Un modello per l'analisi delle crisi in un currency peg: il caso brasiliano

 un modello per l'analisi delle crisi in un currency peg: il caso brasiliano 
 IV
Il regime di cambio brasiliano, come è noto, è effettivamente collassato nel gennaio 
del 1999, in seguito ai forti attacchi speculativi che si erano riversati sulla valuta 
brasiliana e che avevano provocato un’ingente diminuzione della riserve internazionali a 
disposizione del Banco Central. La decisione della Autorità Monetarie di non 
intervenire più nel mercato dei cambi, lasciando contestualmente il tasso di cambio 
libero di fluttuare, pare quindi essere stata la conseguenza diretta degli attacchi 
speculativi contro la valuta brasiliana, scatenati sia dalla trasmissione delle crisi 
finanziarie internazionali precedentemente citate e sia dalla sostanziale incapacità del 
governo brasiliano di mantenere i commitements circa il contenimento del deficit 
fiscale. 
 
L’obiettivo di questo capitolo è proprio quello di investigare circa la avvenuta 
svalutazione del Real. Per conseguire tale obiettivo ci siamo avvalsi di un modello 
elaborato da Cumby e Van Wijnbergen (1986), sviluppato in un contesto di aspettative 
razionali, che presenta un’economia in cui la politica di cambio è quella tipica di un 
crawling peg regime. Calcolare come è cambiata nel tempo  la probabilità di collasso 
del crawling peg brasiliano – considerando un periodo che va dal marzo 1995 fino al 
gennaio 1999 - ci aiuta quindi nella nostra indagine circa la svalutazione del Real, cosí 
come Cumby e Van Wijnbergen hanno applicato il loro modello alla economia della 
vicina Argentina alla fine degli anni ’70 per investigare circa le cause dell’avvenuta 
svalutazione del Peso. Nel caso dell’Argentina, Cumby e Van Wijnbergen dimostrano 
come la probabilità di collasso del regime di cambio presenti valori tendenti al 100% fin 
dall’aprile 1980, arrivando quindi a concludere che la svalutazione del marzo 1981 
fosse una scelta pressoché obbligata e riflettesse la forte inconsistenza tra la politica di 
cambio e quella fiscale. Nel ripetere lo stesso esercizio per il caso brasiliano, occorrerà  
prestare attenzione alle somiglianze tra i due casi considerati, ma allo stesso tempo sarà 
necessario rammentarsi delle differenze – in particolare circa la maggior sensibilità 
dell’economia brasiliana rispetto a shocks esterni. 
 
Il modello mira ad analizzare la sostenibilità di un crawling peg regime, 
soffermandosi sulla credibilità di tale politica in base alla compatibilità ed alla coerenza 
tra la politica fiscale e la politica monetaria. Gli agenti, non credendo necessariamente 
che il tasso di cambio seguirà il cammino disegnato e annunciato dalle Autorità 
Monetarie, imparano, periodo dopo periodo, a valutarne la credibilità delle politiche. 
riassunto 
 V
All’inizio di ogni periodo, gli agenti prendono le loro decisioni di portafoglio basandosi 
sulla probabilità che il crawling peg venga abbandonato prima dell’inizio del periodo 
successivo. Tale decisioni, a loro volta, influenzeranno la probabilità di collasso del 
regime. 
 
Il modello di Cumby e Van Wijnberger rappresenta un’evoluzione del modello 
classico di crisi di cambio sviluppato da Paul Krugman (1979). Krugman deriva, in un 
contesto deterministico, la tempistica di un attacco speculativo nel caso in cui la politica 
fiscale sia incompatibile col regime di cambio. Flood e Garber (1982) estendono 
l’analisi di Krugman introducendo incertezza circa il futuro tasso di crescita del credito 
domestico e definendo una tempistica discreta, rendendo quindi possibile 
un’applicazione empirica del loro modello. Le condizioni per le quali si verificherebbe 
un attacco speculativo sono derivate da Salent e Henderson (1978) e dallo stesso 
Krugman; il regime collasserebbe  qualora gli agenti ritenessero che posporre un attacco 
speculativo  provocasse un salto discreto nel tasso di cambio non appena le riserve della 
banca centrale si fossero esaurite. Introducendo incertezza circa il futuro andamento del 
credito domestico, Flood e Garber rendono incerta anche la tempistica di un attacco 
speculativo, giacché la probabilità del collasso del regime di cambio viene valutata in 
base alla probabilità che il credito domestico cresca ad un tasso sufficientemente ampio 
da causare un esaurimento delle riserve internazionali. 
 
Il paper di Flood e Garber rappresenta un importante punto di partenza per questo 
lavoro. Cumby e Van Wijnberger estendono la loro analisi introducendo incertezza circa 
il livello critico delle riserve internazionali superato il quale le Autorità abbandonano il 
crawling peg, lasciando il tasso di cambio libero di fluttuare. Tale incertezza, a sua 
volta, si riflette sugli agenti, che non conoscono quale sia il tasso di crescita del credito 
domestico che causerà una caduta delle riserve sotto la soglia critica. Questa estensione 
dell’analisi di Flood e Garber ha importanti implicazioni sulla tempistica del collasso 
del regime di cambio.  Le Autorità Monetarie, infatti, possono ora prevenire un attacco 
speculativo abbandonando preventivamente il regime di crawling peg. Ciò può 
succedere qualora, per esempio,  la necessità di finanziare un deficit fiscale 
irresponsabilmente elevato porterebbe, data la domanda di moneta, ad una caduta delle 
riserve sotto la soglia critica, conosciuta dalla Autorità ma sconosciuta agli agenti. 
L’analisi di Cumby e Van Wijnberger estende inoltre il lavoro di Flood e Garber in 
 un modello per l'analisi delle crisi in un currency peg: il caso brasiliano 
 VI
quanto il modello viene ora applicato empiricamente, nella fattispecie per l’economia 
argentina a cavallo tra gli anni ’70 e gli anni ’80. In questo lavoro, il modello verrà 
applicato all’economia brasiliana tra il 1995 ed il 1999, ovvero, nel periodo in cui la 
politica di cambio si fondava sul sistema del crawling peg.  
 
Per quanto riguarda la descrizione analitica del modello, si faccia riferimento integrale 
al capitolo 2. Riassumere la costruzione e la risoluzione del modello risulterebbe 
inevitabilmente un’operazione priva di significato, vista la completezza nei dettagli che 
sarebbe richiesta. Pur tuttavia, possiamo a ripercorrere a parole il lavoro effettuato, 
coscienti dei limiti che inevitabilmente comporta una simile operazione. 
 
Partendo dalla funzione di domanda di moneta ed ipotizzando che valgano sia la parità 
scoperta dei tassi d’interesse e la purchasing power parity e che il tasso d’interesse 
internazionale segua un random walk, otteniamo la funzione standard della domanda di 
moneta popolare nell’approccio monetarista al tasso di cambio (equazione 3).  
 
La credibilità del crawling peg dipende inevitabilmente dal tasso di crescita del 
credito domestico, le cui aspettative sono costruite attraverso il modello di Muth (1960). 
Ad una maggiore crescita attesa di tale aggregato, infatti, è associata una diminuzione 
delle riserve internazionali a disposizione della Banca Centrale e, di conseguenza, una 
minor sostenibilità a medio-lungo termine del regime di cambio (si veda l’equazione 6).  
 
Il criterio per il quale le Autorità Monetarie decidono se continuare a mantenere il 
crawling peg oppure lasciare il tasso di cambio libero di fluttuare è il seguente: il 
crawling peg sarà abbandonato qualora le riserve internazionali cadano sotto una soglia 
minima, che si ipotizza che possa essere negativa ed il cui valore non è conosciuto dagli 
agenti. La soglia minima per le riserve, di conseguenza, è caratterizzata da una 
distribuzione probabilistica. L’incertezza circa tale valore è una dei motivi per cui la 
risoluzione analitica del modello è risultata di notevole complessità. 
 
Per la risoluzione del modello, si è dimostrato d’aiuto focalizzare la nostra attenzione 
sul tasso di crescita del credito domestico. Per ogni periodo considerato, infatti, esiste 
un dato valore di tale tasso di crescita che provocherebbe la caduta delle riserve 
internazionali sotto la soglia minima e, di conseguenza, l’abbandono del crawling peg. 
riassunto 
 VII
Occorre quindi arrivare, in un contesto di aspettative razionali, ad una derivazione 
esplicita del valore del tasso di crescita del credito domestico che provocherebbe il 
collasso del regime. Una volta ottenuta la serie storica  dei tassi-soglia (condizionata ai 
possibili valori del valore minimo delle riserve internazionali necessarie affinché il 
crawling peg possa essere mantenuto), ricavare la probabilità di collasso dei regime di 
cambio richiede la sola risoluzione dell’equazione (13). Circa  i dettagli della 
determinazione del tasso di crescita-soglia del credito domestico, si veda il capitolo 2 
(sezione 4): la complessità della risoluzione matematico-statistica del modello rende 
davvero impossibile qualsiasi tentativo di riassumere a parole.  
 
Dopo essere pervenuti alla risoluzione teorica del modello in un contesto di aspettative 
razionali, è necessario applicarlo concretamente al caso brasiliano. Elaborando e 
ricomponendo le serie storiche grezze, in base alla metodologia illustrata nella 
descrizione del modello, abbiamo  ricavato le serie storiche di tutti gli aggregati utili al 
fine della risoluzione del modello. Il vantaggio della semplicità del modello è che, 
affinché si giunga ad una stima delle possibilità di collasso del regime di cambio, sono 
sufficienti i parametri a e b  della funzione di domanda di moneta, il parametro λ del 
modello di Muth e la varianza σ
2
 del tasso di crescita del credito domestico. Una volta 
stimati tali parametri, sarà possibile pervenire alle probabilità di collasso.  
 
Circa i metodi di stima dei parametri sopra elencati, per brevità facciamo ora 
riferimento integrale alla sezione 5 del capitolo 2. Occorre comunque sottolineare la 
meticolosità con cui si è prodotta la stima della funziona di domanda di moneta: 
l’inclusione di due variabili dummies, la scelta delle variabili strumentali adoperate e 
l’ipotesi che il termine erratico segua un MA(2) sono tutte frutto di un complesso e 
meticoloso lavoro econometrico atto ad assicurare la migliore delle stime possibili dei 
parametri a e b.    
 
Nel grafico 1 sono presentate le conclusioni del modello. Il modello riesce a catturare 
l’evoluzione della politica di cambio brasiliana e a prevedere la crisi del crawling peg 
del gennaio 1999. I risultati sono interessanti e plausibili. E’ infatti proprio nel periodo 
antecedente alla decisione di svalutare la valuta brasiliana che la probabilità di 
abbandono del regime di crawling peg mostra il suo valore più alto (maggiore al 75%). 
 un modello per l'analisi delle crisi in un currency peg: il caso brasiliano 
 VIII
La decisione di abbandonare il regime di cambio, di conseguenza, appare più come una 
necessità oggettiva che come una libera scelta di politica economica. 
 
Grafico 1: le probabilità della crisi:  
Crawling peg  brasiliano:
 le probabilità del collasso
0%
10
%
20
%
30
%
40
%
50
%
60
%
70
%
80
%
1
9
9
5
:
0
5
1
9
9
5
:
0
7
1
9
9
5
:
0
9
1
9
9
5
:
1
1
1
9
9
6
:
0
1
1
9
9
6
:
0
3
1
9
9
6
:
0
5
1
9
9
6
:
0
7
1
9
9
6
:
0
9
1
9
9
6
:
1
1
1
9
9
7
:
0
1
1
9
9
7
:
0
3
1
9
9
7
:
0
5
1
9
9
7
:
0
7
1
9
9
7
:
0
9
1
9
9
7
:
1
1
1
9
9
8
:
0
1
1
9
9
8
:
0
3
1
9
9
8
:
0
5
1
9
9
8
:
0
7
1
9
9
8
:
0
9
1
9
9
8
:
1
1
probabilità di collasso del crawling peg tasso di interesse domestico
 
 
 In base ai risultati ottenuti: 
i. appare evidente come la sostenibilità a medio-lungo termine del regime di 
cambio sia stata minata dalla sostanziale incapacità del governo nel mantenere 
gli impegni presi in materia di contenimento del deficit fiscale. La media 
aritmetica della serie storica del tasso di crescita mensile del credito 
domestico risulta infatti essere pari a 3,13%, valore corrispondente al 44,79% 
annuo: è proprio a partire dalla crescita sostenuta del credito domestico che si 
può spiegare l’aumento della probabilità di una crisi di cambio.  
 
ii. il modello ci mostra come l’economia brasiliana si sia dimostrata sensibile 
agli shocks esogeni, come quelli rappresentati dalla crisi asiatica del 1997 e 
riassunto 
 IX
dalla moratoria dei pagamenti russa del 1998. Comparando le due serie 
storiche riportate nel grafico, risulta evidente come ai due picchi fatti segnare 
dal tasso d’interesse in corrispondenza delle due crisi finanziarie 
(rispettivamente, seconda metà del 1997 e seconda metà del 1998) segua un 
altrettanto evidente aumento della probabilità di collasso del regime di 
cambio.
 
 
 
Il progressivo deterioramento delle aspettative circa il mantenimento del regime di 
cambio è quindi spiegabile  sia attraverso concause endogene – il mancato contenimento 
del deficit fiscale – sia attraverso concause esogene – il verificarsi di due importanti 
crisi finanziarie internazionali quali quella asiatica (1997) e la moratoria dei pagamenti 
russa (1998). Le implicazioni per i policy-makers sono significative. Ancora una volta, 
si è dimostrato come la sopravvivenza di un dato regime di cambio dipenda 
crucialmente dalle scelte di politica fiscale. Inoltre, è emersa l’esigenza di rendere 
l’economia meno fragile in fronte a shocks esogeni quali una crisi finanziaria 
internazionale. A questo proposito, è interessante sottolineare come il progressivo 
processo di apertura dell’economia brasiliana, oltre a importanti benefici (basti pensare 
al crescente ruolo del Brasile come ricettore di FDI), abbia comportato nuovi problemi 
che, prima degli anni ’90, non si erano mai posti per il Brasile. 
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 X
2 - DAL DEPREZZAMENTO ALL’INFLAZIONE: 
UN APPROCCIO EMPIRICO 
 
Nel capitolo precedente è stata analizzata la crisi valutaria che ha colpito il Brasile nel 
gennaio 1999. Le crisi valutarie e le conseguenti ampie svalutazioni destano 
preoccupazioni circa la nascita di una spirale deprezzamento-inflazione-deprezzamento.  
In generale, questo timore si fonda sui precedenti storici dell’iperinflazione, ove il venir 
meno di un’ancora cambiaria ha spesso provocato un acuirsi della tendenza 
inflazionistica. Appare quindi doverosa una seria analisi su come il deprezzamento del 
tasso di cambio si rifletta sull’inflazione. In questo capitolo questo problema è stato 
affrontato da  un punto di vista empirico, basandoci sull’analisi portata avanti da Ilan 
Goldfajn e Sergio Ribeiro da Costa Werlang. I risultati generali derivati in questo 
capitolo (così come nel prossimo) hanno un’importanza valenza per il singolo caso del 
Brasile, come si potrà vedere nel capitolo cinque. 
 
Il lavoro si è proposto di arrivare a stimare il pass-through dal deprezzamento 
all’inflazione, ovvero, la misura percentuale con cui il deprezzamento del tasso di 
cambio si riflette sulla crescita dei prezzi, utilizzando dati mensili riferiti a 71 paesi, per 
un periodo compreso tra il 1980 ed il 1999, per un totale di 14013 osservazioni valide. 
L’arco temporale presenta al suo interno una notevole eterogeneità di caratteristiche, 
comprendendo le larghe fluttuazioni del tasso di cambio dollaro-yen e i numerosi 
riallineamenti tra le monete europee all’interno dello SME. Nell’ultimo ventennio 
abbiamo infatti assistito a periodi di relativa tranquillità così come a momenti di 
violente turbolenze valutarie. 
 
Il pass-through coefficient viene definito come la relazione intercorrente tra 
l’inflazione accumulata in j periodi, 
];[ jtt +
Π , ed il deprezzamento del tasso di cambio 
anch’esso accumulato in j periodi, 
]1;1[
ˆ
−+− jtt
e . Si noti come si sia utilizzato un lag di un 
periodo, affinché l’andamento del tasso di cambio possa influire sull’andamento 
dell’inflazione attraverso i veicoli di trasmissione della politica monetaria e di 
aggiustamento dei prezzi e dei salari. Un  pass-through coefficient pari al 100% 
rappresenta una totale trasmissione del deprezzamento della valuta domestica 
riassunto 
 XI
sull’inflazione, mentre un valore pari a zero esprime la totale anelasticità dei prezzi 
rispetto al tasso di cambio nominale.  
 
Occorre  individuare quali siano variabili esplicative del pass-through coefficient. Ai 
fini di questo lavoro, ne abbiamo selezionate quattro: 
i. una misura del business cycle quale la deviazione del PIL da un trend stimato; 
ii. la sopravvalutazione del tasso di cambio reale rispetto al suo valore 
d’equilibrio; 
iii. l’inflazione iniziale 
iv. il grado di apertura dell’economia. 
 
Come primo passaggio, abbiamo provveduto a stimare l’effetto del deprezzamento del 
tasso di cambio nominale e delle quattro variabili esplicative scelte sull’inflazione, in 
base all’equazione 1
1
: 
tititititijttijtti
OPEGDPRERe
,)1(,5)1(,4)1(,3)1(,2]1;1,[10];,[
ˆ
µββββββ ++Π++++=Π
−−−−−+−+
 
L’arco temporale utilizzato nell’analisi è pari a 18 mesi, con rilevazioni intermedie a 3, 
6, 9 e 12 mesi.  
 
Grazie a questo esercizio, è stato quindi possibile ricavare l’effetto diretto della GDP 
deviation, della sopravvalutazione del tasso di cambio reale, dell’inflazione iniziale e 
del grado di apertura dell’economia sull’inflazione. Oltre ai risultati della regressione 
generale, si sono inoltre operate delle distinzioni basate su criteri geografici e socio-
economici, affinché si giungesse alla stima dei coefficienti per gruppi di paesi omogenei 
tra loro (es. paesi africani, economie emergenti, paesi aderenti all’OCSE,…). 
 
Dai risultati derivati da questo primo esercizio, abbiamo potuto constatare come il 
pass-through coefficient mostri un andamento crescente nei primi dodici mesi 
successivi al deprezzamento del tasso di cambio. Per esempio, il coefficiente a 12 mesi 
eccede di 4 volte il coefficiente a 3 mesi. Il punto di massimo si raggiunge, per 
l’appunto, dopo un anno, con la rilevante eccezione dell’America Latina, dove il 
coefficiente continua a crescere anche nel secondo anno di riferimento. E’ importante 
sottolineare come il valore assoluto del pass-through coefficient resti ampiamente 
                                                 
1
 Per una soddisfacente spiegazione dell’equazione, si veda il capitolo 3. 
 un modello per l'analisi delle crisi in un currency peg: il caso brasiliano 
 XII
inferiore all’unità, per qualsiasi arco temporale considerato (il punto di massimo è a 12 
mesi, con un valore che, per la regressione generale, è pari a 0,732). 
 
In linea con le nostre aspettative, risulta inoltre che il deprezzamento del tasso di 
cambio nominale, l’inflazione iniziale e la GDP deviation siano correlati positivamente 
all’inflazione. Il grado di apertura dell’economia mostra invece di influire 
sull’inflazione in modo diverso a seconda dell’arco temporale considerato, mentre la 
sopravvalutazione del tasso di cambio reale risulta correlato negativamente rispetto 
all’inflazione. I coefficienti delle quattro variabili di controllo utilizzate sono tutti 
statisticamente significativi ed hanno lo stesso segno che si pensava dovessero avere da 
un punto di vista teorico. Il coefficiente di pass-through presenta valori più alti nei paesi 
americani ed asiatici, riflettendo da situazione di spirale deprezzamento-inflazione-
deprezzamento che ha afflitto numerosi paesi di queste regioni. I paesi europei, africani 
e dell’Oceania, al contrario, mostrano una minor sensibilità dell’inflazione al tasso di 
cambio. Il pass-through è sostanzialmente meno elevato nei paesi sviluppati rispetto ai 
paesi emergenti ed in via di sviluppo, come del resto conferma l’analisi comparata tra i 
paesi facenti parte dell’OCSE e quelli non membri. Parallelamente, il contenimento 
dell’inflazione a causa della sopravvalutazione del tasso di cambio reale appare 
maggiore nei paesi emergenti rispetto a quelli sviluppati. 
 
Dopo aver prodotto una stima diretta del pass-through coefficient, è  stato interessante 
soffermarci su quali siano le sue determinanti. Il pass-through coefficient dipende dalle 
variabili di controllo da noi utilizzate? Come la sopravvalutazione del tasso di cambio 
reale, la GDP deviation, l’inflazione iniziale ed il grado di apertura dell’economia 
influenzano il pass-through coefficient? E’ infatti plausibile supporre che, per esempio, 
la sopravvalutazione del tasso di cambio reale possa avere sia un effetto diretto 
sull’inflazione e sia un effetto sul tasso di deprezzamento del cambio nominale che, a 
sua volta, influenzerà l’inflazione.  Di conseguenza, è  stato opportuno procedere ad una 
stima dei coefficienti inserendo nell’equazione (1) anche i cross-terms. Per semplicità, 
si è ipotizzato che il pass-through coefficient sia una funzione lineare delle altre 
variabili in questione. 
 
riassunto 
 XIII
Di conseguenza, avremo: 
 
tititititijttijtti
OPEGDPRERe
,)1(,5)1(,4)1(,3)1(,2]1;1[,10];[,
ˆ
µββββββ ++Π++++=Π
−−−−−+−+
con 
)1(,10)1(,9)1(,8)1(,761 −−−−
+Π+++=
titititi
OPEGDPRER ββββββ  
 
I risultati di questo ulteriore esercizio sono i seguenti. In generale, la 
sopravvalutazione del tasso di cambio reale, l’inflazione iniziale, il grado di apertura 
dell’economia e la GDP deviation risultano influenzare il pass-through coefficient, 
seppur in misura ed in modalità differenti. Le determinanti statisticamente più rilevanti 
appaiono essere l’inflazione iniziale e la sopravvalutazione del tasso di cambio reale. 
Quest’ultima, in particolare, vede incrementare la propria azione all’aumentare 
dell’orizzonte temporale, mentre l’inflazione iniziale raggiunge il massimo della propria 
influenza dopo 6 mesi dal deprezzamento. Il grado di apertura dell’economia e la GDP 
deviation hanno una significatività sostanzialmente minore e si mostrano più sensibili 
all’orizzonte temporale ed al campione di paesi considerato. La GDP deviation, nello 
specifico, ha importanti effetti fino a 6 mesi, dopo di che vede addirittura invertire il 
proprio segno. Questo ci può anche suggerire che l’iniziale GDP gap sia correlato 
negativamente col futuro pass-through dell’inflazione, quantomeno dopo un certo 
intervallo di tempo. Il grado di apertura commerciale, infine, sembra essere una 
variabile maggiormente significativa per i paesi dell’Africa e dell’Oceania. 
 
Una volta determinati i coefficienti diretti ed indiretti relativi al deprezzamento del 
tasso di cambio nominale ed alle quattro variabili di controllo utilizzate, abbiamo potuto 
utilizzare i risultati ottenuti per confrontare le previsioni implicite nel modello con i dati 
reali. In particolare, si sono considerati alcuni importanti casi di forti svalutazioni 
valutarie, riferiti sia ad economia sviluppate che a paesi emergenti. L’esercizio è stato 
condotto sia utilizzando i coefficienti derivati nella regressione generale, senza e con i 
cross-terms, e sia con la regressione specifica della tipologia della singola economia 
considerata (in base ai criteri precedentemente illustrati). 
 
I risultati di questo esercizio di verifica ex-post sono i seguenti. Occorre innanzi tutto 
rilevare come il modello, in modo particolare nell’esercizio comprendente i cross terms, 
riesca a produrre delle previsioni circa l’inflazione decisamente migliori rispetto ad altri 
 un modello per l'analisi delle crisi in un currency peg: il caso brasiliano 
 XIV
studi precedenti. In particolare, Goldfajn e Da Costa Werlang confrontano i risultati del 
loro lavoro con quello di Borensztein e De Gregorio (1999) ,  constatando come vi sia 
un indubbio miglioramento nella precisione delle previsioni.  
 
La lezione principale circa i paesi emergenti è che occorre tenere in dovuta 
considerazione l’effetto della sopravvalutazione del tasso di cambio reale, che ha un 
forte effetto disinflattivo, al fine di ottenere una previsione dell’inflazione più accurata. 
Allo stesso modo, emerge come, per i paesi europei, una delle determinanti 
fondamentali dell’inflazione sia la stessa inflazione iniziale. In generale, si è verificato 
come sia di grande importanza la valutazione dell’effetto che le variabili di controllo 
hanno sul pass-through coefficient. E’ proprio la cooperazione di effetti diretti ed 
indiretti delle variabili esplicative utilizzate nell’analisi che producono le migliori 
previsioni. 
 
Al di là dei risultati ottenuti, si rileva ancora una volta il problema che, in casi di crisi 
valutarie, vi è sempre un errore di valutazione in eccesso per le previsioni circa 
l’inflazione. Questa è un’osservazione che è legittimo fare per la quasi totalità dei 
modelli relativi a questo tipo di situazioni. Una delle possibili spiegazioni al riguardo è 
che, dopo un episodio di svalutazione, vi sia sempre un overshooting del tasso di 
cambio nominale, il che produce delle previsioni sistematicamente maggiori rispetto 
all’inflazione effettiva. Il tasso di cambio nominale, infatti, nel medio periodo 
tenderebbe ad aggiustarsi rispetto al movimento subito successivo alla svalutazione, 
così che le aspettative già incorporerebbero la normalizzazione della quotazione della 
valuta domestica, inducendo un minor aggiustamento dei prezzi in relazione alla misura 
della svalutazione iniziale.  
 
Per cercare di ovviare al problema della sistematica soprastima dell’inflazione futura 
in casi di crisi valutarie, abbiamo proceduto ad inserire nel modello le aspettative degli 
agenti circa la crescita attesa dei prezzi. Gli agenti, infatti, non incorporano 
necessariamente nelle loro aspettative la dimensione dell’iniziale overshooting del tasso 
di cambio nominale; di conseguenza, l’inclusione di tali aspettative nel modello 
dovrebbe produrre delle stime per l’inflazione maggiormente corrispondenti ai dati 
reali. 
 
riassunto 
 XV
Si è così proceduto a specificare il modello tenendo in considerazione anche le 
aspettative. L’esercizio è stato effettuato sia per il modello-base e sia per quello 
includente i cross-terms. Inoltre, si è provveduto ad inserire le aspettative, in alternativa, 
raccolte al tempo t ed al tempo (t-1). Quest’ultima opzione si giustifica col fatto che,  se 
espresse prima di conoscere l’ammontare della svalutazione, le aspettative non potranno 
in alcun modo essere influenzate dall’iniziale overshooting.  
 
Osservando i risultati ottenuti, è opportuno sottolineare come, anche se statisticamente 
significativo, l’effetto delle aspettative sul deprezzamento del tasso di cambio a medio 
termine sia marginale. Una possibile spiegazione a ciò è che il periodo considerato 
dall’analisi è molto ampio, così che le aspettative raccolte al tempo t ed al tempo (t-1) 
potrebbero non rappresentare l’evoluzione del loro giudizio durante il periodo. I 
risultati, inoltre, risultano coerenti tra di loro a prescindere dalla tempistica utilizzata nel 
costruire le aspettative. Per quanto riguarda l’introduzione delle aspettative nel modello 
completo dei cross terms, possiamo rilevare l’esistenza di un forte effetto diretto del 
deprezzamento atteso sull’inflazione, parallelamente ad uno scarso apporto degli effetti 
indiretti attraverso il pass-through coefficient. Questo ci autorizza a concludere che, 
nella determinazione dell’inflazione, il deprezzamento atteso è altrettanto influente del 
deprezzamento effettivo. Quello che cambia è semplicemente il meccanismo di 
trasmissione: se le aspettative agiscono tramite l’effetto diretto sull’inflazione, al 
contrario il deprezzamento effettivo si trasmette maggiormente attraverso gli effetti 
indiretti delle variabili di controllo sul pass-through coefficient. 
 
Un ulteriore passo in avanti al fine di vagliare la bontà dei risultati fin qui esposti è 
stato quello di fare alcuni test di sensibilità. Un primo test è stato effettuato circa il lag 
temporale della GDP deviation: si poteva ragionevolmente supporre che una misura del 
ciclo economico al tempo t non possa avere un’influenza rilevante sull’inflazione al 
tempo (t+12). Conseguentemente, al fine di veder confermata la nostra ipotesi, abbiamo 
eseguito la medesima regressione utilizzando, però, la GDP deviation al tempo (t+6). 
La significatività del dato relativo al coefficiente cross-term della GDP deviation è ora 
lampante. Vediamo così confermata la nostra ipotesi relativa all’influenza dell’orizzonte 
temporale sull’effetto della  misura del business cycle. 
 
 un modello per l'analisi delle crisi in un currency peg: il caso brasiliano 
 XVI
Un secondo test di sensibilità è stato condotto a proposito dell’apertura dell’economia 
dei paesi. Il risultato conferma sostanzialmente i risultati illustrati in precedenza. Un 
ultimo test è stato poi effettuato procedendo a costruire casualmente due campioni dei 
dati delle 71 economi utilizzate. Questo esercizio è utile in quanto aiuta nel 
comprendere quanto significative siano state le analisi relative ad alcuni particolari tipi 
di paesi che sono state esposte in precedenza.  Sia il segno che il valore assoluto dei 
coefficienti dei due campioni random tendono sostanzialmente sia ad assomigliare l’un 
l’altro e sia a rispecchiare i risultati derivati nell’esercizio relativo a tutti i 71 paesi. Di 
conseguenza, è ragionevolmente possibile affermare che i criteri utilizzati nella 
ripartizione del campione in base a criteri geografici ed economici non abbiano portato 
a risultati che, anziché dalle caratteristiche delle economie raggruppate in una stessa 
macrocategoria, siano state determinati dal caso. 
 
riassunto 
 XVII
3 –PERCHÉ L’INFLAZIONE NON E’ ESPLOSA 
IN SEGUITO AI RECENTI EPISODI DI 
SVALUTAZIONE? 
 
 Alla luce dei risultati derivati nel capitolo precedente, è stato naturale domandarci 
perché, negli ultimi importanti episodi di svalutazione, l’inflazione sia sostanzialmente 
rimasta su livelli così moderati. Seguendo il lavoro di Burstein, Eichenbaum e Rebelo, 
abbiamo cercato di rispondere a questo interrogativo. L’analisi è stata sviluppata in due 
passaggi: 
i. si sono analizzate le caratteristiche principali del comportamento dei prezzi in 
seguito ad episodi di svalutazione successivi al 1990; 
ii. si è dimostrato che i costi di distribuzione e la sostituzione nel consumo domestico 
delle importazioni con beni locali di minor qualità siano variabili rilevanti nello 
spiegare il comportamento dei prezzi in seguito ad episodi di svalutazione. 
 
Il lavoro empirico si è basato sui dati relativi alla Finlandia, alla Svezia, al Messico, 
alla Corea del Sud, alla Tailandia, alla Malaysia, alle Filippine, all’Indonesia ed al 
Brasile. Osservando il l’evoluzione degli indici dei prezzi in questi paesi, emergono 6 
caratteristiche generalizzabili: 
i. coerentemente con l’analisi di Mussa (1986), il tasso di inflazione misurato dal 
CPI è decisamente contenuto, se comparato con il deprezzamento osservato 
nel tasso di cambio nominale; 
ii. il tasso d’inflazione misurato dal CPI è basso sia per i beni tradables che per 
quelli non-tradables; 
iii. dopo la svalutazione, i beni non-tradables vedono diminuire fortemente il loro 
prezzo relativo rispetto ai beni tradables; 
iv. il prezzo delle esportazioni e delle importazione ha un’evoluzione molto più 
simile a quella del tasso di cambio nominale che a quella del CPI; 
v. l’inflazione misurata dal WPI è più alta di quella computata col CPI ma ben al 
di sotto dell’andamento dei prezzi delle importazioni e delle esportazioni; 
vi. il comportamento del CPI è simile a prescindere dall’inclusione nel paniere di 
beni sottoposti al controllo governativo; 
 un modello per l'analisi delle crisi in un currency peg: il caso brasiliano 
 XVIII
vii. il tasso di crescita del PIL reale diminuisce (fa eccezione il solo caso del 
Brasile) e, in un orizzonte di medio-lungo periodo, si verifica un aumento 
sensibile del surplus commerciale. Questo aumento è composto 
qualitativamente da una forte diminuzione delle importazioni e da una 
sostanziale – ma più moderata - crescita delle esportazioni 
 
Una spiegazione plausibile del perché l’inflazione si sia mantenuta su valori moderati 
in seguito ad episodi di svalutazione deve essere necessariamente coerente con le 
osservazioni riportate qui sopra. 
 
Per procedere nell’analisi degli episodi considerati, ci siamo confrontati con un 
esercizio di price accounting. Abbiamo preso esogenamente i dati relativi 
all’evoluzione dei prezzi dei beni non-tradables, così come il peso che essi hanno nel 
paniere del CPI. Abbiamo inoltre assunto che fosse verificata la parità di poteri 
d’acquisto relativamente ai beni tradables, così come avviene nei modelli-standard dei 
due settori. Calcolando il CPI, coerentemente a queste ipotesi, abbiamo potuto osservare 
come i valori ottenuti non siano in linea con quelli osservati nei dati effettivi. 
L’inflazione implicita nel modello è infatti ben superiore a quella effettiva.  
 
Abbiamo allora ipotizzato che la vendita al dettaglio dei beni tradables richieda alcuni 
servizi di distribuzione (trasporto, vendita all’ingrosso, vendita al dettaglio,..) la cui 
evoluzione dei prezzi segue invece quella dei beni non-tradables. Questa ipotesi già 
avvicina il tasso d’inflazione implicito a quello effettivo.  
 
E’ importante sottolineare come la maniera in cui sono stati introdotti i costi di 
distribuzione non è equivalsa ad un semplice aumento del peso relativo dei beni non-
tradables ai  fini del calcolo dell’indice CPI. Questo perché l’introduzione dei costi di 
distribuzione fa sì che la parità dei poteri d’acquisto non sia più verificata per i beni  
tradables.  
 
Un ulteriore assunzione che abbiamo fatto è stata quella relativa ad alcuni beni che, 
convenzionalmente, sono classificati come tradables ma, in sostanza, altro non sono che 
beni domestici prodotti per i mercato domestico come imperfetti sostituti (di minor 
qualità) di beni importati. E’ questo il caso, per esempio, del vino locale rispetto al vino 
riassunto 
 XIX
francese. Considerando questa tipologia di beni come non-tradables, l’inflazione 
implicita nel modello diminuisce ulteriormente.  
 
L’ultimo passaggio nel nostro esercizio di price accounting è consistito nell’ipotizzare 
che, in seguito ad una svalutazione, la quota di mercato dei beni tradables prodotti sul 
mercato domestico aumenti rispetto alle importazioni. Questo effetto, che Burstein, 
Eichenbaum e Reselo definiscono come �flight from quality”, inizialmente non 
verrebbe misurato dal CPI, in quanto esso si riferisce ad un paniere fisso di beni, che 
viene riaggiustato solo periodicamente.   Di conseguenza, l’inclusione del flight from 
quality nel calcolo dell’inflazione dovrebbe produrre un ulteriore downward bias, 
avvicinando ulteriormente l’inflazione implicita a quella effettiva. In effetti, i dati 
empirici mostrano come l’inflazione implicita risulti ora maggiormente prossima a 
quella effettiva. 
 
Basandoci sulle considerazioni fino a qui esposte, abbiamo potuto concludere che un 
minor tasso di crescita del prezzo dei beni non-tradables (rispetto ai beni tradables), la 
presenza di costi di distribuzione nonché  di beni imperfetti sostituti delle importazioni e 
del flight from quality producano un minor tasso di crescita del CPI. La domanda che ci 
siamo a questo punto posti è stata la seguente: “queste osservazioni costituiscono un 
fenomeno di equilibrio generale”? 
 
Abbiamo affrontato il problema avvalendoci di un modello neoclassico standard per 
beni tradables e non-tradables, esteso in modo tale da permetterci di esplicitare i costi 
di distribuzione, la sostituzione delle importazioni ed il flight from quality. Abbiamo 
ipotizzato che, ad un certo tempo t, vi sia una stretta creditizia sia per il governo che per 
il settore privato, alla quale le Autorità Monetarie rispondono con un aumento del 
signoreggio. Questo genera un largo deprezzamento del tasso di cambio nominale. Allo 
stesso tempo, lo shock sui prestiti del settore privato implica che il surplus commerciale 
debba crescere. 
 
Nel nostro modello, questo fenomeno è spiegato da due distinti meccanismi. Primo, 
gli agenti riducono il loro livello di consumo di beni importati. Si verifica, quindi, il già 
citato flight from quality. Secondo, gli agenti riducono anche il livello di produzione di 
beni non-tradables, allocando una maggior quantità delle risorse a loro disposizione 
 un modello per l'analisi delle crisi in un currency peg: il caso brasiliano 
 XX
nella produzione di beni tradables destinati all’esportazione. Giacché il fattore capitale 
è fisso nel breve termine, il costo marginale di produzione (in dollari) dei beni non-
tradables è una funzione positiva dell’output totale. A parità di altre condizioni, quindi, 
la diminuzione della produzione di beni non-tradables implica una caduta del loro 
prezzo in dollari. La questione che qui assume una rilevanza critica è in che misura 
questa forza sia rilevante al fine di giustificare le nostre osservazioni basate sui dati 
empirici. 
 
Per poter rispondere al precedente interrogativo, abbiamo calibrato il nostro modello 
utilizzando i dati relativi alla Corea del Sud ed al Messico. In entrambi i casi, abbiamo 
verificato che il nostro modello è coerente col comportamento dei prezzi in seguito ai 
due episodi di svalutazione. Inoltre, il modello illustra la crescita delle esportazioni, la 
caduta delle importazioni e la sostituzione dei beni importati con beni prodotti sul 
mercato domestico. 
 
Il modello, però, ha evidenziato anche alcune lacune: esso, infatti, sovrastima la 
misura della crescita delle esportazioni e dell’aumento della produzione di beni 
tradables rispetto a quella di beni non-tradables. Burstein, Eichenbaum e Rebelo 
sottolineano come queste lacune riflettano l’assenza dal modello delle frizioni del 
mercato del credito. Una piena inclusione nel modello delle frizioni nel mercato 
creditizio non rispondeva però alle finalità di questo lavoro. Di conseguenza, si è 
ovviato alla manchevolezza qui sopra illustrata con una simulazione in forma ridotta 
degli effetti delle frizioni nel mercato creditizio. Specificatamente, si è ipotizzato che la 
produttività del settore dei beni tradables cada in seguito alla svalutazione. I dati 
empirici sottolineano come i nostri risultati per l’inflazione siano compatibili con questa 
ulteriore ipotesi. Inoltre, le implicazioni settoriali del modello risultano decisamente 
migliorate. Per esempio, nel caso del Messico, il modello è ora in grado di quantificare 
con precisione la caduta della produzione in entrambi i settori considerati (tradables e 
non-tradables), così come la diminuzione del PIL reale. 
riassunto 
 XXI
4 – IL CONTROLLO DELL’INFLAZIONE  
NEL BRASILE POST-SVALUTAZIONE 
 
Nell’ultimo capitolo del nostro lavoro abbiamo analizzato la transizione 
dell’economia brasiliana da un regime di cambio di crawling peg ad un sistema di 
cambi flessibili. In particolare, ci siamo soffermati sull’adozione di un formale sistema 
di inflation targeting come strumento di politica economica e monetaria attraverso il 
quale contenere la crescita dei prezzi, in seguito all’ampia svalutazione del real occorsa 
nel gennaio 1999.  
 
Questa parte del lavoro, essenzialmente descrittiva, ha voluto essere un 
completamento logico dei capitoli precedenti. Nel capitolo II avevamo indagato circa il 
collasso del regime di cambio pre-esistente, arrivando all’importante conclusione che la 
svalutazione del real, vista la sostenuta crescita del credito domestico e le crescenti 
pressioni speculative sul Brasile, fosse inevitabile. Nei capitolo III e IV avevamo invece 
presentato due modelli, tra loro complementari, riferiti alla transizione di un’economia 
in seguito ad una ampia svalutazione discreta del tasso di cambio nominale. Era quindi 
opportuno descrivere come l’economia brasiliana si sia comportata posteriormente ai 
fatti del gennaio 1999, in modo tale a portare a conclusione sia il discorso avviato nel 
capitolo II (il percorso dell’economia brasiliana in seguito alla svalutazione del real) e 
sia quello trattato nei capitolo III e IV (la crescita dei prezzi in un’economia colpitala 
una crisi valutaria) .  
 
Coerentemente con i due capitoli precedenti, nei quali si era studiato empiricamente il 
comportamento dell’inflazione nei più importanti recenti casi di svalutazioni delle 
valute domestiche, nella nostra analisi abbiamo fatto riferimento ad un arco temporale 
di 24 mesi, tra il gennaio 1999 ed il dicembre 2000, per il quale abbiamo descritto le 
principali scelte di politica monetaria della Autorità brasiliane ed il comportamento dei 
prezzi. 
 
L’analisi è partita da una sommaria descrizione dell’evoluzione dell’economia 
brasiliana negli anni del Plano Real (1994-1998), culminati con la svalutazione della 
valuta domestica del gennaio 1999. E’ stato poi dato spazio al periodo di transizione tra 
 un modello per l'analisi delle crisi in un currency peg: il caso brasiliano 
 XXII
il vecchio regime di cambio e l’introduzione del nuovo sistema formale di inflation 
targeting (luglio 1999). 
 
Proprio l’inflation targating ha apprestato uno degli argomenti principali del capitolo. 
L’analisi del nuovo sistema è stata effettuata sia da un punto di vista istituzionale che da 
un punto di vista operativo, addentrandosi nella complessità delle scelte del Banco 
Central in un momento caratterizzato da incertezza ed instabilità. In particolare, sono 
state trattate esaustivamente le ripercussioni dell’adozione di sistema formale di 
inflation targeting sulla struttura e sulle funzioni della Banca Centrale brasiliana. 
 
Grafico 2: variazioni % mensili dell’indice IPCA in Brasile (1998-2000) 
andamento dell'inflazione in Brasile
-1,00%
-0,75%
-0,50%
-0,25%
0,00%
0,25%
0,50%
0,75%
1,00%
1,25%
1,50%
1,75%
2,00%
2,25%
2,50%
g
e
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-
9
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-
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9
9
l
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g
-
9
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t
-
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9
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-
9
9
g
e
n
-
0
0
m
a
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0
0
m
a
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0
0
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u
g
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0
0
s
e
t
-
0
0
n
o
v
-
0
0
v
a
r
.
 
%
Inflazione mensile IPCA
 
 
Il lavoro è poi proseguito con l’analisi dei principali accadimenti in materia di politica 
monetaria, di cambio e di contenimento dell’inflazione fino al termine dell’anno solare 
2000. Al riguardo, non sono state tralasciati gli spunti derivanti dagli effetti dei 
svalutazione 
del real 
Inflation Targeting 
riassunto 
 XXIII
cambiamenti nello scenario economico internazionale sull’economia brasiliana. Tutta 
questa parte del lavoro non si sarebbe potuta compiere senza un’attenta analisi dei 
principali documenti ufficiali del Banco Central do Brasil (primi fra tutti gli Inflations 
Reports), nonché dei bollettini trimestrali pubblicati da IPEA.
2
 Un ulteriore sforzo che 
si è compiuto è andato nella direzione di cercare di ritrovare nella descrizione 
dell’economia brasiliana quegli stessi elementi che, nei capitoli III e IV, erano stati 
indicati come le concause della scarsa crescita dei prezzi in seguito ad un episodio di 
svalutazione discreta del tasso di cambio. 
 
Volendo riassumere le principali osservazioni dedotte dall’osservazione 
dell’economia brasiliana ( e particolarmente della politica monetaria, della politica di 
cambio e della politica di contenimento della crescita dei prezzi), abbiamo potuto 
evidenziare i seguenti punti: 
 
Primo, la politica di austerità fiscale è riuscita a supportare la sostenibilità dei nuovo 
regime di inflation targeting ed ha portato il surplus primario del settore pubblico 
consolidato a livelli superiori al 3% del PIL durante tutto il periodo. Inoltre, dopo aver 
assorbito gli effetti della svalutazione del real, il deficit nominale è caduto a livelli 
attorno al 4% del PIL, nonostante gli alti tassi d’interessi corrisposti a servizio del 
debito pubblico. Durante il biennio 1999-2000, comunque, non sono mancati gli episodi 
nei quali le incertezze della politica fiscale abbiano provocato degli shocks di fiducia (la 
decisione della Corte Suprema nell’ottobre 1999 e l’aggiustamento del FGTS nell’aprile 
2000). In questi episodi, la politica monetaria si è mossa in modo da mantenere 
inalterata la propria credibilità e di rafforzare gli impegni circa gli obiettivi dell’inflation 
targeting. 
 
Secondo, lo scenario esterno ha rappresentato la maggiore fonte di potenziale 
instabilità per le Autorità Monetarie, in particolare nel corso del 2000. I ripetuti aumenti 
del prezzo del petrolio, la salita dei tassi d’interesse internazionali, le crisi di fiducia che 
hanno interessato importante mercati emergenti (primo fra tutti quello argentino) e le 
conseguenti pressioni sul rischio-paese hanno posto un freno alla discesa del tasso 
d’interesse reale in Brasile, il quale, come sottolineato dallo stesso COPOM, �� 
maggiore rispetto al tasso d�interesse reale d�equilibrio di lungo periodo�. 
                                                 
2
 Istituto de Pesquisa Economica Aplicada. Si veda il sito www.ipeadata.gov.br (con l’avvertimento che 
la maggior parte delle pubblicazioni sono disponibili solamente in lingua portoghese). 
 un modello per l'analisi delle crisi in un currency peg: il caso brasiliano 
 XXIV
 
Terzo, l’inflazione annua ha fatto registrare un picco nel dicembre 1999, iniziando poi 
un processo discendente che ha caratterizzato tutto il 2000 (con le parziali eccezioni dei 
mesi di luglio e agosto). L’inflazione IPCA per il 1999 (8,94%) e per il 2000 (5,97%) è 
rimasta all’interno delle bande di confidenza comunicate dalla Banca Centrale, 
sancendo così il successo del nuovo sistema di inflation targeting.  
 
Quarto, a ulteriore conferma dell’analisi presentata nei due capitoli precedenti, si è 
potuto osservare come il pass-through coefficient tra deprezzamento ed inflazione abbia 
mostrato valori decisamente contenuti nel caso del Brasile (grossomodo attorno al 20% 
sia per il 1999 che per il 2000). Inoltre, si è potuto assistere ad un atteso riallineamento 
dei prezzi relativi: mentre, per il biennio 1999-2000, i prezzi dei beni non-tradables 
sono aumentati di solo il 4,5%, il prezzo dei beni tradables è salito di oltre il 15% (si 
veda la tabella 3 per un confronto puntuale).  
 
Quinto, il tasso di cambio ha evidenziato una bassa volatilità e, dopo la correzione 
rispetto all’iniziale overshooting, è rimasto tra valori compresi tra 1,75 e 2,00 R$ per 
1US$. Inoltre, mano a mano che l’inflation targeting si è consolidato ed ha acquisito 
una maggior credibilità, la volatilità è progressivamente andata scemando, diminuendo 
sensibilmente nel 2000 rispetto al 1999. 
 
Ultimo, anche le aspettative del mercato circa l’inflazione futura (monitorate 
giornalmente dal Banco Central) hanno evidenziato, contestualmente al consolidamento 
dell’ inflation targeting, sia un valor medio più basso e sia di una minor volatilità. Allo 
stesso tempo, il grado di forward-looking nel processo di formazione delle aspettative è 
altresì aumentato, così che gli shock temporanei all’offerta sono sempre stati meno 
rilevanti nelle previsioni dell’inflazione di lungo periodo.