I Jornadas de Contabilidade e Finanças “Contabilidade e Finanças no Séc. XXI” Vasco Salazar Antonieta Lima Maio/2009 Modelo da Micro-Estrutura de Mercado.

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1 I Jornadas de Contabilidade e Finanças “Contabilidade e Finanças no Séc. XXI” Vasco Salazar Antonieta Lima Maio/2009 Modelo da Micro-Estrutura de Mercado Ajustado: Estudo das variações das taxas de câmbio para países emergentes da Ásia e da América Latina Estudo das variações das taxas de câmbio para países emergentes da Ásia e da América Latina

2 Índice I. Tema tratado II. Trabalho empírico II.1. Dados e amostra; II.2. Metodologia; III.3. Resultados; III. Conclusões; IV. Perspectivas futuras de investigação.

3 I. Tema tratado –Os modelos tradicionais apenas apresentam como único motivo para a variação da taxa de câmbio as diferenças de inflação entre países; –Evans e Lyons (2002) criaram uma nova classe de modelos baseados na micro-estrutura financeira (incluem o “order flow”); –Já Macdonald e Taylor (1992) atribuiam a fraca performance dos modelos à omissão de variáveis relacionadas com factores de risco, onde se incluem o de Evans e Lyons (2002); –Medeiros (2005) acrescentou ao modelo de Evans e Lyons (2002) o prémio de risco.

4 I. Tema tratado Grande objectivo do Modelo da Micro-Estrutura de Mercado Ajustado: –acrescentar variáveis macroeconómicas ao modelo da micro-estrutura, de forma a aumentar o seu poder explicativo. –Usar dados mensais e não diários.

5 I. Tema tratado Incluímos a variação do diferencial da taxa de inflação, como variável independente (TPPC); Acrescentamos como variável independente a variação da taxa de câmbio USD/EUR; Não consideramos o “order flow” tal como Evans e Lyons (2002) e Medeiros (2005) fizeram, mas sim as reservas cambiais.

6 II. Trabalho empírico II.1. Dados e amostra Recolheu-se uma amostra mensal junto dos bancos centrais de cada país e do Banco Central Europeu, –a taxa de câmbio dos países seleccionados face ao EUR e face ao USD, –a taxa de câmbio USD/EUR, –o total das reservas cambiais, –a taxa de inflação interna e externa, –a taxa de juro a um mês interna e externa, e –os índices de preços. No sentido de expressar as alterações do prémio de risco de um país, o índice foi calculado pela diferença das taxas de juro reais (que funcionam como prémio de risco).

7 II. Trabalho empírico II.1. Dados e amostra Para representar o mercado asiático elegemos: -China, Índia, Indonésia e Tailandia; - Dados amostrais de Janeiro/99 a Setembro/07. Para representar o mercado da América Latina elegemos: -Brasil, Argentina, Venezuela e Colômbia; - Dados amostrais de Janeiro/99 a Setembro/07.

8 II. Trabalho empírico II.2. Metodologia Δp t = Δq t +Δ(i* t – i t ) +Δ(a* t – a t ) +Δx t +Δr t + ε t Δp t, representa as alterações da taxa de câmbio spot (sendo o euro a moeda cotada); Δq t representa as alterações da taxa de câmbio USD/EUR; Δ(i* t – i t ), traduz as alterações no diferencial da taxa de juro; i t representa a taxa de juro da Europa, e i* t representa a da China, Índia, Tailândia, Indonésia, Brasil, Argentina, Venezuela e Colômbia; Δ(a* t – a t ), traduz as alterações no diferencial da taxa de inflação; a t representa a taxa de inflação da Europa, e a* t representa a da China, Índia, Tailândia, Indonésia, Brasil, Argentina, Venezuela e Colômbia; Δx t, são as variações das reservas cambiais da China, Índia, Tailândia, Indonésia, Brasil, Argentina, Venezuela e Colômbia; Δr t, traduz as alterações do prémio de risco das moedas de cotação face à zona euro. ε t ~ N(0, σ 2 ), é o termo de erro.

9 II. Trabalho empírico II.2. Resultados Análise de correlação de Pearson: No Mercado asiático: - Para a China o prémio de risco tem sinal negativo, embora fosse de esperar sinal positivo, dada a forte indexação ao USD (a série de dados é muito curta); - Quanto à variação das reservas, na Índia (36,6%) e na China (15,3%), estas estão positivamente correlacionadas com a variação da taxa de câmbio (quanto maior a apreciação do euro, maior será o acréscimo de competitividade dessas economias, logo maior a variação das reservas).

10 II. Trabalho empírico II.2. Resultados Análise de correlação de Pearson: No mercado da América Latina: - As diferenças de taxa de juro são muito significativas para a Argentina (53,4%), e pouco significativa para o Brasil (4,2%); - A variação do prémio de risco e a variação da taxa de inflação não têm grande significado estatístico.

11 II. Trabalho empírico II.2. Resultados Correlações entre as variáveis face ao dólar norte-americano Os países do mercado asiático estão mais correlacionados com o USD do que os países da América Latina.

12 II. Trabalho empírico II.2. Resultados Modelação OLS: Mercado Asiático –O R 2 ajustado é de 98,43% para a China e 77,43% para a Índia; - A variável prémio de risco não se mostra estatisticamente significativa nas variações de taxa de câmbio face ao euro (forte indexação face ao USD); –A variação da taxa de câmbio USD/EUR é negativa e com significância estatística (a variação foi calculada face ao euro; forte correlação com o USD).

13 II. Trabalho empírico II.2. Resultados Modelação OLS: Mercado América Latina –R 2 ajustado de 69,82%, no caso da Argentina, e 58,54% no caso da Colômbia; –O prémio de risco não é significativo para nenhum dos países, mesmo havendo correlação para o Brasil e para a Venezuela (problema de multicolinearidade entre as variáveis); –A variação da taxa de câmbio USD/EUR é negativa com significância estatística (está calculada face ao euro).

14 II. Trabalho empírico II.2. Resultados Modelação Arch-Garch: Mercado Asiático –Não houve melhoria do ajustamento do modelo (heterocedasticidade condicional das séries mensais); –A variação das reservas, a variação do prémio de risco, a variação da diferença da taxa de juro e a variação da diferença da taxa de inflação não são estatisticamente significativas; –A variação da taxa de câmbio USD/EUR é negativa com significância estatística (está calculada face ao euro).

15 II. Trabalho empírico II.2. Resultados Modelação Arch-Garch: Mercado América Latina –não melhorou a capacidade explicativa do modelo; –A variação do prémio de risco não é estatisticamente significativo; –A variação da diferença da taxa de inflação não tem significado estatístico; –A variação da taxa de câmbio USD/EUR é negativa com significância estatística (está calculada face ao euro).

16 III. Conclusões A variação da cotação das moedas face ao dólar, O diferencial das taxas de juro, A variação da taxa de câmbio face ao euro desfasada, A variação do prémio de risco, modelam de forma explicativa a variação cambial face ao euro nos países da América Latina.

17 III. Conclusões O risco de variação das taxas de juro será maior nas economias da América Latina, menos estruturadas, explicando que o risco político estará de certa forma incorporado no diferencial de taxas de juro e que será obviamente maior nos países emergentes da América Latina que nos países asiáticos). Na Ásia, o diferencial das taxas de juro não se mostra estatisticamente significativo para explicar a variação cambial face ao euro

18 IV. Perspectivas futuras de Investigação O presente artigo apresenta limitações: –dimensão da amostra (o euro só passou a existir formalmente em 1999), e –a nossa capacidade de cálculo do prémio de risco de forma indirecta. Aprofundar a relação da taxa de câmbio com outras variáveis que reflictam de forma mais implícita o prémio de risco político não só local, Aplicar outras medidas de prémio de risco.