada pela redução do défice da ba-lança de bens e serviços e, em 2001, também pelaprevisível recuperação das transferências de capi-tal provenientes da União Europeia, associadas àexecução do III QCA.

O menor défice da balança de bens e serviços fi-cará basicamente a dever-se à diminuição do cres-cimento real das importações, que deverá mais doque compensar o abrandamento previsto para asexportações. Este efeito volume, ao contrário doverificado nos anos mais recentes, deverá dar umcontributo positivo para a evolução do défice ex-terno. Adicionalmente, o contributo dos termos detroca deverá igualmente tornar-se positivo, reflec-tindo basicamente a progressiva diminuição assu-mida para o preço do petróleo ao longo do hori-zonte de previsão.

A redução gradual do défice da balança corren-te e de capital enquadra-se num inevitável proces-so de ajustamento da economia portuguesa, fun-damentalmente associado a um abrandamento daprocura interna para taxas de crescimento mais

moderadas e sustentáveis, depois do acentuadoritmo de expansão verificado no passado recente.

3.2 Inflação

De acordo com as projecções da Primavera,apresentadas no quadro 1, a taxa de variaçãoanual do IHPC deveria situar-se entre 3.6 e 4.1 porcento em 2001 e entre 2.1 e 3.1 por cento em 2002(gráfico 8), o que traduz uma significativa revisãoem alta das projecções para a taxa de inflação em2001 publicadas no BE de Dezembro de 2000. Noentanto, refira-se que a actualização da projecçãoda Primavera, tendo em conta a evolução não es-perada em Maio do Índice Harmonizado de Pre-ços no Consumidor, aponta para valores superio-res, compreendidos num intervalo entre 3.9 e 4.5por cento (ver caixa: “A evolução recente dos preçosdos bens alimentares não transformados: implicaçõespara a projecção da inflação em 2001”).

A revisão em alta face à projecção do final doano passado reflecte, em primeiro lugar, o signifi-cativo crescimento dos preços de alguns bens ali-mentares (ver gráfico 9). Com efeito, à semelhançado que se passou nos restantes países europeus, oressurgimento de notícias relacionadas com doen-ças animais, em especial a BSE, terá provocado umsignificativo aumento dos preços de produtossubstitutos da carne bovina. No mesmo sentido, as



Gráfico 7IMPORTAÇÕES


0.0

2.0

4.0

6.0

8.0

10.0

12.0

14.0

16.0

1997 1998 1999 2000 2001 2002

Gráfico 8ÍNDICE HARMONIZADO DE PREÇOS

NO CONSUMIDOR


0.0

0.5

1.0

1.5

2.0

2.5

3.0

3.5

4.0

4.5

1997 1998 1999 2000 2001 2002

condições climatéricas, caracterizadas por eleva-dos índices de pluviosidade, terão provocado au-mentos invulgarmente elevados de preços de ou-tros bens alimentares.

Em segundo lugar, é de referir também que ocrescimento dos preços das importações na segun-da metade de 2000 foi superior ao inicialmenteprojectado, o que também terá contribuído parauma evolução mais desfavorável da inflação. Con-trariamente ao que seria desejável e ao que estavaimplícito na projecção do final do ano anterior, ainformação agora disponível aponta para uma ace-leração dos salários em 2001. Este comportamentodos salários estará a reflectir-se, sobretudo, na evo-lução dos preços de alguns serviços. A actual ten-são do mercado de trabalho – caracterizado porum nível muito baixo da taxa de desemprego –tem-se traduzido em crescimentos salariais muitofortes. Com efeito, por um lado a actualização dacontratação colectiva do sector privado situou-seem 3.9 por cento nos primeiros quatro meses doano (3.5 por cento em 2000). a actualização da ta-bela salarial das administrações públicas situou-seem 3.7 por cento (2.5 por cento em 2000) e o au-mento do salário mínimo nacional cifrou-se em 5.0por cento (4.1 por cento em 2000). Por outro lado,em 2001, a diferença entre as remunerações efecti-vamente pagas e as actualizações de tabela acorda-das (o chamado diferencial salarial) ter-se-á conti-nuado a manter em níveis relativamente elevados,depois dos valores de 1.6 p.p. e 1.7 p.p. observa-

dos, respectivamente, em 1999 e 2000 para o sectorprivado. Desta forma, é previsível que as remune-rações por trabalhador continuem a crescer em2001 a um ritmo muito superior ao verificado naárea do euro (diferenciais de 2.9 p.p. em 1999 e de3.3 p.p. em 2000), não sendo a diferença justificadapor maiores ganhos de produtividade.

Apesar da revisão em alta para 2001, a expecta-tiva de uma correcção dos excessivos aumentos depreços verificados em alguns produtos alimenta-res desde a segunda metade do ano passado justi-ficam a manutenção de um perfil descendentepara a variação homóloga de preços ao longo dosegundo semestre de 2001, apesar de nos últimosmeses essa correcção ainda não ser visível.

Para 2002, a projecção para a taxa de inflação éexplicada pela hipótese de desaceleração dos pre-ços internacionais e pela dissipação dos efeitosdesfasados associados à depreciação do euro, osquais terão contribuído para o aumento da infla-ção desde 2000(5). Adicionalmente, a projecção dainflação para 2002 assenta numa diminuição daspressões salariais, num contexto de um perfil des-cendente da taxa de inflação ao longo de 2001, emresultado do abrandamento da actividade econó-mica.

4. AVALIAÇÃO DE FACTORES DE RISCOE CONCLUSÃO

Conforme referido na secção 2 deste artigo, asprojecções agora apresentadas são condicionadaspor um conjunto de hipóteses. Existe, naturalmen-te, um conjunto importante de riscos associados àsua possível não verificação, que podem determi-nar evoluções diferentes das projectadas.

No que se refere ao conjunto de hipóteses deevolução da economia internacional, o principalfactor de risco será um crescimento menor do queo assumido neste exercício de previsão. Relem-bre-se que as perspectivas de crescimento para2001 têm vindo a ser sistematicamente revistaspara baixo, à medida que informação sobre a evo-lução recente das principais economias tem vindoa ser divulgada. A informação estatística disponi-bilizada após a data de fecho do presente exercício



Gráfico 9ÍNDICE HARMONIZADO DE PREÇOS

NO CONSUMIDOR

Taxas de variação homóloga

3.8

4.4

1.7

7.1

3.2

1.8

8.8

4.1

4.6

6.6

2.8

10.1

2.9

2.3

4.9

5.1

0 2 4 6 8 10 12

Total

Bens alimentares

Bens alimentares

transformados

Bens alimentares

não transformados

Bens industriais

Bens industriais

não energéticos

Bens industriais

energéticos

Serviços

Abril 01

Dezembro 00

(5) O actual exercício, como referido anteriormente, assume taxasde câmbio constantes.

de previsão parece sugerir como mais provável averificação de um menor crescimento da economiamundial do que o assumido. Em particular, umadesaceleração mais acentuada e mais prolongadada economia dos EUA constitui uma possibilidadenão negligenciável, com as decorrentes repercus-sões nas evoluções da economia mundial e, em re-sultado, da economia da área do euro. Uma altera-ção neste sentido traduzir-se-ia necessariamentenum menor crescimento das exportações e do PIBportugueses.

No que respeita às perspectivas de evolução fu-tura dos preços, é de sublinhar o comportamentorecente do euro, que se situa agora a um nívelmais baixo do que o assumido no exercício de pro-jecção da Primavera do Eurosistema. Em resulta-do, as perspectivas de evolução dos preços na áreado euro e em Portugal serão agora menos favorá-veis do que as contidas no cenário da Primavera.

Conforme referido na secção 3.2 e na Caixa ane-xa, a elevada volatilidade dos preços dos bens ali-mentares, em particular depois dos expressivosaumentos verificados desde a segunda metade de2000, constitui o principal factor de incerteza asso-ciada à actual projecção para a taxa de inflação.Apesar da natureza temporária das actuais pertur-bações nos preços de alguns bens alimentares,existe contudo o risco de o actual aumento da va-riação média anual dos índices de preços produziralguns efeitos sobre as negociações salariais em2002 e, em resultado, na própria evolução futurada inflação. Seria extremamente negativo para aeconomia portuguesa que tal viesse a acontecer.

O funcionamento da economia portuguesanuma ampla área económica em que há uma polí-tica monetária única implica que as negociaçõessalariais deverão tomar como referencial relevantea evolução salarial nos restantes países da área doeuro e os diferenciais de produtividade. Numa si-tuação em que os custos unitários por unidadeproduzida têm registado, em Portugal, aumentosclaramente superiores aos observados, em termosmédios, na área do euro, seria extremamente peri-goso que essa trajectória não fosse interrompida.Neste contexto, é muito importante que a evoluçãodos salários nominais não seja influenciada poraumentos da taxa de inflação associados a choquesde natureza temporária, sob pena de isso se reflec-tir numa diminuição das perspectivas de cresci-mento a prazo da economia portuguesa e, conse-

quentemente, num aumento mais acentuado dataxa de desemprego.

As projecções macroeconómicas da Primaveraapresentadas neste Boletim apontam para umanova desaceleração da procura interna no ano cor-rente, seguida de uma estabilização do seu cresci-mento em 2002. Deverá igualmente registar-seuma desaceleração das exportações de bens e ser-viços em 2001, seguida em 2002 de uma relativaestabilização da taxa de variação desta componen-te, reflectindo fundamentalmente perspectivas me-nos favoráveis sobre o enquadramento externo daeconomia portuguesa, bem como novas perdas dequotas de mercado, embora mais moderadas doque em 2000.

A continuação do abrandamento da procura in-terna, provavelmente mais acentuado nas compo-nentes com maior conteúdo importado, e a projec-tada desaceleração das exportações determinarãouma nova desaceleração das importações em 2001.Em resultado, em 2001 o contributo da procura ex-terna líquida para o crescimento do PIB deverá serligeiramente positivo, o que já não acontece desde1996. Em termos gerais, a evolução das importa-ções e do contributo da procura externa líquidaserá, em 2002, próxima da projectada para 2001.

Dada a quase neutralidade da procura externalíquida para o crescimento do produto, a diminui-ção do contributo da procura interna conduzirá auma taxa de crescimento do PIB que, durante oano corrente e em 2002, se deverá situar num pata-mar cerca de 1 p.p. mais baixo do que nos doisanos precedentes. Este crescimento mais fraco doproduto, associado a importações menos dinâmi-cas, deverá favorecer a redução gradual das neces-sidades líquidas de financiamento da economiaportuguesa, traduzida na diminuição do défice dabalança corrente e de capital. Neste sentido, o ce-nário da Primavera corresponde a um processo su-ave de correcção de desequilíbrios que poderiam,num futuro próximo, condicionar a sustentabilida-de e a regularidade do crescimento económico.Desta forma, este processo de reajustamento per-mitirá reduzir o grau de vulnerabilidade perantechoques adversos, tanto de natureza específicacomo de origem externa, cuja ocorrência pode ori-ginar um ajustamento mais brusco do que o consi-derado. Refira-se que uma evolução salarial maisconsentânea com o crescimento dos níveis de pro-dutividade constitui uma condição essencial para



a não deterioração da competitividade das empre-sas portuguesas, aumentando a probabilidade dese verificar um cenário de ajustamento mais suave.

O cumprimento dos compromissos assumidospelo Governo no Programa de Estabilidade, queapontam para a progressiva diminuição do déficeorçamental nos próximos anos, assume-se tambémcomo um factor imprescindível para a manutençãode uma tendência de ajustamento gradual da eco-nomia portuguesa. Caso contrário, poderá vir aocorrer um ajustamento mais brusco do que o

apresentado nas actuais projecções, com os inevi-táveis custos em termos de crescimento económicoe desemprego.

Redigido em Junho de 2001, com base em valores deum exercício de projecção que utilizou informação até aodia 17 de Maio de 2001. A caixa “A evolução recentedos preços dos bens alimentares não transformados: im-plicações para a projecção da inflação em 2001” foi ela-borada com base na informação disponível em 18 deJunho de 2001.





A EVOLUÇÃO RECENTE DOS PREÇOS DOS BENS ALIMENTARES NÃO TRANSFORMADOS:IMPLICAÇÕES PARA A PROJECÇÃO DA INFLAÇÃO EM 2001

O exercício de projecções do Eurosistema utilizou a informação que estava disponível até ao dia 17 de Maio de2001. Entretanto, novos elementos de informação foram ficando disponíveis, cuja incorporação levaria a altera-ções nas projecções apresentadas. Neste contexto, um especial destaque deve ser dado à divulgação dos Índices dePreços no Consumidor referentes ao mês de Maio, de que resultaram crescimentos de preços claramente acimados contemplados no exercício, sugerindo que o perfil descendente da taxa de inflação homóloga ao longo de 2001poderá iniciar-se mais tarde do que o inicialmente admitido e poderá não ser tão pronunciado.

A principal razão para o erro de projecção cometido em Maio prende-se com a evolução dos preços dos bens ali-mentares não transformados(1), que continuaram a registar crescimentos muito acentuados na generalidade dospaíses da área do euro. Em Maio, de acordo com o Índice Harmonizado de Preços no Consumidor, a taxa de varia-ção homóloga dos preços destes bens foi de 9.0 por cento no conjunto da área, tendo atingido 12.7 por cento emPortugal, 12.6 por cento nos Países Baixos, 10.6 por cento na Irlanda, 10.3 por cento na Alemanha, 9.7 por centoem França e 9.6 por cento em Espanha. Para estes crescimentos elevadíssimos contribuíram o ressurgimento denotícias relacionadas com doenças animais – a BSE e o surto da febre aftosa – e as condições meteorológicas parti-cularmente adversas verificadas em alguns países nos últimos meses.

Assim, o contributo das variações anómalas dos preços dos bens alimentares não transformados para o au-mento da taxa de variação homóloga do IHPC tem sido muito significativo, quer em Portugal quer no conjunto daárea do euro (gráficos 1 e 2), com destaque para o caso português, por duas razões. Em primeiro lugar, e como assi-nalado acima, registou-se em Portugal um dos aumentos mais pronunciados dos preços dos bens alimentares nãotransformados. Em segundo lugar, porque o peso destes bens no índice total é maior em Portugal (peso de 13.0 porcento, que compara com 8.0 por cento no conjunto da área do euro).

A análise das flutuações dos preços dos bens alimentares não transformados deve ter em conta que estes são ca-racterizados por uma grande irregularidade. As variáveis explicativas incluídas nos modelos econométricos deprevisão não permitem captar a evolução dos preços destes bens, pelo que eles são uma fonte frequente de erros de

(1) Neste agrupamento do IHPC incluem-se as seguintes componentes: “carne”, “peixe”, “frutas” e “produtos hortícolas, batatas e tubérculos”.

Gráfico 1PORTUGAL IHPC


-1.0

0.0

1.0

2.0

3.0

4.0

5.0

6.0

Jan.00 Mar Mai Jul Set Nov Jan.01 Mar Mai

Total

Total excluindo alimentares

não transformados

Diferença (p.p.)

Gráfico 2ÁREA EURO – IHPC


-1.0

0.0

1.0

2.0

3.0

4.0

5.0

6.0

Jan.00 Mar Mai Jul Set Nov Jan.01 Mar Mai

Total

Total excluindo alimentares

não transformados

Diferença (p.p.)



projecção. Nas circunstâncias actuais, justifica-se que seja dada uma explicação sobre as hipóteses que foram as-sumidas no exercício e que tipo de revisão eles devem sofrer para ter em conta a informação disponibilizada maisrecentemente.

Devem distinguir-se dois tipos principais de perturbações nos preços deste tipo de bens. Num primeiro caso,podem ter lugar perturbações temporárias nos níveis de preços, por exemplo em resultado de condições climatéri-cas muito desfavoráveis que alteram as condições de oferta. Nesta situação, o preço de um determinado bem é afec-tado de uma forma significativa mas, reposta a normalidade, o preço volta para níveis semelhantes aos anteriores àperturbação. Numa situação deste tipo começa por observar-se alguns valores anormalmente altos das taxas devariação em cadeia do preço que, à medida que o funcionamento dos mercados retoma condições normais, são se-guidos por valores anormalmente negativos das taxas de variação em cadeia. À semelhança do ocorrido no passa-do, este tipo de perturbações estará a afectar os preços das “frutas” e “produtos hortícolas” (ver gráficos 3 e 4).

Num segundo caso, encontram-se as situações em que se verifica um ajustamento permanente no nível de pre-ços. Neste caso, o preço do bem atinge um novo limiar, não revertendo para os níveis anteriores. Ou seja, numa si-tuação inicial verificam-se valores muito altos das taxas de variação em cadeia a que se seguem, após atingido umnovo nível de preços, valores normais das variações em cadeia. Um exemplo ilustrativo destas perturbações foi oocorrido em 1998 com os preços do “peixe”, sendo de admitir que o mesmo se estará a verificar presentemente, nãosó com os preços do “peixe” (embora em menor escala) mas também com os preços da “carne”(gráficos 5 e 6).

A projecção da Primavera apresentada no quadro 1 do texto principal deste artigo, tratou de uma forma dife-renciada os diferentes tipos de perturbações que afectaram a evolução dos preços dos bens alimentares não trans-formados. Para os bens alimentares incluídos no primeiro grupo (“produtos hortícolas, batatas e tubérculos” e“frutas” ) assumiu-se que se tinha atingido um pico em Março e que se verificaria até ao final do ano, de uma for-ma gradual, uma reversão para níveis de preços condizentes com condições mais neutras. No caso dos preços dosprodutos alimentares incluídos no segundo grupo (“peixe” e “carne”) assumiu-se que já se teria atingido umnovo patamar, em torno do qual os preços estabilizariam até ao final do ano, a menos de flutuações sazonais “nor-mais”. A última informação disponível no momento da elaboração do exercício de projecções da Primavera, refe-rente à evolução do índice de preços dos bens alimentares não transformados de Abril, parecia sugerir que estas hi-póteses eram bastante razoáveis. De facto, de Março para Abril observou-se uma desaceleração de 12.0 para 10.1por cento dos preços destes bens, em taxa homóloga.

Contudo, a evolução dos preços dos bens alimentares não transformados em Maio não confirmou a hipótese dejá se ter atingido o máximo, dado que a taxa de variação homóloga aumentou novamente para 12.7 por cento. Para

95.0

100.0

105.0

110.0

115.0

120.0

125.0

Jan.95 Jan.96 Jan.97 Jan.98 Jan.99 Jan.00 Jan.01

Gráfico 3COMPONENTES DO IHPC

Fruta(1996=100)


Produtos hortícolas(1996=100)

95.0

105.0

115.0

125.0

135.0

145.0

155.0




avaliar o efeito deste desajustamento das hipóteses, e ter em conta a informação do mês de Maio, foram elaboradosdois cenários alternativos de evolução dos preços dos bens alimentares não transformados até ao final do ano.

Num primeiro cenário, admite-se uma hipótese menos favorável de evolução do preço dos produtos alimenta-res não transformados (cenário menos favorável). Pode tomar-se como caso limite a situação de que, até ao finaldeste ano, não se verifica uma reversão nos níveis de preços de “produtos hortícolas, batatas e tubérculos” e de“frutas”. Assim, de acordo com este cenário, os preços destes produtos tenderiam a flutuar, com padrões sazonaismédios, em torno dos níveis actuais. No que se refere aos bens incluídos no segundo grupo (“peixe” e “carne”),pode acontecer que o ajustamento a um novo nível de preços não esteja ainda concluído, pelo que foi admitido quese continuarão a verificar aumentos adicionais, de forma a que o novo patamar de estabilidade seja atingido mais


Carne(1996=100)

90.0

95.0

100.0

105.0

110.0

115.0

120.0



Peixe(1996=100)

95.0

105.0

115.0

125.0

135.0

145.0

155.0


Gráfico 7ÍNDICE DOS PREÇOS DOS BENS

ALIMENTARES NÃO TRANSFORMADOS

90

95

100

105

110

115

120

125

130

135


Observado

Projecção da Primavera

Cenário menos favorável

Cenário de simples incorporação do valor de Maio

Nota: A tendência foi obtida através de uma regressão li-near estimada para o período compreendido entreJaneiro de 1995 e Outubro de 2000.

Gráfico 8ÍNDICE DOS PREÇOS DOS BENS

ALIMENTARES NÃO TRANSFORMADOSTaxas de variação homóloga

-6.0

-4.0

-2.0

0.0

2.0

4.0

6.0

8.0

10.0

12.0

14.0

Jan.96 Jan.97 Jan.98 Jan.99 Jan.00 Jan.01

Pe

rce

nta

ge

m

ObservadoProjecção da PrimaveraCenário menos favorávelCenário de simples incorporação do valor de Maio



tarde, por exemplo no final do segundo trimestre do ano. Assim, para estes bens, registar-se-ia ainda em Junhoum aumento semelhante ao observado nos meses mais recentes.

O segundo cenário considerado corresponde a incorporar na previsão a surpresa de Maio – isto é um cresci-mento de preços superior ao previsto - assumindo que a evolução dos preços até ao final do ano seria igual à con-templada na projecção da Primavera (ou seja, entre Maio de 2001 e Dezembro de 2001, o crescimento de preçosdos bens alimentares não transformados correspondia ao valor implícito da projecção apresentada no quadro 1 dotexto principal deste artigo).

Nos gráficos 7 e 8 são apresentadas as consequências destes cenários alternativos – cenário da projecção daPrimavera, cenário menos favorável e cenário de simples incorporação do valor de Maio – sobre a evolução dos ní-veis e taxas de variação homóloga dos preços dos bens alimentares não transformados. As diferenças entre as pro-jecções para os vários cenários são significativas, em particular no final de 2001, com impactos também significa-tivos na projecção da taxa de inflação. No que se refere ao cenário menos favorável, e comparando com a projecçãoda Primavera, verifica-se um aumento de cerca de ½ ponto percentual na taxa de variação média anual do IHPC ede quase 1 ponto percentual na variação homóloga do IHPC em Dezembro. O cenário de simples incorporação doerro de Maio conduz a um aumento entre ¼ e ½ de ponto percentual na taxa de variação média anual do IHPC ede cerca de ½ p.p. na taxa de variação homóloga em Dezembro de 2001. Considerando uma igual probabilidade deocorrência destes dois cenários, a projecção revista da taxa de inflação média para 2001 estaria compreendida en-tre 3.9 e 4.5 por cento.

INCERTEZA NA REGRA DE TAYLOR E AVALIAÇÃODA POLÍTICA MONETÁRIA*

Fernando Martins**Paulo Soares Esteves**

1. INTRODUÇÃO

Recentemente, tem-se assistido a um crescenteinteresse na forma de condução da política mone-tária e, em particular, sobre as chamadas regras depolítica monetária. Diversas razões parecem justi-ficar esta tendência, entre elas o facto de, desde osfinais dos anos 80, um vasto conjunto de literaturaapontar no sentido de a política monetária influen-ciar significativamente o desempenho da activida-de económica no curto prazo. Uma parte desta li-teratura procura identificar regras de política mo-netária simples que permitam reduzir a probabili-dade de ocorrência de choques inflacionistas se-melhantes aos dos anos 70.

A abordagem convencional consiste na estima-ção de funções de reacção para a autoridade mo-netária (a Reserva Federal norte-americana, na ma-ioria dos casos) em que uma taxa de juro nominalde referência é ajustada em resposta a desvios dainflação (verificada ou esperada) e do produto faceaos respectivos objectivos. Estas funções de reac-ção, usualmente designadas por regras de Taylor,na sequência do artigo pioneiro publicado porJohn Taylor, em 1993, são compatíveis com umconjunto de princípios normativos avançado na li-

teratura para as regras de política monetária ópti-mas(1).

Neste sentido, as indicações dadas por estima-ções da regra de Taylor têm sido utilizadas parasustentar posições sobre a orientação actual e pros-pectiva da política monetária, tendo vindo a tor-nar-se um importante instrumento de análise paraa política monetária. No entanto, os resultados ob-tidos devem ser interpretados com alguma pru-dência. É que essas indicações são normalmenteapresentadas sob a forma de uma estimativa pon-tual para a taxa de juro, o que traduz um rigor ex-cessivo e parece negligenciar a incerteza e as difi-culdades operacionais que estão subjacentes aoprocesso de estimação. Com efeito, como em qual-quer estimação, existe incerteza tanto em relaçãoaos parâmetros estimados como às hipóteses assu-midas para as variáveis explicativas [veja-se Mar-tins (2000)].

Este trabalho visa obter uma metodologia quepermita estimar uma função de densidade de pro-babilidade para a taxa de juro que resulta da apli-


Artigos

* As opiniões expressas no artigo são da inteira responsabilidadedos autores e não coincidem necessariamente com a posição doBanco de Portugal.

** Departamento de Estudos Económicos. Um especial agradeci-mento tem de feito a José Ferreira Machado pelo seu contributodecisivo para a realização deste trabalho. Os autores agrade-cem também a Francisco Dias, Isabel Gameiro, Marta Abreu eMaximiano Pinheiro. Todos os eventuais erros deverão ser im-putados aos autores.

(1) A utilidade das regras de Taylor enquanto instrumento de aná-lise da política monetária é sustentada quer do ponto de vistanormativo, com vários trabalhos a concluírem que as regras depolítica monetária simples possuem propriedades estabilizado-ras próximas das regras de política óptima, quer do ponto devista positivo, na medida em que regras com este tipo de for-mulação parecem descrever de forma bastante aproximada aforma como as principais autoridades têm conduzido a políticamonetária. Para um enquadramento da regra de Taylor na lite-ratura económica e uma avaliação das principais limitações edificuldades operacionais relacionadas com a obtenção e utili-zação deste instrumento de análise, veja-se Martins (2000).

cação de uma regra de Taylor, assumindo-se incer-teza quer em relação às variáveis explicativas,quer em relação aos próprios parâmetros da regrade Taylor. Para tal, é utilizada a abordagem segui-da pelo Banco de Inglaterra (Whitley (1997) e Brit-ton et al. (1998)) e pelo Banco da Suécia (Blix e Sel-lin (1998)) nos respectivos exercícios de previsãode inflação. Trata-se de uma abordagem de inspi-ração Bayesiana, na medida em que comporta umaforte componente de julgamento, através de umapermanente avaliação subjectiva do estado da eco-nomia. Essa avaliação subjectiva é traduzida naadopção de distribuições normais segmentadastanto para as variáveis explicativas como para ospróprios coeficientes da regra de Taylor. No entan-to, e contrariamente à abordagem seguida pelosautores acima referidos, a distribuição resultantepara a taxa de juro de Taylor é derivada por simu-lação numérica em linha com Esteves, Machado eMartins (2001).

Este trabalho encontra-se estruturado do se-guinte modo. A secção 2 apresenta de uma formasumária a regra de Taylor e descreve o procedi-mento subjacente ao cálculo da distribuição dataxa de juro de Taylor. Na secção 3 é feita umaaplicação desse procedimento à área do euro. Fi-nalmente, as principais conclusões são apresenta-das na secção 4.

2. REGRA DE TAYLOR: DISTRIBUIÇÃO DASVARIÁVEIS EXPLICATIVAS E SIMULAÇÃODA DISTRIBUIÇÃO CONJUNTA

Na sua formulação original, a regra de Taylor éapresentada da seguinte forma:

� �i r XTt t t� � � � �* * *� � � � � (1a)

onde i T é a taxa de juro considerada “apropriada”de acordo com a utilização da regra de Taylor(taxa de juro de Taylor), �ta taxa de inflação médianos últimos quatro trimestres (medida pelo defla-tor do PIB), � * o objectivo para a taxa de inflação,Xt o hiato do produto (definido como o desvio per-centual do PIB em relação ao seu nível potencial) er* a taxa de juro real neutra ou de equilíbrio(2).

A formulação (1a) considera apenas a inflação eo hiato do produto contemporâneos, não tendo emconta a natureza essencialmente prospectiva dapolítica monetária. Para resolver este problema,

considera-se uma versão prospectiva da regra deTaylor, em linha com o trabalho de Clarida, Gali eGertler (1997):

� �i r XTt te

te� � � � ��

* * *� � � � �2 1 (1b)

A consideração de previsões para a inflação adois anos e para o hiato do produto a um ano temsubjacente o facto estilizado de que, pelo menosem economias de maior dimensão e relativamentefechadas, a política monetária afecta mais depressao nível de actividade do que a inflação [veja-seBall (1997)].

Como anteriormente referido, a estimação deuma regra de Taylor envolve problemas de incer-teza tanto em relação aos parâmetros (� e �) comoàs hipóteses assumidas para a evolução das variá-veis explicativas. Deste modo, neste trabalho é as-sumido que, exceptuando o objectivo de inflação,todos os argumentos da regra de Taylor, incluindoos coeficientes, são variáveis aleatórias. É aindaconsiderado que o comportamento probabilísticode cada uma destas variáveis pode ser caracteriza-do por uma distribuição normal segmentada(NS)(3). Esta distribuição, também utilizada peloBanco de Inglaterra e pelo Banco da Suécia nosrespectivos exercícios de previsão de inflação, per-mite introduzir considerações de assimetria naanálise de uma forma expedita.

De forma genérica, uma variável aleatória Wtem uma distribuição NS se a respectiva funçãodensidade de probabilidade for dada por:

� � � �f W C W Ww ww

w w; ; exp ,,,

11

2

212

� � ��

�

�

�� (2a)

� � � �f W C W Ww ww

w w; ; exp ,,,

22

2

212

� � ��

�

�

�� (2b)

com � �C w w� ��2

1 2

1

� , , .

Em termos intuitivos, esta distribuição pode serentendida como uma junção de duas distribuições


Artigos

(2) Note-se que se ��1 e ��0, a taxa de juro real ajusta-se demodo a estabilizar a inflação e o produto; se ��1, alguma infla-ção é acomodada. Neste último caso, a variação da taxa de juronominal não é suficiente para provocar uma variação no mes-mo sentido da taxa de juro real. O mesmo tipo de raciocínioaplica-se em relação a �, que deverá ser não negativo para a re-gra ser estabilizadora. No trabalho original de Taylor (1993), osvalores definidos foram � � �� 15 0 5 2. , . , * e r * �2.

(3) Veja-se Johnson, Kotz e Balakrishnan (1994) para uma apresen-tação mais detalhada desta distribuição.

normais com a mesma moda � �w mas com des-vios-padrão diferentes � � w w, ,;1 2 , que foram ajus-tadas de modo a que � �f w seja comum(4). O Grá-fico 1 apresenta uma ilustração com w w, ,1 2� .Neste caso, a massa de probabilidade à esquerdada moda é inferior à massa de probabilidade à di-reita, pelo que a média e a mediana excedem amoda da distribuição (assimetria positiva).

O valor esperado e a variância desta distribui-ção são dados por:

� � � �E W w w w� � � � 22 1, , (3)

� � � �Var W w w w w� ��

�� 1

22 1

2

1 2� , . , , (4)

Na nossa análise, W representa cada um dos ar-gumentos da regra de Taylor: inflação esperada,previsão para o hiato do produto,…. Para se obteros três parâmetros da distribuição de� �W w w w , , ,,1 2 é necessário postular valores

para:

(i) w , que corresponde ao cenário central habi-tualmente assumido;

(ii)� w w wh� , que corresponde ao desvio-pa-drão histórico � �� escalado por um factorde incerteza adicional � �h w ;

(iii)Pw , que é a probabilidade subjectiva do va-lor de W se situar abaixo do respectivo cená-rio central – o chamado risco descendente(5).Este valor assume um papel crucial na análi-se, sendo responsável pela assimetria da dis-tribuição. Note-se que se Pw � 0 5. , então Wsegue a distribuição normal habitual.

Dada a distribuição para as variáveis explicati-vas e respectivos coeficientes, coloca-se a questãocentral de determinar a distribuição para a própriataxa de juro de Taylor. Ao contrário com o sucedi-do quando as variáveis aleatórias seguem umadistribuição normal, a variável aleatória resultanteda agregação de variáveis com distribuições nor-mais segmentadas não tem qualquer distribuiçãoconhecida. Assim, contrariamente à abordagem doBanco de Inglaterra e do Banco da Suécia, nestetrabalho a distribuição da taxa de juro de Taylor éobtida por simulação numérica, em linha comEsteves, Machado e Martins (2001).

Um dos problemas que se apresenta à simula-ção numérica é a da eventual dependência estatís-tica entre os argumentos da regra de Taylor. Se emrelação à maioria destes é razoável assumir a hipó-tese de independência, tal não o é em relação à in-flação esperada e à previsão para o hiato do pro-duto. Para modelar de forma expedita a depen-dência estatística entre estas duas variáveis, consi-derou-se que a inflação esperada � �� e pode ser ex-pressa como uma combinação linear entre duasvariáveis aleatórias � 1

e e � 2e , independentes da pre-

visão do hiato do produto � �X e , e que seguem dis-tribuições normais segmentadas� �� NS i

ie

� �� ; ; ;� 1 2 :

� � � �� e e ex

e exI X I X� � � �1 2 (5)


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Gráfico 1FUNÇÃO DENSIDADE DE PROBABILIDADE

DE UMA DISTRIBUIÇÃO NORMALSEGMENTADA

� � w w, ,1 2�

(4) O factor de ajustamento aplicado à distribuição normal é� �2 1 1 2 � �, , ,/ w � à esquerda e � �2 2 1 2 w w w, , ,/ � à direita

para garantir que a função seja contínua e o respectivo integralseja igual a 1.

(5) É possível demonstrar que Pw é dado por

� �P f x dxw � � ��

1

1 2

e os desvios-padrão da distribuição

normal segmentada por :

� � ��

12 2

2

12 1 2 1

, ,w w ww

w

w

w

P hP

PP

P� �

��

��

��

��

�

��

��

��

�

��

�

�

�

��

�1

e

� � �2

2 2 2

2

12 1 2

1 1, ,w w w w ww

w

wP hP

PP

� ��

��

�

�

�

��

�

��

�Pw

�

��

�

��

�

�

�

��

�1

� �N w w ; ,1

� �N w w ; ,2 � �NS w w w ; ;, ,1 2

onde I(.) representa a função indicatriz. Adicional-mente, é assumido que

� �1 22 2e e, ,� , ou seja, � 1

e érelativamente mais assimétrica à direita do que � 2

e .Deste modo, se a previsão para o hiato do produtose encontrar acima (abaixo) do respectivo cenáriocentral, uma proporção superior (inferior) deagentes terá expectativas mais pessimistas (opti-mistas) em relação à evolução futura da inflação,ou seja, a inflação esperada apresentará uma dis-tribuição com maior massa de probabilidade à di-reita (esquerda) da moda. Em termos simples,“boas notícias” em matéria de produto/desempre-go levam a que uma proporção maior de agentesse torne mais pessimista em matéria de inflação.

A distribuição para a inflação esperada podeser obtida por simulação numérica com base nomodelo definido na equação (5). Para tal, é neces-sário, em primeiro lugar, postular valores para osparâmetros caracterizadores da distribuição de X e :o cenário central � �

X e ; o desvio-padrão histórico� �

X e e o respectivo factor de correcção � �hX e ; e o

risco descendente � �PX e . Relativamente, à inflação

esperada é necessário assumir valores para o cená-rio central � �

� e ; o desvio-padrão histórico � �� e e

o respectivo factor de correcção � �h e�; e os riscos

descendentes Pie�e P e� 2

(6). A simulação da função dedensidade de probabilidade para a inflação espe-

rada admite, por hipótese, que !� �1 21 2e e, ,

� � ,sendo ! uma constante a ser obtida com base nosparâmetros assumidos para a distribuição de� e [veja-se Esteves, Machado e Martins (2001)].

Uma vez derivada a distribuição para a inflaçãoesperada, que tem em conta a dependência entreesta e o hiato do produto, com base na equação(1b), é possível obter através de simulação numéri-ca uma função de densidade de probabilidadepara a taxa de juro de Taylor.

3. APLICAÇÃO À ÁREA DO EURO

Com base no procedimento descrito anterior-mente, esta secção apresenta uma avaliação da ori-entação da política monetária da área do euro emDezembro de 2000. O Quadro 1 apresenta o cená-rio central para cada uma das variáveis relevantesda regra de Taylor, assim como a incerteza asso-ciada e balanço de riscos. As hipóteses e os cálcu-los subjacentes à determinação da função de densi-


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(6) Como decorre da equação (5), a relação entre os riscos descen-dentes é dada por: � �P P P P Pe e e e eX X� � �

� � �11 2

. Deste modo, pos-tular um valor para P e� 1

e P e� 2é equivalente a postular um valor

para P e�e outro para P e� 1

ou P e� 2.

Quadro 1

TAXA DE JURO DE TAYLOR PARA A ÁREA DO EURO: CENÁRIO CENTRALE AVALIAÇÃO SUBJECTIVA DE RISCOS

Taxa de juroreal de

equilíbrio(r*)

Objectivo deinflação� �� *

Inflaçãoesperada� �� e

Hiato doproduto� �X e

Coeficiente dodesvio de

inflação� ��

Coeficiente dohiato doproduto

� ��

Hipóteses:Cenário central � �w . . . . . . . . . . . . . . . . . 3.00 1.50 1.90 0.30 1.31 0.25

Desvio padrão corrigido � ��w . . . . . . . . . 0.21 - 0.75 1.21 0.09 0.04Desvio padrão histórico � � w . . . . . . . . . 0.19 - 0.75 1.10 0.09 0.04Incerteza adicional � �h w . . . . . . . . . . . . . . 1.10 - 1.00 1.10 1.00 1.00

Avaliação de riscos � 1e � 2

e

Ascendente (1-Pw) . . . . . . . . . . . . . . . . . 0.60 - 0.60 0.40 0.45 0.60 0.70Descendente (Pw) . . . . . . . . . . . . . . . . . . 0.40 - 0.40 0.60 0.55 0.40 0.30

Por memória:Valor esperado. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 3.07 1.50 1.83(a) 0.11 1.34 0.27

Nota:

(a) Derivada por simulação numérica.

dade de probabilidade da taxa de juro de Taylorpara a área do euro são explicados a seguir.

3.1 Coeficientes

O Quadro 2 apresenta diferentes valores esti-mados para os parâmetros � e �. Embora os resul-tados não sejam qualitativamente muito distintos,as conclusões obtidas com cada modelo poderãoser quantitativamente bastante diferentes. Para aconstrução do cenário central e dos respectivosdesvios-padrão consideraram-se os valores estima-dos em Clarida, Galí e Gertler (1997) para a Ale-manha, os quais estão muito perto dos obtidos emPeersman e Smets (1998). Não se considerou ne-nhum factor de incerteza adicional em relação aopassado. Atendendo ao facto dos diversos resulta-dos obtidos para os EUA apontarem para coefici-entes mais elevados , considerou-se uma probabi-lidade ascendente superior a 50 por cento (respec-tivamente 60 e 70 por cento para � e �).

3.2 Taxa de juro real de equilíbrio

A taxa de juro real de equilíbrio admitida paraa área do euro é igual a 3.0 por cento – um valorpróximo das estimativas obtidas com uma funçãode reacção para o Bundesbank nas duas últimasdécadas e da média das taxas de juro reais dospaíses do G7 nos últimos cinco anos(7). Mais, deacordo com a regra de ouro da acumulação de ca-pital, o produto marginal do capital, que em equi-líbrio iguala a taxa de juro real, deverá ser supe-rior à taxa de crescimento do produto (condição deeficiência dinâmica). Por exemplo, no caso da áreado euro, as estimativas actuais para o produto po-tencial sugerem que a taxa de juro real de equilí-brio de longo prazo deverá ter como limite inferiorum valor em torno de 2-2.5 por cento. Como des-vio-padrão histórico para a taxa de juro real de e-quilíbrio considerou-se o valor estimado porSmets (1999) para uma regra de Taylor prospectiva

para a Alemanha. Neste trabalho, a taxa de juroreal de equilíbrio implícita na regra de Taylor paraum objectivo de inflação de 1.5 por cento é igual-mente de 3.0 por cento. Em termos de “balanço deriscos”, as diferentes estimativas apresentadas naliteratura para a taxa de juro real de equilíbrio naAlemanha situam-se esmagadoramente entre 2.5 e3.5 por cento, com uma incidência ligeiramentemaior na metade superior deste intervalo. Esta úl-tima evidência justifica o “balanço de riscos” apre-sentado (probabilidade ascendente de 60 por cen-to). Finalmente, os eventuais efeitos da designada“Nova Economia” induzem alguma incerteza nasactuais estimativas para o produto potencial e,consequentemente, para a taxa de juro real de e-quilíbrio da área do euro. Por esse motivo, foi de-cidido incluir um factor de incerteza adicional de10 por cento.

3.3 Objectivo de inflação

Como objectivo de inflação admite-se o valorde 1.5 por cento. Recorde-se que no âmbito da es-tratégia de política monetária do Eurosistema, aestabilidade de preços é definida como um au-mento anual do Índice Harmonizado de Preços noConsumidor (IHPC) inferior a 2 por cento na áreado euro, e que o cálculo do valor de referênciapara a taxa de crescimento do agregado monetárioM3 tem subjacente uma taxa de inflação igual a 1.5por cento. Não se admite a existência de qualquerincerteza em relação a este valor.


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Quadro 2

PARÂMETROS � e �

Desvio deinflação

Hiato doproduto

Taylor (1993). . . . . . . . . . . . . . . . . EUA 1.50 0.50Taylor (1999). . . . . . . . . . . . . . . . . EUA 1.50 1.00Ball (1997) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . EUA 1.50 1.00Christiano (1999) . . . . . . . . . . . . . EUA 3.00 0.50Clarida, Galí e Gertler (1998) . . . EUA 1.80 0.12

Clarida, Galí e Gertler (1997) . . . Alemanha 1.31 0.25Peersman e Smets (1998). . . . . . . Alemanha 1.30 0.28

(7) O cálculo da taxa de juro real de equilíbrio para a área do eurocom base na média das taxas de juro reais prevalecentes duran-te, por exemplo, as duas últimas décadas apresenta muito pro-vavelmente um enviesamento para cima. De facto, ao longodeste período, assistiu-se a um processo de desinflação na áreado euro. Neste contexto, parece ser mais apropriado utilizar astaxas de juro passadas da Alemanha – um país que foi caracte-rizado por um maior estabilidade macroeconómica.

3.4 Inflação esperada

Para a inflação esperada admite-se o ponto mé-dio do intervalo da previsão do Eurosistema di-vulgada em Dezembro de 2000 relativamente aocrescimento do IHPC em 2002 – isto é, 1.9 por cen-to. Como desvio-padrão histórico considerou-se ofacto do intervalo de previsão do Eurosistema (1.3,2.5) corresponder a duas vezes o erro absoluto mé-dio dos exercícios de previsão realizados ao longodos últimos anos (BCE (2000)). Admitindo umadistribuição normal, este valor corresponde a umdesvio-padrão de 0.75, sobre o qual não se consi-derou nenhum factor de incerteza adicional. Emtermos de “balanço de riscos”, considera-se que aprobabilidade de uma inflação mais baixa do queo cenário central seria igual a 60 por cento, se aprevisão do hiato do produto se situar abaixo doseu valor mais provável, e igual a 40 por cento,quando a previsão do hiato do produto se situaracima do seu valor mais provável.

3.5 Previsão do hiato do produto

Como cenário central para a previsão do hiatodo produto para a área do euro em 2001 admi-tiu-se um valor de 0.3 por cento. Este valor foi ob-

tido com um filtro Hodrick-Prescott, utilizandodados trimestrais desde 1977 e os valores anuaiscorrespondentes ao ponto médio dos intervalos doexercício de previsão divulgado em Dezembro de2000. Este valor corresponde igualmente às esti-mativas para 2001 tanto da Comissão Europeiacomo da OCDE divulgadas nos exercícios de pre-visão, respectivamente, em Outubro e Novembrode 2000. Como desvio-padrão, considerou-se umvalor de 0.6, o qual foi obtido tomando em consi-deração o facto da magnitude do intervalo de pre-visão do Eurosistema para a taxa de crescimentodo PIB para 2001 (2.6, 3.6) corresponder a duas ve-zes o erro médio absoluto das previsões efectua-das em vários anos. Atendendo a eventuais efeitosda chamada “Nova Economia” e às tradicionaisdificuldades em estimar o hiato do produto no fi-nal da amostra(8), considerou-se um factor de in-certeza adicional de 1.1. Em termos de “balanço deriscos”, admitiu-se um risco descendente de 55 por


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(8) As estimativas para o hiato do produto contemporâneo e pros-pectivo são particularmente incertas, porque os valores recen-tes para o PIB têm tradicionalmente um carácter preliminar,porque as previsões estão sujeitas a erros e porque grande par-te das técnicas de estimação, nomeadamente os métodos univa-riados, como o filtro HP, apresentam problemas no final daamostra.

Gráfico 2FUNÇÃO DENSIDADE DE PROBABILIDADE DA TAXA DE JURO DE TAYLOR

1.50 2.50 3.50 4.50 5.50 6.50 7.50

Valor em

Dezembro 2000

Taxa de juro de referência do BCE(Dezembro de 2000)

4.75

Moda. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 5.14Valor esperado . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 5.03Mediana . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 5.06Desvio-padrão . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 1.05Assimetria . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . -0.10

Intervalo50% 4.37

5.73

75% 3.816.18

Probabilidade de subida dataxa de juro de referência

63%

cento, tendo em conta a possibilidade de a desace-leração do crescimento nos Estados Unidos podervir a ser superior às previsões dos organismos in-ternacionais.

3.6 Resultados

Com estas hipóteses, as medidas de localizaçãopara a taxa de Taylor estariam todas acima do ní-vel observado em Dezembro de 2000 para a taxade juro de referência do Banco Central Europeu(veja-se Gráfico 2). Contudo, estas indicações estãosujeitas a importantes incertezas, atendendo à si-gnificativa variância estimada para a taxa de jurode Taylor. Com efeito, o intervalo de confiança a50 por cento é de 4.37 a 5.73 por cento (de 3.82 a6.19 por cento, no caso de se considerar um nívelde confiança de 75 por cento).

Tomando em consideração as várias hipótesessubjacentes à avaliação da variância da taxa deTaylor, verifica-se que o maior contributo é dadopela inflação esperada(9). Em seguida, aparecem asincertezas relacionadas com o hiato do produto.Por contraste, as incertezas relacionadas com a es-pecificação da regra de Taylor parecem ter umcontributo reduzido (taxa de juro real de equilíbrioe coeficientes).

4. CONSIDERAÇÕES FINAIS

A evidência empírica tem mostrado que as re-gras de Taylor descrevem razoavelmente bem ocomportamento das principais autoridades mone-tárias, nomeadamente da Reserva Federal nor-te-americana e do Bundesbank, ao longo das duasúltimas décadas – um período em que a actuaçãoda política monetária é geralmente consideradacomo tendo sido bastante bem sucedida na redu-ção da inflação. Neste contexto, parece razoávelargumentar que uma regra de Taylor poderá cons-tituir uma referência útil para o debate sobre polí-tica monetária.

Porém, tendo em conta o conjunto de dificulda-des operacionais e limitações associadas ao proces-so de estimação, a prática habitual de apresentaros resultados decorrentes da utilização da regra de

Taylor sob a forma de uma estimativa pontual pa-rece pouco prudente. Em particular, a utilizaçãodesta regra em termos prospectivos obriga à utili-zação de previsões no horizonte relevante para atransmissão dos efeitos da política monetária.Atendendo aos erros de previsão cometidos nopassado, esta necessidade acarreta uma importan-te fonte de incertezas.

Neste trabalho, o conteúdo informativo da re-gra de Taylor foi apresentado sob a forma de umafunção de densidade de probabilidade. Esta abor-dagem torna claro que as decisões de política mo-netária são tomadas num contexto de incerteza,pelo que a avaliação da orientação da política mo-netária deverá ter em conta de forma explícita essecontexto.

REFERÊNCIAS

Ball, L. (1997) “Efficient rules for monetary policy”,National Bureau of Economic Research,Working Paper 5952.

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Britton E., Fisher P. e Whitley (1998) “The inflationreport projections: Understanding the fanchart”, Quarterly Bulletin, Banco de Inglaterra,Fevereiro.

Christiano, L. e Gust, C. (1999) “Taylor rules in alimited participation model”, mimeo.


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Gráfico 3CONTRIBUTOS PARA A VARIÂNCIA

DA TAXA DE TAYLOR

0 0.2 0.4 0.6 0.8 1 1.2

Inflação esperada

Hiato do produto

previsto

Taxa de juro real

de equilíbrio

Coeficientes

(9) O contributo de cada variável é dado pela variância da taxa dejuro de Taylor obtida com a hipótese de que a incerteza para asrestantes variáveis é igual a zero.

Clarida, R., Galí, J e Gertler, M. (1997) “Monetarypolicy rules in practice: some international ev-idence”, Centre for Economic Policy Research,Discussion Paper 1750.

Clarida, R. e Gertler, M. (1998) “Monetary PolicyRules and Macroeconomic Stability: Evidenceand Some Theory”, National Bureau of Eco-nomic Research, Working Paper 6442.

Esteves, Machado e Martins (2001) “A simplemethod to estimate a distribution for the Tay-lor rule”, Banco de Portugal, Working paper,forthcoming.

Johnson, N., Kotz, S. e Balakrishnan, N. (1994)“Continuous univariate distributions”, segundaedição, Wiley.

Martins, F. (2000) “Regras de Taylor”, Banco dePortugal, Boletim Económico, Março.

Peersman, G. e Smets, F. (1998) “The Taylor rule: auseful monetary policy guide for the ECB?”,mimeo.

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Whitley, J. (1997) “Forecast uncertainty”, Banco deInglaterra, mimeo.


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PARÂMETROS FISCAIS NA ECONOMIA PORTUGUESAPARTE II: IMPOSTOS DIRECTOS*

Alfredo Marvão Pereira**Pedro Rodrigues***

No segundo de uma série de dois artigos, centramo-nos nos impostos directos e discuti-mos formalmente as correspondências entre taxas estatutárias e taxas efectivas de impostona economia portuguesa. Estas correspondências dependem das particularidades da lei fis-cal portuguesa, de um manancial de informação estatística e de alguns “a prioris” acercados valores de parâmetros comportamentais na economia. Para cada uma das diferentesmargens fiscais, seleccionamos a especificação da base tributável que é comum nos exercíci-os de avaliação da política fiscal, apesar de esta ser apenas uma aproximação à verdadeirabase fiscal. Para além das correspondências gerais, apresentamos as nossas próprias esti-mativas das taxas efectivas de imposto para as diferentes margens fiscais. Contudo, o maisimportante é que, utilizando a informação deste artigo, os interessados na avaliação da po-lítica fiscal podem obter as suas próprias estimativas dos parâmetros fiscais relevantes.

1. INTRODUÇÃO

O objectivo desta série de dois artigos é estabe-lecer a correspondência entre taxas estatutárias etaxas efectivas de imposto na economia portugue-sa, e determinar a forma como alterações nas taxasestatutárias de imposto induzem alterações nasrespectivas taxas efectivas. Para a motivação, ofoco, e as qualificações da análise, veja Pereira eRodrigues (2001a), o primeiro artigo desta sequên-cia.

As propostas de reforma fiscal são invariavel-mente expressas em termos de alterações às taxas

estatutárias de imposto. No entanto, da perspecti-va da avaliação da política fiscal, estas taxas sãopraticamente irrelevantes. Isto porque, para a aná-lise económica dos incentivos ao trabalho, ao con-sumo, à poupança e ao investimento, que são in-duzidos pelo enquadramento fiscal, o mais impor-tante é o comportamento económico na margem.Nesta perspectiva, as propostas de alteração fiscaldeveriam ser submetidas em termos de alteraçõesnas taxas marginais de imposto. Como estas sãoclaramente difíceis de obter, uma aproximação fre-quentemente utilizada na avaliação da política fis-cal é a taxa efectiva de imposto.

A taxa efectiva de imposto, que designamospor �, pode ser definida simplesmente como o rá-cio entre as receitas fiscais totais, T, e a base fiscalda qual foram obtidas, B, i.e.,

��TB

.

As receitas fiscais observadas resultam, contu-do, de um conjunto de inúmeras regras fiscais. Na


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* As opiniões expressas neste artigo são da inteira responsabili-dade dos autores e não coincidem necessariamente com a posi-ção do Banco de Portugal nem com a do Ministério dasFinanças. Os autores agradecem os comentários de EmanuelSantos, Fernando Chau e, especialmente, de Luís Morais Sar-mento. Helder Reis forneceu valiosa ajuda na investigação.

** Faculdade de Economia, College of William and Mary, Virginia,E.U.A.

*** DGEP, Direcção-Geral de Estudos e Previsão, Ministério das Fi-nanças.

realidade, as taxas estatutárias de imposto, t, jun-tamente com as deduções à matéria colectável, D,e os créditos fiscais, CR, são os instrumentos da le-gislação fiscal. Uma descrição muito estilizada decomo estas três variáveis se conjugam para deter-minar as receitas fiscais, em geral, é

� �T t B D CR� � � .

Neste artigo centramo-nos na correspondênciasentre taxas estatutárias e taxas efectivas ao níveldos impostos directos. Os impostos sobre o rendi-mento de pessoas colectivas e singulares (IRC eIRS, respectivamente), assim como as contribui-ções patronais e dos empregados para a segurançasocial são considerados com grande pormenor.Apresentamos vários quadros que documentam ospormenores técnicos nas correspondências entreas taxas estatutárias e as taxas efectivas de impostonas diferentes margens fiscais consideradas. Sali-entamos não só as correspondências matemáticasmas também a informação estatística e os parâme-tros económicos necessários para estabelecer taiscorrespondências. Como tal, o texto é essencial-mente uma visita guiada aos diferentes quadros,complementada com referências pormenorizadasàs fontes estatísticas. Para uma exposição porme-norizada, em termos legais, do sistema fiscal por-tuguês, o leitor deverá consultar CEF (1997) eKPMG (1997).

2. O IMPOSTO SOBRE O RENDIMENTO DEPESSOAS COLECTIVAS, O IRC

Estimamos que, de 1990 a 1998, as receitas fis-cais provenientes da tributação do rendimento depessoas colectivas,TCITd , o que inclui também as re-ceitas municipais conhecidas como “derramas”,totalizaram uma média anual de 3.1 por cento doPIB a preços de mercado.

O código do IRC (CIRC) determina que socie-dades anónimas, sociedades por quotas e outrassociedade com fins lucrativos são consideradasentidades tributáveis. As sociedades residentessão obrigadas a pagar IRC sobre a totalidade dosseus rendimentos donde quer que provenham. Asmais valias estão, portanto, também incluídas.Uma sociedade é considerada residente se a suasede ou local efectivo de gestão se situar em terri-tório nacional, se qualquer um dos seus agentes

exercer actividades de negócio em Portugal por120 dias ou mais em cada ano, ou se houver umarepresentação permanente a partir da qual se pra-tica uma actividade comercial, agrícola ou indus-trial.

2.1 A base fiscal do IRC e as suas principais

deduções

A base fiscal do IRC consiste dos resultados lí-quidos obtidos num ano acrescidos de certas alte-rações patrimoniais e deduzidos dos prejuízos deanos anteriores permitidos pela lei e de incentivosfiscais. Os lucros são definidos em termos da de-monstração de resultados e representam o ganhopatrimonial ao longo do período contabilístico,ajustado de acordo com as regras do CIRC.

Na definição de lucros tributáveis, todos os cus-tos associados com a actividade normal de uma so-ciedade são dedutíveis à base fiscal do IRC, até cer-tos limites. Os principais custos permitidos são asamortizações para efeitos fiscais e os custos totaiscom o factor trabalho, i.e., os salários brutos mais ascontribuições patronais para a segurança social.Outras deduções incluem despesas de representa-ção, despesas de deslocação em trabalho, certos do-nativos, despesas de investigação e desenvolvimen-to, e provisões para dívidas incobráveis.

Dado a definição de lucros como alterações aopatrimónio líquido, num quadro de apuramento in-dividual do imposto a pagar, para se determinar abase fiscal do IRC seria necessário calcular as maisvalias da empresa, valorizar o seu inventário, eapurar as outras deduções acima mencionadas. Emvez disso, dado que trabalhamos a um nível alta-mente agregado, escolhemos aproximar a verdadei-ra base fiscal usando dados macroeconómicos.

Na maioria dos exercícios de avaliação da polí-tica fiscal o imposto sobre o rendimento de pesso-as colectivas é modelizado de uma forma bastanteestilizada. Avaliado a custo de factores, o PIB� �Y FC como um todo é tipicamente consideradocomo a base fiscal, e os custos totais com o factortrabalho, �L

FCY , juntamente com as amortizaçõespara efeitos fiscais são as deduções aceites.(1) As


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(1) Deve ser salientado que, para além das contribuições patronaispara a segurança social, o custo total com o factor trabalho in-clui os salários brutos pagos quer a trabalhadores por conta deoutrem quer a trabalhadores por conta própria, tanto no sectorprivado como no sector público.

amortizações para efeitos fiscais são determinadoscomo a fracção, �, das despesas de investimentorealizadas pelo sector privado, IFC . De seguida,aplica-se um imposto à taxa efectiva de �CITd sobrea base fiscal devidamente ajustada. Finalmente,como incentivo fiscal, um crédito fiscal ao investi-mento, TITC , reduz o imposto a pagar num mon-tante que é proporcional à despesa de investimen-to realizado pelo sector privado.

Na realidade, contudo, só as sociedades pagamIRC. Por esta razão, uma melhor aproximação àsverdadeiras base fiscal, deduções e créditos, re-quer um foco no sector das sociedades. Neste con-texto, temos que determinar as quotas da produ-ção, dos custos totais com o factor trabalho, e doinvestimento do sector privado que são levadas acabo pelas sociedades. Sejam � 1, � 2 e � 3 estas trêsquotas. Note que � 1 é facilmente parametrizadodepois de reconhecer que o excedente bruto de ex-ploração vem dado por � �Y FC

L� � �1 2� . Esta variá-vel, assim como os parâmetros � 2 e � 3 são deter-minados directamente a partir dos dados das con-tas nacionais do INE.(2)

A base tributável do IRC, após as devidas de-duções, é então sujeita ao imposto sobre o rendi-mento de pessoas colectivas a uma taxa estatutáriade tCIT � 0 34. , e é depois sobretaxada com um im-posto municipal, i.e., a derrama, a uma taxa esta-tutária de t der � 0 10. . Assim se determina , o IRCa pagar pela empresa antes de se subtraírem oscréditos fiscais de investimento.

O quadro 1 faz o resumo dos dados e parâme-tros relacionados com o IRC. Torna também claraa distinção entre “em termos estatutários” e “emtermos efectivos”, i.e., entre a nossa aproximaçãoda forma como as receitas fiscais são obtidas na re-alidade (equações 1 e 2), e como estas constamnum modelo convencional de avaliação da políticafiscal (equações 3 e 4). Acresce que as equações (5)e (6) mostram como alterações nas taxas estatutári-as de imposto induzem alterações nas respectivastaxas efectivas.

Vejamos agora como as deduções para efeitosde depreciação fiscal e os créditos fiscais de inves-timento são determinados na realidade.

2.2 Deduções para efeitos de depreciação fiscal

O código do IRC contempla que os lucros tribu-táveis das sociedades sejam ajustados das dedu-ções para efeitos de depreciação fiscal. Desta for-ma, o CIRC permite que uma fracção das despesasde capital presentes e passadas seja consideradacomo um custo para efeitos fiscais. Sob o métododa depreciação linear aplicado a NDEP períodos,as deduções para efeitos de depreciação fiscal sãocalculados de acordo com:

� �I I I NDEPt t t NDEP � � 1 1. . . / .

Assumindo que as despesas de investimentocrescem a uma taxa anual g, as deduções para efei-tos de depreciação fiscal vêm escritas como a pro-porção, �, da despesa de investimento do presente.Neste contexto, o parâmetro � vem dado por:

� ��

1 1 1 11

g NDEP gNDEP

/ .

Esta expressão é a forma reduzida da diferençade duas somas de progressões geométricas infini-tas.(3) Do cálculo das receitas fiscais, em termos es-tatutários, quer do IRC quer das derramas (veja aequação 1 no quadro 1), depois de concretizar to-dos os dados e parâmetros que são conhecidos,vem por resíduo que �� 0 73477. . Assim, resolven-do a equação do � em ordem a g, depois de assu-mir que NDEP=16, vem que g� 0 0449. . Uma vezque a formação bruta de capital fixo para a econo-mia como um todo cresceu a uma média anual de4.87 por cento de 1990 a 1998 (DGEFA, 1999), o va-lor que estimamos para g é bastante razoável.

2.3 Créditos fiscais de investimento

De 1990 a 1998, os créditos de imposto em sedede IRC que incluem os créditos fiscais de investi-


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(2) Sem outra indicação em contrário, os dados e os parâmetros re-lativos ao sector das sociedades referem-se a médias do perío-do 1988 a 1995 e fazem uso da informação disponível que émais recente (INE, Contas Nacionais).

(3) Nesta definição das deduções para efeitos de depreciação fiscalcaptamos a depreciação que corresponde a investimentos feitosno passado. Enquanto esta é a noção relevante para fins fiscais,deve ser realçado que as decisões de investimento são, na mar-gem, prospectivas. Isto implica que são baseados, em parte, nasdepreciações futuras que derivam das despesas de investimen-to (King e Fullerton, 1984 e Jorgenson e Landau, 1993). Se assu-mirmos que g, a tendência de crescimento das despesas deinvestimento, se mantém no futuro, então as depreciações his-tóricas serão um bom indicador para as decisões de investimen-to em torno dessa tendência.

mento e os regimes transitórios, TITC , totalizaramuma média anual de 0.09744 por cento do PIB apreços de mercado (Ministério das Finanças, 1993,1995, 1997, 1998).

Os créditos fiscais de investimento são regular-mente usados pelas autoridades fiscais para incen-tivar certo tipo de sociedades a adquirir certosbens de capital. É evidente que uma alteração do

crédito de imposto é importante na medida emque altera a taxa efectiva de imposto. É assim, ain-da que a correspondência entre taxas estatutárias etaxas efectivas de imposto seja independente detais créditos.

À excepção dos intermediários financeiros –bancos e empresas de seguros – todas as entidadessujeitas a IRC têm direito aos créditos fiscais de in-


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Quadro 1

O IMPOSTO SOBRE O RENDIMENTO DE PESSOAS COLECTIVAS, IRCE OS CRÉDITOS FISCAIS DE INVESTIMENTO

Em termos estatutários� � � �� T t t Y T I TCITd CIT der

MPVATET L

MPVATET I� � � � � �1 1 2 3� � � �� , TITC

(1)

� �T t I TITC ITCMP

VATET I� �. . . .,� � � �3 (2)

Em termos efectivos

� � �T Y I TCITd CITdFC

LFC

ITC� � � �� 1 (3)

T IITC ITCFC�� (4)

Como uma alteração na taxa estatutária induz uma alteração na taxa efectiva

� � � � � � � ��

�� CITd

CITder

FCL

FC FCL

FC

tt Y I Y I� � � � �1 11 2 3 / (5)

��

��

�ITC

ITC

ITC

ITCt� �3

(6)

Dados

T Y T Y T YCITMP

ITCMP

VATETMP

L� � �0 031 0 0009744 0 142. , . , . , � � 0 475. ,

T Y I Y t tVATET IMP MP MP

CIT der, . , . , . , .� � � �0 01841 0 215 0 34 0 10 0 10, . ,t ITC �

Excedente bruto de exploração do sector das sociedades � �� Y YFCL

MP� � �1 2 0 17926.

Parâmetros� � � � �� 0 51554 0 6454937 0 6491375 0 73477 03. , . , . , . , . , . , .35 0 77728 0 28067� ��

A taxa efectiva de imposto calculada

� �CITd ITC� �0 10449 0 004957. , .

O efeito diferencial calculado

��

�

��

�CITd

CIT

ITC

ITCt t� �0 30734 0 04957. , .

Fontes: DGEP (1999), Contas Nacionais do INE, Cálculos dos autores.

vestimento. Assim, ao incorrer em despesas de ca-pital, com excepção de terrenos (excepto para so-ciedades que operam no sector primário), edifícios(com excepção de fábricas), mobiliário e veículosligeiros, estas sociedades não financeiras têm aoportunidade de reduzir o seu , i.e., o IRC a pa-gar antes de se subtraírem os créditos fiscais de in-vestimento.

Sob o actual código fiscal, o crédito fiscal de in-vestimento de uma sociedade num dado ano, écalculado como a fracção, t ITC � 0 10. , da despesa deinvestimento elegível, medida a custo de factores,até ao limite de 30 por cento do IRC a pagar antesde se subtraírem os créditos fiscais de investimen-to. Isto implica que o crédito fiscal de investimentonunca poderá exceder:

�min . ; .0 3 t IITC EligibleFC

Para poder avançar, assumimos que o limitedos 30 por cento não é uma restrição activa. Nessecaso, os créditos fiscais de investimento são atribu-ídos de acordo com t IITC Eligible

FC .De 1988 a 1995, as sociedades não financeiras,

as únicas que têm direito aos créditos fiscais de in-vestimento incorreram em despesas de investi-mento que totalizaram uma média anual de 10.848por cento do PIB a preços de mercado das quais sóuma fracção, �� 0 35. , foram elegíveis para efeitosdo crédito fiscal de investimento (INE, Contas Na-cionais, vários números).

Avaliado a custo de factores, o investimentodas sociedades não financeiras representa�� 0 77728. de todo o investimento das empresas,� 3IFC . Resulta, portanto, que I IEligible

FC FC�� . . , o quecorresponde a 3.472 por cento do PIB medido apreços de mercado.

Dados sobre os créditos fiscais de investimentoefectivamente atribuídos sugerem que apenas umafracção, �� 0 28067. , da despesa de investimentoelegível é coberta pela fórmula acima indicada.Isso implica que o valor dos créditos fiscais de in-vestimento que são na realidade concedidos podeser escrito como:

T t IITC ITCFC� � � � � �. . . ,3

onde � é um coeficiente de aproveitamento deter-minado residualmente usando a equação (2) noquadro 1.(4)

Se a totalidade da despesa de investimento ele-gível das sociedades não financeiras tivesse sidocoberta, os créditos fiscais de investimento teriamatingido uma média anual de 0.347 por cento doPIB a preços de mercado, no período de 1990 a1998, i.e., cerca de 3.5 vezes o valor que foi na rea-lidade atribuído.

Assim, os nossos cálculos sugerem que, no pas-sado recente, a maior parte do investimento elegí-vel das sociedades não financeiras, i.e., cerca de 2.5por cento do PIB a preços de mercado, não aprove-itou este incentivo fiscal.

Estes números sugerem, portanto, que há umsubaproveitamento dos créditos fiscais de investi-mento. O que poderá explicar este facto? Se rejei-tarmos, como devemos, a hipótese de que os em-presários desconhecem a existência deste incentivofiscal, a resposta parece ser que a evasão fiscalpode ser um factor no subaproveitamento dos cré-ditos fiscais de investimento.

Finalmente, dado a natureza agregada da mai-or parte dos modelos de avaliação da política fis-cal, há o hábito de escrever os créditos fiscais deinvestimento como a fracção, � ITC , da totalidade dadespesa de investimento do sector privado, avalia-do a custo de factores, i.e.,

T IITC ITCFC�� .

Usando os dados disponíveis, a taxa efectivados créditos fiscais de investimento é calculada em� ITC � 0 004957. .

Por sua vez, o efeito diferencial de uma altera-ção na taxa estatutária dos créditos fiscais de in-vestimento sobre a respectiva taxa efectiva é deter-minado de acordo com:

��

��

�ITC

ITC

ITC

ITCt t� � �3 0 04957. .

3. AS CONTRIBUIÇÕES PARA A SEGURANÇASOCIAL

O sistema de segurança social português operanuma base de repartição e de acordo com o princí-pio de solidariedade entre gerações. Sob a classifi-


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(4) Note que, se o limite dos trinta por cento for uma restrição acti-va então a fracção de todo o investimento elegível das socieda-des que é coberto será ainda menor.

cação convencional dos três pilares (veja, porexemplo, World Bank, 1994), só o primeiro pilar –um regime de gestão pública com contribuiçõesobrigatórias – e o terceiro pilar – um regime com-plementar individual com tratamento fiscal favo-rável gerido por fundos de pensões – existem.

A segurança social gerida pelo Estado abrangedois sistemas: um sistema geral para trabalhadoresdo sector privado e um sistema para os funcionári-os públicos. Para além destes dois sistemas, existeainda um sistema especial para bancários que ope-ra numa base de capitalização.

No sistema geral, mais conhecido como RegimeGeral, existem dois sub-regimes: um regime geralcontributivo financiado quer por contribuições pa-tronais quer por contribuições dos empregados, eainda um regime não-contributivo financiado portransferências do Orçamento do Estado. O regimegeral contributivo atribui pensões que visam subs-tituir a perda de rendimento devido à velhice e aoutras contingências como a doença, a invalidez, amorte, ou o desemprego. O regime não-contri-butivo assegura uma protecção mínima às pessoasnão cobertas pelo regime contributivo e sofredorasde dificuldades sociais e ou económicas, com umnível de rendimento abaixo de uma determinadolimiar.

O sistema de segurança social dos funcionáriospúblicos, mais conhecido com Caixa Geral de Apo-sentações, é financiado tanto por contribuições dosempregados na função pública como por transfe-rências do Orçamento do Estado. Os beneficiáriosneste sistema têm cobertura para todas as contin-gências acima referidas, à excepção do desempre-go.

3.1 As contribuições patronais para a segurança

social

Estimamos que as contribuições patronais paraa segurança social, TFSSC , representam uma médiaanual de 5 por cento do PIB a preços de mercado,no período de 1990 a 1998. Note que este valor nãoinclui as contribuições pagas pelo Estado, comoempregador, à Caixa Geral de Aposentações. Tam-bém, as contribuições dos trabalhadores por contaprópria estão contabilizados na rubrica das contri-buições dos empregados para a segurança social.

De uma forma mais formal, as empresas do sec-tor privado pagam contribuições para a segurança

social a uma taxa estatutária de tFSSC � 0 2375. sobreos salários brutos pagos aos seus empregados. Ossalários brutos dos trabalhadores por conta de ou-trem no sector privado são obtidos subtraindo asremunerações brutas dos funcionários públicos,WagesPS , e o rendimento bruto dos trabalhadorespor conta própria, dos rendimentos (brutos) detrabalho da economia como um todo,�L

FCFSSCY T� . As limitações nos dados referentes à

parte dos rendimentos de trabalho que é absorvidapor trabalhadores de conta própria, forçam-nos autilizar uma aproximação à base fiscal estatutária.Assumimos assim que o rendimento bruto de tra-balho do sector privado é a base fiscal relevantedepois de ajustada pelo parâmetro �. Isto é, usa-mos:

� �� LFC

FSSC PSY T Wages� �

como a aproximação à base fiscal estatutária que érelevante no caso das contribuições patronais paraa segurança social (ver a equação 7 no quadro 2).Note que, porque o rendimento dos trabalhadorespor conta própria é diferente de zero, o valor de �é necessariamente menor que um.(5)

Os modelos de avaliação da política fiscal nãodistinguem geralmente entre trabalhadores do sec-tor público e do sector privado, muito menos entretrabalhadores por conta de outrem e trabalhadorespor conta própria. Como apresentado na equação(8) no quadro 2, as contribuições patronais para asegurança social, TFSSC , são calculadas como a frac-ção, �FSSC , a taxa efectiva das contribuições patro-nais para a segurança social, dos rendimentos bru-tos do trabalho da economia como um todo.

Para se determinar como alterações na taxa es-tatutária, tFSSC , induzem alterações na taxa efectivade imposto, �FSSC , resolvemos as equações (7) e (8)do quadro 2 em ordem a TFSSC para obter a expres-são (9) do quadro 2. Este efeito diferencial é calcu-lado de acordo com:

��

�

�

�

�

��FSSC

FSSC

FSSC

FSSC

FSSC

FSSCtTt

T��

��

�

��

�1

.


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(5) Os nossos cálculos implicam que, do total do rendimento brutodo trabalho, os funcionários públicos, os trabalhadores porconta de outrem, e os trabalhadores por conta própria recebem38.64 por cento, 58.89 por cento, e 2.47 por cento, respectiva-mente.

3.2 As contribuições dos empregados para a

segurança social

Estimamos que, de 1990 a 1998, as contribui-ções dos empregados para a segurança social,TWSSC , representam uma média de 4.1 por cento doPIB medido a preços de mercado.

Os trabalhadores por conta de outrem em qual-quer sector pagam uma taxa estatutária de contri-buições para a segurança social de t WSSC

dep � 0 11. so-bre o seu rendimento bruto de trabalho. Os salári-os brutos dos trabalhadores por conta de outremsão calculados como a soma do rendimento brutodo trabalho por conta de outrem no sector priva-do, � �� L

FCFSSC PSY T Wages� � , e no sector público,

WagesPS .Os trabalhadores por conta própria, contudo,

cujas contribuições já estão incluídas em TWSSC , po-dem escolher a sua base contributiva – entre 1 e 12salários mínimos nacionais – assim como a taxa es-tatutária à qual contribuem – t WSSC

se ,min .� 0 254 ou

t WSSCse ,max .� 0 32 – dependendo do grau de cobertura

pretendido. Este facto introduz um significativograu de ambiguidade na definição tanto da basefiscal como da taxa de imposto a que os trabalha-dores por conta própria estão sujeitos. Só podemosinferir que, em média, para o período 1990 a 1998,as contribuições dos trabalhadores por conta pró-pria para a segurança social, t B tWSSC

seWSSCse

WSSCse,min ,min ,max

BWSSCse ,max , totalizaram 0.2624 por cento do PIB medido

a preços de mercado, i.e., cerca de 6.5 por cento dototal das contribuições dos empregados para a se-gurança social.(6)

Uma vez mais, porque os modelos de avaliaçãode política fiscal são geralmente altamente agrega-dos, escrevemos TWSSC como a fracção, �WSSC , a


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Quadro 2

AS CONTRIBUIÇÕES PATRONAIS PARA A SEGURANÇA SOCIAL

Em termos estatutários� �� T t Y T T WagesFSSC FSSC L

MPVATET FSSC PS� � � �� . (7)

Em termos efectivos� �T Y TFSSC FSSC L

FCFSSC� �� (8)

Como uma alteração na taxa estatutária induz uma alteração na taxa efectiva� � � �

� ��

�

�

�

� �

�

FSSC

FSSC

FSSC

LFC

LFC

PS

FSSCt Y

Y Wages

t�

�

1

1

2

2.(9)

DadosT Y t Wages Y TFSSC

MPFSSC PS

MPVAT� � �0 05 0 2375 0 13818. , . , . , ET

MPLY� �0 142 0 475. .�

Parâmetros

�� 0 959686.

A taxa efectiva de imposto calculada�FSSC � 0 139841.

O efeito diferencial calculado��

�FSSC

FSSCt� 0 546565.

Fontes: DGEP (1999), Contas Nacionais do INE, Cálculos dos autores.

(6) É interessante notar que, se todos os trabalhadores por contaprópria tivessem optado pela cobertura máxima, implicandoque BWSSC

se,min�0 , então, em média, a base contributiva escolhidateria sido equivalente a 93.35 por cento do seu rendimento bru-to de trabalho.

taxa efectiva das contribuições sociais, do rendi-mento bruto de trabalho da economia como umtodo (ver a equação 11 da quadro 3).

Finalmente, ao calcular a correspondência entretaxas estatutárias e taxas efectivas, focamos apenasnos trabalhadores por conta de outrem porque,tanto a base contributiva como como a taxa à qualos trabalhadores por conta própria contribuemnão podem ser determinados. Este efeito diferen-cial, pelo qual alterações na taxa estatutária paraos trabalhadores por conta de outrem, t WSSC

dep , indu-zem alterações na taxa de imposto efectiva, é facil-mente determinado como a equação (12) no qua-dro 3.

4. O IMPOSTO SOBRE O RENDIMENTO DEPESSOAS SINGULARES, O IRS

4.1 Aspectos gerais da base fiscal do IRS

Estimamos que, de 1990 a 1998, as receitas doimposto sobre o rendimento de pessoas singulares,TPIT , totalizaram uma média de 6.1 por cento doPIB medido a preços de mercado.

A unidade tributável é a família que é compos-ta por um casal que vive com os seus filhos depen-dentes, ou alternativamente abrange pessoas sepa-radas, pais solteiros e os seus dependentes. Um ca-sal que vive no mesmo agregado é tributado de


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Quadro 3

AS CONTRIBUIÇÕES DOS EMPREGADOS PARA A SEGURANÇA SOCIAL

Em termos estatutários

� �� T t Y T T Wages WagesWSSC WSSCdep

LMP

VATET FSSC PS PS� � � � � � t B t BWSSCse

WSSCse

WSSCse

WSSCse,min ,min ,max ,max. . (10)

Em termos efectivos

� �T Y TWSSC WSSC LFC

FSSC� �� (11)

Como uma alteração na taxa estatutária induz uma alteração na taxa efectiva

� ��

�

� �

�WSSCdep

LFC

FSSC PS PS

LFCt

Y T Wages Wages

YWSSC

��

�TFSSC

(12)

Dados

T Y t t tWSSCMP

WSSCdep

WSSCse

WS� � �0 041 0 11 0 254. , . , . ,,minSC

se ,max . ,� 0 32

T Y T Y WagesVATETMP

FSSCMP

L PS� � � �0 142 0 05 0 475 0 1. , . , . , .� 3818Y MP

Parâmetros

�� 0 959686. , . .,min ,min ,maxt B t BWSSCse

WSSCse

WSSCse

WSSCse MPY,max .� 0 002624

A taxa efectiva de imposto calculada

�WSSC � 0 114669.


�WSSCdeptWSSC

� 0 975266.

Fontes: DGEP (1999), Cálculos dos autores.

acordo com um sistema de fraccionamento de ren-dimentos, que permite a tributação separada dorendimento total de modo a evitar pagar uma taxade imposto mais elevada. Os indivíduos são consi-derados como residentes desde que permaneçamem território nacional pelo menos 183 dias. Os re-sidentes em Portugal estão sujeitos ao pagamentode IRS sobre a totalidade do rendimento obtido,independentemente da origem. Os não residentessó estão sujeitos a IRS sobre o rendimento obtidoem Portugal, sujeito a uma miríade de acordos bi-laterais de tributação internacional.

Em Portugal, o IRS é um imposto sobre a totali-dade o rendimento da família, independentementeda sua origem. Na prática, contudo, os rendimen-tos de capital e os outros rendimentos são tributa-dos de forma diferente. O rendimento de capital épago líquido de uma taxa constante e cujo impostoé automaticamente retido na fonte. Todos os ou-tros rendimentos, por outro lado, que consistemessencialmente de rendimentos do trabalho e pen-sões, beneficiam de certas deduções que são con-tingentes ao comportamento e às características doagregado familiar, e são depois sujeitos a uma es-trutura de impostos progressivos. Depois os crédi-tos de imposto reduzem efectivamente o impostoa pagar pela família. Por estas razões analisamos atributação dos rendimentos de capital e os outrosrendimentos de forma separada. Deve ser salienta-da que tal distinção é também comum em modelosde avaliação da política fiscal.

Até recentemente, o conceito de rendimentoabrangia nove categorias de rendimento, que sedistinguiam pela respectiva fonte: rendimentos detrabalho incluindo regalias, rendimento dos traba-lhadores por conta própria, rendimento de activi-dades de comércio e indústria, rendimento daagricultura, rendimentos de capital, rendimentosimobiliários, as mais valias, o rendimento das pen-sões incluindo as anuidades e as pensões de ali-mentos, e finalmente, outros rendimentos que in-cluem rendimentos de lotarias e outros jogos deazar.(7)

Ainda que os rendimentos de capital sejamuma das nove categorias consideradas, o contribu-inte pode escolher se quer ou não reportar na suadeclaração de IRS o rendimento de capital obtido esobre a qual uma taxa de t r já foi aplicada (ver asecção 4.3). Naturalmente que o contribuinte só es-colhe reportar este rendimento se a taxa marginalde imposto a que está sujeito sobre a totalidade doseu rendimento for menor que t r , em cujo casoeste tem direito a uma devolução do impostopago. Como tal, para simplificar, assumimos queos rendimentos de capital apenas são pagos aosagregados familiares de maiores rendimentos, quenunca escolhem reportar os seus rendimentos decapital nas declarações de IRS, porque isso acarre-taria o pagamento de mais impostos.

4.2 Outros rendimentos que não os de capital

Estimamos que, de 1990 a 1998, as receitas fis-cais do imposto sobre o rendimento de pessoassingulares que correspondem à tributação de ren-dimentos que não os de capital, TNCI , totalizaramuma média de 3.224 por cento do PIB medido apreços de mercado.

Baseamos os nossos cálculos a respeito dos ren-dimentos que não os de capital num calculador fis-cal desenvolvido no Ministério das Finanças. Oimposto a pagar por uma família é apurado combase na informação que é reportada anualmente àsautoridades fiscais na forma da declaração de IRS.DGITA (1999) é uma base de dados de 1997 quecontém 40,000 registos individuais deste tipo. Estainformação é principalmente utilizada para actua-lizar o calculador fiscal e depois fazer análises depolítica fiscal num contexto de microsimulação.Por definição, a versão de 1997 deste instrumentocontém as fórmulas matemáticas usadas pelaAdministração Fiscal para determinar o IRS quecada família teve que pagar sobre rendimento re-cebido nesse ano. Em geral, o calculador fiscalcomo um todo pode ser considerado como a ex-pressão do IRS em termos estatutários. No agrega-do, estes cálculos permitem determinar a fracção,�PIT NCI, , do rendimento reportado que não o de ca-pital que foi pago em IRS.

O rendimento que não o de capital abrange es-sencialmente os rendimentos do trabalho e daspensões, e inclui tanto o rendimento de trabalha-dores por conta de outrem como de trabalhadores


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(7) A partir de 2001, o número de categorias é reduzido a seis – ba-sicamente, os rendimentos de trabalhadores por conta própria,e aqueles obtidos de actividades industriais, comerciais e agrí-colas integram uma única categoria chamada de rendimentosprofissionais.

por conta própria assim como rendimentos profis-sionais do sector não empresarial. Isto sugere quese defina a base fiscal do IRS que incide sobre orendimento que não o de capital como:

� �� 1� � � � �WSSC LFC

FSSCY T TR,

onde � �� 1� �� WSSC LFC

FSSCY T é o rendimentobruto de trabalho líquido das contribuições dosempregados para a segurança social, e TR repre-senta as pensões de velhice, sobrevivência e de in-validez, apenas a fracção, �, das quais entra nabase fiscal do IRS. Esta fracção corresponde à per-centagem de todas as pensões que excedem ummúltiplo do salário mínimo nacional.(8)

Ao calcular o rendimento líquido de cada cate-goria, são dedutíveis uma percentagem das despe-sas directamente relacionadas com a obtenção des-se rendimento. Em 1997, estas deduções incluíamas despesas de saúde não reembolsadas, as contri-buições obrigatórias para a segurança social, umaparte do pagamento de juros sobre empréstimosde habitação, uma fracção dos prémios de certosseguros, as quotizações para organizações sindica-is, as despesas de educação, as despesas com ido-sos, os custos com a aquisição de equipamentosamigos do ambiente, e finalmente uma parte dascontribuições para planos poupança reforma(PPRs).(9)

Depois de deduzir certas despesas do rendi-mento bruto total, obtém-se a base fiscal à qual seaplica uma estrutura de impostos progressivos.Isto é descrito pela equação (13) do quadro 4, ondeo rendimento líquido, RL, isto é, o rendimento to-tal menos as deduções, é sujeito a um perfil de ta-xas marginais crescentes, t tPIT PIT, ,. . .1 4� � , uma taxapara cada escalão de rendimentos que têmE E0 3� �. . . como limites superiores. Veja o quadro4 para a parametrização destas variáveis em 1997.

Deve ser salientado que a declaração de rendi-mentos para efeitos de IRS só é obrigatória paraagregados familiares com rendimentos anuais bru-

tos que excedem o limiar de catorze vezes o saláriomínimo nacional, isto é E0 . A proporção de todo orendimento que não o de capital que é recebidopor estes agregados familiares é� �Pr . %RL E� �0 5 4 (DETEFP, 1997). Por esta ra-

zão, a base de rendimentos (DGITA, 1999) tem deser aumentada dividindo-a por � �1 0� �Pr RL E .

Finalmente, um contribuinte residente tem de-pois direito a certos créditos de imposto que redu-zem o imposto a pagar. Este é o caso dos créditosfamiliares que aumentam com o número de de-pendentes e dependem do estado civil do contri-buinte. Também, se o contribuinte teve rendimen-tos imobiliários, tem direito a um crédito que é omenor dos seguintes montantes: a contribuição au-tárquica paga sobre o imobiliário, e uma fracção, afracção do rendimento imobiliário no total do ren-dimento que não o de capital, do imposto a pagarantes da aplicação de quaisquer créditos.

Com a taxa efectiva de imposto, �PIT,NCI , deter-minada pelo calculador fiscal, depois de concreti-zar todas as variáveis conhecidas na equação (14)do quadro 4, as receitas de IRS obtidas sobre osrendimentos que não os de capital foram estima-das em 3.224 por cento do PIB a preços de merca-do no período 1990 a 1998.

Existe uma taxa estatutária diferente para cadaescalão dos rendimentos que não os de capital. Poreste motivo, existe o mesmo número de correspon-dências entre as taxas estatutárias de imposto e asrespectivas taxas efectivas que se aplicam aos ren-dimentos que não os de capital. Como ilustração,escolhemos apresentar como uma alteração nataxa estatutária do maior escalão de rendimentos,tPIT ,4 , induz uma alteração na taxa efectiva que seaplica a rendimentos que não os de capital, �PIT NCI, .Esta relação é descrita pela equação (15) no quadro4. De uma forma simples, significa que uma altera-ção na taxa estatutária, tPIT ,4 , só afecta a taxa efecti-va ao mudar o imposto a pagar pelos agregadosfamiliares de maiores rendimentos.

4.3 Rendimentos de capital

Estimamos que o IRS obtido ao tributar os ren-dimentos de capital que são reportados, TCI , totali-zaram uma média de 2.876 por cento do PIB a pre-ços de mercado de 1990 a 1998.

De acordo com o CIRS, os rendimentos de capi-tal estão sujeitos a uma taxa fixa, t r . As receitas fis-


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(8) Em 2000, com o salário mínimo nacional fixado em PTE 63800,e o limite de isenção para pensões fixado em PTE 1482000, estemúltiplo foi de 1.6592.

(9) Em 1999, por razões de equidade, o regime de deduções foi al-terado. Certas despesas, como as despesas de saúde não reem-bolsadas, os prémios de seguros, as despesas com lares, e asdespesas com a propriedade imobiliária, que até então eramaceites como deduções foram depois transformados em crédi-tos de imposto.


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Quadro 4

O IMPOSTO SOBRE O RENDIMENTO DE PESSOAS SINGULARES, IRS:OUTROS RENDIMENTOS QUE NÃO OS DE CAPITAL

Em termos estatutários ... de acordo com o modelo do calculador fiscal

� � � �� PIT NCI i iiRL RL E RL E,

,Pr .� � � �

�

��

01

40 000

0

11

1

� � � �� . ,

,t E E RL EPIT ii1 1 0 11

40 0001� �

�

� � � ��

t E E RL EPIT ii,

,

2 2 1 21

40 0001

� � � �� ! � �

t RL E E RL EPIT ii i,

,

2 11

40 000

2 11

� � � ��

t E E RL EPIT i i,

,

3 3 21

40 000

31

� � � �� ! � �

t RL E E RL EPIT i ii,

,

3 2 3 21

40 0001

� � � ��

t RL E RL E CréditosPIT i ii,

,

4 3 31

40 0001 (13)

Em termos efectivos

� �� T Y T TRNCI PIT NCI WSSC LFC

FSSC� � � � � � �, 1 (14)

Como uma alteração na maior taxa estatutária, tPIT ,4 , induz uma alteração em �PIT NCI,

� � � ��

�PIT NCI

PITi iit

RL E RL E,

,

,.

43 31

40 0001� � !

�

� � � �� . Pr,

RL RL E RL Ei ii1 10 01

40 000 1 1

� � �"#$

%&'�

� �

(15)

Dados� �T T T Y TR Y RL EPIT CI NCI

MP MP� � � � �0 061 0 093 0 0540. , . , Pr . ,

� �L PIT PIT PITt t t� � � � �0 475 0 075 0 15 0 25 01 2 3. , . , . , . , ., , , 35 0 404, . ,.tPIT �

� �Em 1997 793800 1050000 2435000 615000 1 2 3PTE E E E E: , , ,� � � � 00,

ParâmetrosT YNCI

MP� 0 03224.

A taxa efectiva de imposto calculada�PIT NCI, .� 0 09964

O efeito diferencial calculado para a taxa relativa ao escalão de maiores rendimentos��

�PIT NCI

PITt,

,

.4

0 07100�

Fontes: DETEFP (1997), DGEP (1999), DGITA (1999), Cálculos dos autores.

cais resultantes são retidas na fonte, i.e., são reti-das por quem paga os rendimentos de capital esão depois entregues à Administração Fiscal. Istosignifica que, na prática, os rendimentos de capitalsão pagos líquidos de imposto.

Na margem do IRS, a base fiscal dos rendimen-tos de capital inclui três componentes – os juros dadívida pública, r PDPD , outros juros, como o juro re-cebido sobre certificados de aforro e depósitosbancários, OII, e ainda os lucros distribuídos, quesão uma fracção, (, dos lucros das sociedades de-pois do pagamento de impostos, ). Deve ser sali-entado que o rendimento de capital que é pago ereportado às autoridades fiscais geralmente diferedo peso dos rendimentos de capital na economia,�K , porque nem todas as empresas pertencem aosector das sociedades, estas poderão escolher reteros seus lucros, e finalmente, uma parte dos lucrosdistribuídos inevitavelmente escapará à tributa-

ção. Isto sugere que se defina rendimento de capi-tal, reportado para efeitos de IRS, como:

CI r PD OIIPD� ( ). .

Sob a hipótese de que a rendibilidade bruta deuma obrigação do Tesouro é r PD � 0 0525. em ter-mos reais, sabendo que o endividamento públicorondou os 63.21 por cento do PIB a preços de mer-cado de 1990 a 1998 (DGEP, 1999), calcula-se que orendimento proveniente de outros juros mais oslucros distribuídos, OII( ). , tenha totalizadouma média de 11.061 por cento do PIB a preços demercado de 1990 a 1998.

Finalmente, deve ser salientado que, porquenem deduções nem créditos de imposto foramconsiderados, as receitas fiscais provenientes datributação de rendimentos de capital escrevem-seda mesma forma tanto em termos estatutários


Artigos

Quadro 5

O IMPOSTO SOBRE O RENDIMENTO DE PESSOAS SINGULARES, IRS:RENDIMENTOS DE CAPITAL

Em termos estatutários� �T t r PD OIICI r

PD� ( ). (16)

Em termos efectivos� �T r PD OIICI r

PD� � ( ). (17)

Como uma alteração na taxa estatutária induz uma alteração na taxa efectiva��

�r

rt� 1 (18)

DadosT T T Y t r PDPIT NCI CI

MPr

PD� � � � �0 061 0 20 0 0525 0 632. , . , . , . 1Y MP

ParâmetrosT Y OII Y YCI

MP MP MP� � �0 02876 0 10851 0 0021. , . , . .( )

A taxa efectiva de imposto calculada� r rt� � 0 20.


�r

rt� 1

Fontes: DGEP (1999), Cálculos dos autores.

como em termos efectivos. Obviamente, então, oefeito diferencial que se calcula é unitário.

5. ALGUMAS OBSERVAÇÕES FINAIS

Neste artigo centramo-nos nos impostos direc-tos e discutimos formalmente as correspondênciasentre taxas estatutárias e taxas efectivas de impos-to na economia portuguesa. De facto, o impostosobre o rendimento de pessoas colectivas, as con-tribuições patronais e dos empregados para a se-gurança social, e o imposto sobre o rendimento depessoas singulares são estudados com grande de-talhe. As correspondências entre taxas estatutáriase efectivas dependem dos pormenores da lei fiscalportuguesa, e de uma quantidade de informaçãoestatística, bem como de alguns a prioris em rela-ção a parâmetros comportamentais na economia.Para além das correspondências gerais entre taxasde imposto estatutárias e efectivas, apresentamosas nossas estimativas das taxas efectivas de impos-to nas diferentes margens fiscais. Como tal, foi or-ganizada, de uma forma sistemática, uma informa-ção fiscal detalhada que é particularmente útil naavaliação da política fiscal. Também, as principaiscaracterísticas do sistema fiscal português foramesboçadas e todos os detalhes contabilísticos devi-damente parametrizados.

A informação contida neste artigo foi recente-mente utilizada em Pereira e Rodrigues (2000a,2000b) no contexto de um projecto de investigaçãoem curso sobre a reforma fiscal em Portugal. Noâmbito da reforma da Segurança Social, ver Perei-ra e Rodrigues (2001b). Mais importante, contudo,é a utilização desta informação técnica por analis-tas de política fiscal, permitindo-lhes a obtençãode estimativas próprias a partir dos parâmetrosfiscais aqui apresentados.

REFERÊNCIAS

Centro de Estudos Fiscais, CEF, (1997), The Portu-guese Tax System, Direcção-Geral de Contribui-ções e Impostos, DGCI, Ministério das Finan-ças.

Departamento de Estatística do Trabalho, Empregoe Formação Profissional, DETEFP, (1997),Estatísticas Sobre a Estrutura e a Distribuição dosGanhos – 1995, Ministério do Trabalho eSolidariedade.

Direcção-Geral de Estudos e Previsão, DGEP, (Se-tembro 1999), A Economia Portuguesa – AnexoEstatístico, Ministério das Finanças.

Direcção-Geral de Informática e Apoio aos ServiçosTributários e Aduaneiros, DGITA, (1999), UmaAmostra Aleatória de 40000 Declarações de I.R.S.Referentes a 1997, base de dados, Ministério dasFinanças.

Instituto Nacional de Estatística, INE, Contas Nacio-nais, vários números.

Jorgenson, D., e R. Landau, (1993), Tax Reform andthe Cost of Capital, The Brookings Institute.

King, M., e D. Fullerton, (1984), The Taxation of In-come from Capital, Chicago University Press.

KPMG, (1997), European Tax Handbook, KPMG, In-ternational Tax Services.

Ministério das Finanças, (1993), Orçamento Geral doEstado para 1994.




Pereira, A., e P. Rodrigues, (2000a), “On the Impactof a Tax Shock in Portugal”, mimeo, Ministériodas Finanças.

Pereira, A., e P. Rodrigues, (2000b), “Strategies forTax Reform in Portugal in the Context of theEMU”, mimeo, Ministério das Finanças.

Pereira, A., e P. Rodrigues, (2001a), “ParâmetrosFiscais na Economia Portuguesa: Parte I –Impostos Indirectos”, Boletim Económico, Bancode Portugal, Março.

Pereira, A., e P. Rodrigues, (2001b), “Kou-rei-na-miin Portugal: A Tale of Aging and theSustainability of the Public Pension Schemes”,mimeo, Ministério das Finanças.

World Bank, (1994), Averting the Old Age Crisis: Pol-icies to Protect the Old and Promote Growth, NewYork: Oxford University Press.


Artigos

Janeiro*

� 4 de Janeiro (Instrução nº 1/2001, DR nº 14,2ª Série)

Estabelece, ao abrigo das alíneas f) e g) do nº 1 do artº 6 dos Estatutos doInstituto de Gestão do Crédito Público, aprovados pelo Dec.-Lei nº 160/96,de 04-09, e do artº 11 do Dec.-Lei nº 280/98, de 17-09, as normas que regu-lam a emissão de obrigações do Tesouro, bem como as condições de acessoe os direitos e obrigações dos operadores financeiros que actuam em mer-cado primário. Revoga a instrução nº 2-A/98 (2ª Série) de 17-12, produzin-do efeitos a partir de 1-1-2001.

� 29 de Janeiro (Carta-Circular do Banco dePortugal nº 2/DMR)

Comunica, na sequência da Carta-Circular nº 347/DMR, de 27-10-99, que ataxa de remuneração dos Títulos de Depósito Série B será de 4,77%, para operíodo trimestral de contagem de juros que se inicia em 4-2-2001.

� 30 de Janeiro (Dec.-Lei nº 19/2001, DRnº 25, 1ª Série A)

Altera o regime jurídico das sociedades de garantia mútua, qualificando-ascomo instituições de crédito que têm uma actividade restrita à realizaçãode operações financeiras e prestação de serviços conexos, em benefício depequenas e médias empresas.

Fevereiro

� 2 de Fevereiro (Aviso do Banco dePortugal n.º 1/2001, DR n.º 34, 1ª Série B)

Altera o Aviso n.º 1/93, de 8-6, relativamente ao cálculo do rácio de solva-bilidade das instituições de crédito. Introduz, designadamente, modifica-ções nos ponderadores de risco de crédito de determinados elementos doactivo (v.g. empréstimos garantidos por hipoteca, operações de locação fi-nanceira imobiliária e títulos garantidos por créditos hipotecários) e noprocesso de cálculo do valor ponderado de operações extrapatrimoniais re-lacionadas com contratos (v.g. swaps, futuros e opções) sobre taxas de juro,taxas de câmbio, títulos de capital, metais preciosos e mercadorias, que nãosejam negociados num mercado reconhecido.

� 15 de Fevereiro (Instrução do Banco dePortugal n.º 1/2001, BNBP n.º 2/2001)

Estabelece o processo de notificação ao Banco de Portugal de cedências decrédito no âmbito de operações de titularização.

� 15 de Fevereiro (Instrução do Banco dePortugal n.º 2/2001, BNBP n.º 2/2001)

Altera a Instrução n.º 4/96 (Plano de Contas para o Sistema Bancário), re-querendo a publicação, nas Notas anexas às contas anuais, de informaçõessobre operações de titularização.

� 16 de Fevereiro (Aviso do Banco dePortugal n.º 2/2001, DR n.º 40, 1ª Série B)

Incentiva, dada a aproximação do início da circulação física do euro em1-1-2002, a utilização de cheques expressos em euros, regulamentando al-guns aspectos do seu uso.

Março

� 2 de Março (Carta-Circular do Banco dePortugal n.º 4/01/DSBDR)

Informa de que foi aprovada a Instrução n.º 6/2001 - que altera o âmbitoda conta “9203 - Linhas de crédito irrevogáveis” do Plano de Contas para oSistema Bancário (PCSB) - devendo as Instituições, no prazo de um mêscontado a partir da data da recepção da presente Carta-Circular, procederà reclassificação das linhas de crédito e comunicar ao Banco de Portugal aalteração do montante de provisões para riscos gerais de crédito daí resul-tantes.

� 20 de Março (Aviso do Banco de Portugalnº 3/2001, DR nº 67, 1ª Série B)

Estabelece, atento o disposto no nº 4 do artº 1 do Decreto-Lei nº3/94, de11-1, com a redacção que lhe foi dada pelo Decreto-Lei nº 53/2001, de 15-2,os requisitos que devem ser observados pelas agências de câmbios que pre-tendam prestar serviços de transferências de dinheiro de e para o exterior.

Banco de Portugal / Boletim económico / Junho 2001 I

Cronologia das principais medidas financeiras 2001

* A cronologia das medidas de política monetária do Eurosistema encontra-se no Boletim Mensal do Banco Central Europeu.

Abril

� 3 de Abril (Aviso do Banco de Portugalnº 4/2001, DR nº 79, 1ª Série B)

Adita um nº 9-A e dá nova redacção aos nºs. 5 e 8 do Aviso nº 12/92, de22-12, publicado no DR, 2ª Série, nº 299 Suplemento 2, de 29-12-1992, quefixa os elementos que podem integrar os fundos próprios das instituiçõessujeitas à supervisão do Banco de Portugal e que define as característicasque os mesmos podem revestir. Em particular, as deduções aos fundospróprios passam a incluir, pelo seu valor de aquisição, o montante corres-pondente a títulos, resultantes de operações de titularização, detidos porentidades não cedentes dos activos subjacentes, quando aqueles, pelas suascaracterísticas, concentrem o risco de crédito dos referidos activos.

� 3 de Abril (Regulamento da CMVMnº 5/2001, DR nº 79, 2ª Série)

Procede à alteração do Regulamento nº 24/98, de 28-12, por forma a flexi-bilizar e simplificar os procedimentos de execução dos métodos de redeno-minação deliberados. Dá nova redacção aos artºs. 11, 18 e 19 e revoga osartºs. 8 e 17 do citado Regulamento, no qual a referência à “Central de Va-lores Mobiliários” é substituída pela expressão “Interbolsa”.

� 17 de Abril (Decreto-Lei nº 118/2001, DRnº 90, 1ª Série A)

Altera os artºs. 4, 6, 39, 59, 64 e 65 da Lei Orgânica do Banco de Portugal,aprovada pela Lei nº 5/98, de 31-01, em vigor desde a data da adopção doeuro. O artº 64 da Lei Orgânica, com a redacção que lhe é dada pelo pre-sente diploma, produz efeitos desde 1-1-2001.

� 17 de Abril (Decreto-Lei nº 117/2001, DRnº 90, 1ª Série A)

Regulamenta, em sede monetária, o período de dupla circulação fiduciáriaa decorrer entre 1 Janeiro e 28 de Fevereiro de 2002. Ao Banco de Portugalincumbe estabelecer, através de Aviso, a regulamentação deste diplomaque vier a tornar-se necessária. Durante o prazo de 20 anos contados a par-tir de 28-2-2002, o Banco de Portugal receberá e pagará em euros as notasmencionadas no artº 2 que lhe forem apresentadas.


Altera, tendo em conta a alteração do conceito de instrumentos derivadosdo mercado de balcão constante da Directiva nº 93/6/CEE, de 15-03, tendoigualmente em conta a entrada em vigor da Directiva do Parlamento Euro-peu e do Conselho nº 2000/12/CE, de 20-03 e considerando ainda o dis-posto nos artºs. 9 a 11 do Dec.-Lei nº 250/2000, de 13-10, a subsecção III dasecção B do anexo VI do aviso nº 7/96, de 24-12. Em consequência, o apu-ramento dos requisitos de fundos próprios para cobertura do risco de con-traparte de quaisquer instrumentos derivados do mercado de balcão inclu-ídos na carteira de negociação deve efectuar-se segundo o método de “ava-liação a preço de mercado”.

� 23 de Abril (Despacho nº 8484/2001, DRnº 95, 2ª Série)

Aprova, nos termos do nº 1 do artº 63 da Lei Orgânica do Banco de Portu-gal (Lei nº 5/98, de 31-01), os ajustamentos no Plano de Contas do Bancode Portugal , sob a forma de uma versão reduzida.


Adita uma alínea c) ao nº 5 do Aviso nº 8/94, de 2-11, (que consagra dispo-sições em matéria de supervisão em base consolidada e subconsolidada),alargando o âmbito em que o Banco de Portugal pode requerer a supervi-são em base subconsolidada.

� 24 de Abril (Dec.-Lei nº 134/2001, DR nº 96,1ª Série A)

Revê o regime de retenção na fonte de IRS. Altera diversos artigos, aditaum artº 2-A e republica, na íntegra, com as modificações introduzidas pe-los Dec.-Lei nº 263/92, de 24-11, 95/94, de 9-4, 18/97, de 21-1, Lei nº87-B/98, de 31-12 e pelo presente diploma, o Dec.-Lei nº 42/91, de 22-1.

� 26 de Abril (Regulamento da CMVMnº 2/2001, DR nº 97, 2ª Série)

Altera o artº 2 do Regulamento nº 10/98, de 5-8, que estabelece as regrasrelativas às operações de reporte ou empréstimo de valores mobiliários porconta de fundos de investimento mobiliário.

II Banco de Portugal / Boletim económico / Junho 2001


� 30 de Abril (Carta-Circular do Banco dePortugal nº 7/DMR )

Comunica, na sequência da Carta-Circular nº 347/DMR, de 27-10-99, que ataxa de remuneração dos Títulos de Depósito Série B será de 4,77 por cen-to, para o período trimestral de contagem de juros que se inicia em4-5-2001.

Maio

� 7 de Maio (Despacho nº 9501/2001, DRnº 105, 2ª Série)

Aprova, tendo presente a proposta apresentada pelo grupo de trabalhocriado pelo Despacho nº 15379/2000 de 28-7, e considerando o disposto nonº 2 da Resolução do Conselho de Ministros nº 170/2000, de 7-12, o planofinal de transição da administração financeira para o euro.

� 11 de Maio (Resolução do ConselhoEuropeu nº 2001/C 138/01, JOCE nº 138,Série C)

Resolução do Conselho Europeu sobre uma regulamentação mais eficaz domercado de valores mobiliários na União Europeia.

� 12 de Maio (Regulamento da CMVMnº3/2001, DR nº110, 2ª Série)

Estabelece, ao abrigo do disposto na alínea b) do nº 1 do artº 353 do Códigodos Valores Mobiliários, e para efeitos do disposto nos artºs. 8 e 24 doDec.-Lei nº 276/94, de 2-11, com a redacção que lhe foi dada pelo Dec.-Leinº 323/99, de 13-08, as regras segundo as quais as entidades gestoras defundos de investimento mobiliário devem publicar num dos boletins de co-tações das bolsas de valores, a composição discriminada das aplicações decada fundo de investimento que administrem, o respectivo valor líquidoglobal, as responsabilidades extrapatrimoniais e o número de unidades departicipação em circulação. Revoga o Regulamento nº 7/98, de 25-6.

� 17 de Maio (Carta Circular do Banco dePortugal nº 10/01/DSBDR)

Recomenda às instituições de crédito e sociedades financeiras que recor-rem à Internet como canal de distribuição dos seus serviços, um conjuntode procedimentos a serem tidos em conta no âmbito da sua organização econtrolo interno, por forma a diminuir os riscos a que se encontram expos-tas, tendo em conta o aumento do uso de meios electrónicos na prestaçãodesses serviços.


Recomenda que os clientes das instituições de crédito que sejam lesadospor motivo de atraso na regularização de débitos indevidamente efectua-dos por razões imputáveis àquelas instituições, sejam indemnizados pelomenos, com o pagamento de um montante correspondente à aplicação dataxa de juro legal ao valor das importâncias em causa, calculado entre adata em que as mesmas deveriam ter sido processadas e a data da respecti-va regularização.


Informa que, face às alterações ao Aviso nº 6/95 que se encontram em pre-paração, as quais se prevê venham a ter efeitos a partir do início do 2º se-mestre do corrente ano, é permitido, desde que reunidas determinadascondições, a relevação contra resultados transitados, de acréscimos de res-ponsabilidades por reformas antecipadas.

Banco de Portugal / Boletim económico / Junho 2001 III


WORKING PAPERS

1998

1/98 A COMPARATIVE STUDY OF THE PORTUGUESE AND SPANISH LABOUR MARKETS

— Olympia Bover, Pilar Garcia-Perea, Pedro Portugal

2/98 EARNING FUNCTIONS IN PORTUGAL 1982-1994: EVIDENCE FROM QUANTILE REGRESSIONS

— José A. F. Machado, José Mata

3/98 WHAT HIDES BEHIND AN UNEMPLOYMENT RATE: COMPARING PORTUGUESE

AND US UNEMPLOYMENT

— Olivier Blanchard, Pedro Portugal

4/98 UNEMPLOYMENT INSURANCE AND JOBLESSNESS IN PORTUGAL

— Pedro Portugal, John T. Addison

5/98 EMU, EXCHANGE RATE VOLATILITY AND BID-ASK SPREADS

— Nuno Cassola, Carlos Santos

6/98 CONSUMER EXPENDITURE AND COINTEGRATION

— Carlos Robalo Marques, Pedro Duarte Neves

7/98 ON THE TIME-VARYING EFFECTS OF UNEMPLOYMENT INSURANCE ON JOBLESSNESS

— John T. Addison, Pedro Portugal

8/98 JOB SEARCH METHODS AND OUTCOMES


1999

1/99 PRICE STABILITY AND INTERMEDIATE TARGETS FOR MONETARY POLICY

— Vítor Gaspar, Ildeberta Abreu

2/99 THE OPTIMAL MIX OF TAXES ON MONEY, CONSUMPTION AND INCOME

— Fiorella De Fiore, Pedro Teles

3/99 OPTIMAL EXECUTIVE COMPENSATION: BONUS, GOLDEN PARACHUTES, STOCK OWNERSHIP

AND STOCK OPTIONS

— Chongwoo Choe

4/99 SIMULATED LIKELIHOOD ESTIMATION OF NON-LINEAR DIFFUSION PROCESSES THROUGH

NON-PARAMETRIC PROCEDURE WITH AN APPLICATION TO THE PORTUGUESE INTEREST RATE

— João Nicolau

5/99 IBERIAN FINANCIAL INTEGRATION

— Bernardino Adão

6/99 CLOSURE AND DIVESTITURE BY FOREIGN ENTRANTS: THE IMPACT OF ENTRY AND POST-ENTRY

STRATEGIES

— José Mata, Pedro Portugal

Working papers

Banco de Portugal / Boletim económico / Junho 2001 i

2000

1/00 UNEMPLOYMENT DURATION: COMPETING AND DEFECTIVE RISKS


2/00 THE ESTIMATION OF RISK PREMIUM IMPLICIT IN OIL PRICES

— Jorge Barros Luís

3/00 EVALUATING CORE INFLATION INDICATORS

— Carlos Robalo Marques, Pedro Duarte Neves, Luís Morais Sarmento

4/00 LABOR MARKETS AND KALEIDOSCOPIC COMPARATIVE ADVANTAGE

— Daniel A. Traça

5/00 WHY SHOULD CENTRAL BANKS AVOID THE USE OF THE UNDERLYING INFLATIONINDICATOR?— Carlos Robalo Marques, Pedro Duarte Neves, Afonso Gonçalves da Silva

6/00 USING THE ASYMMETRIC TRIMMED MEAN AS A CORE INFLATION INDICATOR

— Carlos Robalo Marques, João Machado Mota

2001

1/01 THE SURVIVAL OF NEW DOMESTIC AND FOREIGN OWNED FIRMS

— José Mata, Pedro Portugal

2/01 GAPS AND TRIANGLES

— Bernardino Adão, Isabel Correia, Pedro Teles

3/01 A NEW REPRESENTATION FOR THE FOREIGN CURRENCY RISK PREMIUM

— Bernardino Adão, Fátima Silva

4/01 ENTRY MISTAKES WITH STRATEGIC PRICING

— Bernardino Adão

ii Banco de Portugal / Boletim económico/ Junho 2001

Working papers

Documents

Textos de política e situação económica - Banco de Portugal · exercício do Outono, realizado em Outubro de 2000, quando os sinais de abrandamento da econo-mia mundial, em particular