UNIVERSIDADE FEDERAL DA PARAÍBA PROGRAMA DE PÓS GRADUAÇÃO EM ECONOMIA MESTRADO EM ECONOMIA DOIS ENSAIOS EM MACROECONOMIA

Transcrição

1 UNIVERSIDADE FEDERAL DA PARAÍBA PROGRAMA DE PÓS GRADUAÇÃO EM ECONOMIA MESTRADO EM ECONOMIA Marcus Vinicius Amaral e Silva DOIS ENSAIOS EM MACROECONOMIA João Pessoa 2014

2 Marcus Vinicius Amaral e Silva DOIS ENSAIOS EM MACROECONOMIA Disseração apresenada ao Programa de Pós-Graduação em Economia da Universidade Federal da Paraíba como requisio para obenção do íulo de Mesre em Economia. Orienador: Prof. Dr. Edilean Kleber da Silva Bejanaro Aragón João Pessoa 2014

3 S586d Silva, Marcus Vinícius Amaral e. Dois ensaios em macroeconomia / Marcus Vinícius Amaral e Silva.- João Pessoa, f. : il. Orienador: Edilean Kleber da Silva Bejanaro Aragón Disseração (Mesrado) UFPB/CCSA 1. Macroeconomia. 2. Regra de posiiva moneária. 3.Regressores endógenos. 4. Quebras esruurais.

4 Marcus Vinicius Amaral e Silva DOIS ENSAIOS EM MACROECONOMIA Disseração apresenada ao Programa de Pós-Graduação em Economia da Universidade Federal da Paraíba como requisio para obenção do íulo de Mesre em Economia. COMISSÃO EXAMINADORA Professor Dr. Edilean Kleber da Silva Bejanaro Aragón PPGE/CCSA/UFPB Orienador Professor Dr. Bruno Ferreira Frascaroli PPGE/CCSA/UFPB Examinador Inerno Professor Dr. Jorge Luiz Mariano da Silva PPECO/UFRN Examinador Exerno

5 Lisa de Figuras Capíulo 1 Figura A1: Taxa de juros Selic (i ) Figura A2: Hiao do produo (y ) Figura A3: Desvio da inflação em orno de sua mea (Dj ) Figura A4: Variação cambial (q ) Capíulo 2 Figura A1: Inflação (π ) Figura A2: Expecaiva de inflação (E π +1 ) Figura A3: Hiao do produo (y HP, y LT, y QT ) Figura A4: Taxa de desemprego (u ) Figura A5: Taxa Selic (i 1 ) Figura A6: Variação da inflação ( π 1 )... 60

6 Lisa de Tabelas Capíulo 1 Tabela 1: Teses de raiz uniária Tabela 2: Esaísicas de ese para esabilidade da forma reduzida Tabela 3: Esaísicas de ese para esabilidade da equação esruural Modelo I Tabela 4: Tese de Wald para quebras em comum Modelo I Tabela 5: Esaísicas de ese para esabilidade da equação esruural - Modelo II Tabela 6: Tese de Wald para quebras em comum Modelo II Tabela 7: Esaísicas de ese para esabilidade da equação esruural Modelo III Tabela 8: Tese de Wald para quebras em comum Modelo III Tabela 9: Esimaiva das funções de reação do BCB Tabela A1: Modelo I Inervalos de confiança dos ponos de quebra Tabela A2: Modelo II - Inervalos de confiança dos ponos de quebra Tabela A3: Modelo III - Inervalos de confiança dos ponos de quebra Capíulo 2 Tabela 1: Teses de raiz uniária Tabela 2: Teses para variáveis endógenas e insrumenos fracos Tabela 3: Teses para quebras esruurais nas formas reduzidas Modelo I Tabela 4: Teses para quebras esruurais na CPNK Modelo I Tabela 5: Tese de Wald para quebras em comum Modelo I Tabela 6: Teses para quebras esruurais nas formas reduzidas Modelo II Tabela 7: Teses para quebras esruurais na CPNK Modelo II Tabela 8: Tese de Wald para quebras em comum Modelo II Tabela 9: Esimaiva da CPNK Modelo I Tabela 10: Esimaiva da CPNK Modelo II Tabela A1: Esaísicas descriivas das variáveis do modelo... 61

7 Sumário 1 Tesando quebras esruurais em uma regra de políica moneária com regressores endógenos: Inrodução Modelo eórico Meodologia de múliplas quebras com regressores endógenos Lieraura de mudança esruural com regressores endógenos Modelo empírico Resulados Descrição dos dados Esimação da função de reação do BCB Conclusão...26 Referências Apêndice A - Evolução das séries uilizadas Apêndice B - Inervalos de confiança para os ponos de quebra Esimaiva da Curva de Phillips para o Brasil: quebras esruurais e endogeniedade Inrodução Modelo eórico Esraégia empírica Resulados Descrição dos dados Resulados dos modelos esimados Considerações finais...55 Referências Anexo A - Evolução das variáveis do modelo Anexo B Esaísicas descriivas... 61

8 5 Capíulo 1 Tesando quebras esruurais em uma regra de políica moneária com regressores endógenos: um esudo para o Brasil Resumo: Ese esudo realiza eses de quebra esruural na função de reação do Banco Cenral do Brasil para avaliar possíveis mudanças na condução da políica moneária domésica, levando-se em cona que os regressores da função de reação são poencialmene variáveis endógenas. Para iso, é uilizada a meodologia desenvolvida por Hall e al. (2012) que, uilizando uma exensão da esruura desenvolvida por Bai e Perron (1998), elaboram um méodo capaz de idenificar múliplas quebras esruurais em períodos desconhecidos. Os principais resulados aponam para a presença de quebras esruurais nas rês funções de reação esudadas. Além disso, as ações da políica moneária, por meio da axa de juros Selic, parecem sofrer maior influência dos desvios da inflação em orno de sua mea, comparaivamene a variações no hiao do produo e na axa de câmbio. Palavras-chave: Regra de posiiva moneária Regressores endógenos Quebras esruurais Brasil Absrac: This paper conducs ess for srucural breaks in he reacion funcion of he Cenral Bank of Brazil o evaluae possible changes in he conduc of moneary policy in Brazil, aking ino accoun he reacion funcion of he regressors are poenially endogenous variables. For his, we uses he mehodology developed by Hall e al. (2012) who, using an exension of he framework developed by Bai and Perron (1998), develops a mehod capable of idenifying muliple srucural breaks a unknown periods. The main resuls indicae presence of srucural breaks in he hree reacion funcions sudied. Furhermore, he acions of moneary policy hrough ineres rae Selic seem o suffer greaer influence of deviaions of inflaion around is arge, compared o changes in he oupu gap and he exchange rae. Keywords: Moneary policy rule Endogenous Regressors Muliple srucural breaks Brazil

9 6 1.1 Inrodução A publicação do rabalho seminal de Taylor (1993) desencadeou uma série de esudos sobre como os formuladores de políica moneária aleram as axas de juros. A especificação elaborada pelo auor, conhecida como Regra de Taylor, conseguiu descrever, de maneira adequada, o caminho da axa básica de juros americana (Fed Funds rae) para o período de 1987 a Segundo al regra, a auoridade moneária eleva a axa de juros em resposa aos desvios da inflação em orno de sua mea e ao hiao do produo. Oura imporane especificação é o modelo forward-looking proposo Clarida e al. (1998, 2000). De acordo com essa regra, a axa de juros correne é modificada com base no valor fuuro esperado da inflação e do hiao do produo. Na lieraura brasileira, uma série de esudos buscam esimar a função de reação do Banco Cenral do Brasil (BCB). Silva e Porugal (2001) uilizam modelos de Veores Auorregressivos (VAR) para esar a eficácia das meas de inflação no Brasil. É esimada uma Regra de Taylor para o período anerior e poserior à adoção do regime de meas. Os resulados do esudo indicam que a implemenação de meas de inflação foi um imporane mecanismo para maner a inflação sob conrole. Aravés de uma função de reação forward-looking, Minella e al. (2003) mosram que, durane o regime de meas de inflação, a axa de juros reagiu foremene às expecaivas de inflação. Resulado similar foi enconrado por Holland (2005), Policano e Bueno (2006), Soares e Barbosa (2006) e Teles e Brundo (2006). As possíveis diferenças na condução da políica moneária pelo BCB durane as presidências de Armínio Fraga e Henrique Meirelles são invesigadas por Neo e Porugal (2007). Os resulados aponam que, mesmo diane de algumas mudanças nos deerminanes do processo de omada de decisão, há fores evidências de que há uma coninuidade e compromeimeno com o regime de meas de inflação. Moura e Carvalho (2010) esimam 16 diferenes especificações da Regra de Taylor para as see maiores economias da América Laina. Os resulados para o Brasil aponam que o BCB apresena preferências assiméricas em relação à inflação, alerando a axa de juros de forma mais agressiva, quando a inflação esá abaixo da mea, comparaivamene à siuação em que a inflação esá acima da mea. Aragón e Porugal (2010), uilizando o modelo proposo por Surico (2007a), enconram resulados semelhanes. É comum, na lieraura, a presença de esudos que consideram que os parâmeros da Regra de Taylor são consanes ao longo do empo. Sob essa condição, mudanças de políica implemenadas não modificariam a relação enre as variáveis do modelo. Conudo, é basane

10 7 razoável considerar que ais mudanças podem compromeer a esabilidade dos parâmeros. O esudo da função de reação em uma economia como a brasileira que, mesmo sob o regime de meas, em apresenado significaiva variância na inflação, deve considerar a provável exisência de insabilidade nos parâmeros. Como observado por Esrella e Fuhrer (2003), agenes privados forward-looking em suas decisões afeadas, em pare, pela previsão que ais agenes fazem sobre as ações dos formadores de políica. Quando ocorrem, por exemplo, mudanças na políica moneária, a previsão dos agenes sobre as ações fuuras de políica deve mudar. Modifica-se, porano, o comporameno dos agenes. De acordo com essa argumenação lógica, conhecida como a críica de Lucas (1976), um modelo bem especificado deve considerar a possível insabilidade de seus parâmeros, podendo, caso conrário, incorrer em erros de especificação. No ano de 1998, em um cenário de alo défici em cona correne e baixas reservas inernacionais, o BCB decreou o fim da âncora cambial e adoou, em 18 de janeiro de 1999, o regime de câmbio fluuane. Em 21 de junho do mesmo ano, é implemenado o regime de meas de inflação. Dessa forma, o Comiê de Políica Moneária (Copom) passa a alerar a axa de juros Selic com o objeivo de maner a inflação denro da mea esabelecida pelo Conselho Moneário Nacional (CMN). Não obsane o esforço das auoridades moneárias em maner baixa a inflação, esa enconrava-se acima de 8% em 1999, chegando a mais de 12% em A inflação apresenou períodos de significaiva variação, mesmo diane do regime de meas e, salvo raras ocasiões, em se manido próximo ao eo da mea ao logo dos anos. O comporameno irregular da axa de juros no Brasil é um indicaivo de que, no período de meas inflacionárias, pode er ocorrido uma, ou mais, quebras esruurais na função de reação do BCB. Dada a discussão supraciada, o objeivo dese esudo é realizar eses de quebra esruural para avaliar possíveis mudanças na condução da políica moneária no Brasil, levando-se em cona que os regressores da função de reação são poencialmene variáveis endógenas. Para iso, é uilizada a meodologia desenvolvida por Hall e al. (2012) que, uilizando uma exensão da esruura desenvolvida por Bai e Perron (1998), elaboram um méodo capaz de idenificar múliplas quebras esruurais em períodos desconhecidos. A esraégia empírica é uilizada para rês diferenes funções de reação, que são comumene observadas na lieraura. Os principais resulados aponam para a presença de quebras esruurais em ambos os modelos esudados. As quebras enconradas parecem esar relacionadas à períodos de insabilidades macroeconômica. Além disso, a resposa da Selic aos desvios da inflação em orno de sua mea apresenou fore variação posiiva a parir da quebra

11 8 esruural enconrada em março de Por fim, os resulados indicam que houve uma significaiva mudança na resposa de longo prazo da axa de juros Selic à variações na inflação, nos períodos poseriores às mudanças esruurais. Os coeficienes associados ao hiao do produo e à variações na axa de câmbio não foram significaivos, de modo que nada se pode concluir a cerca dessas variáveis. O presene esudo esá subdividido em 4 seções, além desa inrodução. Na seção 1.2, apresena-se a fundamenação eórica e as diferenes especificações da regra de políica que serão esimadas. Na seção 1.3, descreve-se a meodologia para esar a presença de múliplas quebras esruurais em regressões lineares com regressores endógenos. A seção 1.4 apresena e analisa os resulados obidos por meio do emprego da esraégia economérica de mudança esruural. Por fim, a seção 1.5 raz as conclusões do rabalho. 1.2 Modelo eórico É apresenada nesa seção as regras de axa de juros que serão esimadas para verificar a possível exisência de quebras esruurais na reação do BCB com relação à inflação e hiao do produo. Tal como Aragon e Medeiros (2014), segue-se Clarida e al. (1999) e considera-se um modelo Novo-Keynesiano padrão com rês componenes: o primeiro componene é formado por duas equações de resrição uma curva IS e uma curva de Phillips que descrevem a dinâmica do produo e da inflação, respecivamene; o segundo é a função perda da auoridade moneária; e o erceiro mosra como o banco cenral seleciona a axa de juros básica da economia. As resrições de oimização, dadas pela curva IS e curva de Phillips, são: y E y u (1) 1 ( i E 1) 1 s d E ky u (2) onde y é a diferença enre o produo efeivo e o produo poencial, iso é, o hiao do produo; E y +1 é o valor esperado em para o hiao do produo em +1; i é a axa de juros; d E π +1 é o valor esperado em para a inflação em +1; e π é a axa de inflação correne. Já u s e u represenam, respecivamene, um choque de demanda e um choque de ofera, e são dados por processos auorregressivos, na seguine forma: u d u u (3) u d d 1 d

12 9 u s u u (4) u s s 1 s d s onde u 1 e u 1 são, respecivamene, variáveis i.i.d com média zero e variância σ 2 μ d e σ 2 μ s. Os parâmeros ρ u d e ρ u s variam enre zero e um. O valor esperado do hiao do produo, presene na curva IS, é um componene de suavização e mosra que um aumeno esperado do consumo eleva o consumo presene das famílias. A curva IS, apresenada pela Eq. (1), difere da curva IS radicional, já que o produo correne depende dos valores esperados do produo e da axa de juros. Na curva de Phillips (Eq. 2), o parâmero α é um valor posiivo que indica a probabilidade das empresas manerem o preço fixo em qualquer período emporal. Quano maior for a inflação esperada, maior será o reajuse dos preços pelas empresas. A auoridade moneária busca, por meio da escolha da axa de juros correne, i, minimizar sua função perda. Assim, supondo que a omada de decisão ocorra anes dos choques u d e u s, a auação do banco cenral esá sujeia às informações disponíveis no fim do período anerior, conforme a equação: E 1 0 L (5) onde δ é o faor de descono fixado. Assim, deve-se minimiza a Eq (5) sujeia às Eqs (1) e (2). Nesse senido, a função perda, para o período é dada por: L 1 * 2 ( ) y 2 2 ( i i i * ) 2 ( i i i 1 ) 2 (6) de modo que π represena a mea de inflação, λ é o peso relaivo sobre o desvio do produo em relação ao produo poencial, e μ i e μ Δi são os pesos relaivos dados à esabilização da axa de juros em orno da mea para a axa de juros, i *, e da axa de juros em 1. Supõe-se, para resolução do problema de oimização ineremporal do banco cenral, que as expecaivas das variáveis fuuras são dadas, ou seja, a políica moneária é discricionária. Não havendo persisência endógena na inflação e no hiao do produo, o problema de oimização ineremporal é reduzido a um problema de oimização esáica. Obêm-se, porano, por meio da condição de primeira ordem para minimização da função perda do banco cenral, a seguine expressão:

13 10 k E * * ( ) E 1( y ) i( i i ) i( i i 1) 1 0 (7) Chega-se, resolvendo para i, na seguine regra de políica moneária: i * 0 1E 1( ) 2E 1( y ) i 1 ( 1 ) (8) onde β 0 = i, β 1 = kγ μ i, β 2 = λγ μ i μ i +μ i., θ = μ i Segundo a Eq. (8) a axa de juros, responde aos desvios esperados da inflação e do hiao do produo de forma linear. Relaivo ao parâmero de suavização, θ, observe que quaro siuações são possíveis: i) se μ i e μ i > 0, enão 0 < θ < 1; ii) se μ i = 0 e μ i > 0, enão θ = 1; iii) se μ i > 0 e μ i = 0, enão θ = 0; iv) se μ i = μ i = 0, enão θ é indeerminado. Para fins de esimação, os valores esperados para o hiao do produo podem ser subsiuídos por seus valores realizados. Fazendo isso, chega-se a seguine regra de políica: i = β 0 + β 1 (E 1 π π ) + β 2 y + θ i 1 + e, e ~ i. i. d. N(0, σ e 2 ) (9) onde e = [β 1, (y E 1 (y ))] + m. Um choque aleaório i.i.d, m, foi incluído na regra de axa de juros e deve ser inerpreado como o componene puramene aleaório da políica moneária. Para o cálculo do desvio da inflação esperada em orno da mea esabelecida pela auoridade moneária, (E 1 π π ), considera-se que o esabelecimeno das meas é feia com base no desvio do valor esperado da inflação em orno da mea para o empo T e para o ano seguine, ou seja, a auoridade moneária conhece a mea de inflação para os anos T e T+1. Assim, segue-se a sugesão de Minella e al. (2003) e usa-se uma medida ponderada do desvio da expecaiva de inflação para o empo T e T+1 em orno de suas respecivas meas. Fazendo isso, em-se: Dj ( * 1 T 1 12 j) * ( ) ( 12 j E j T T E j T 12 ) (10) onde j é o índice do mês, E j π T é a expecaiva para a inflação feia no mês j para o ano T, E j π T+1 é a expecaiva no mês j para a inflação do ano T+1, π T é a mea de inflação para o ano

14 11 T e π T+1 é a mea de inflação para o ano T+1. Poso isso, a função de reação (9) pode ser expressa da seguine forma: i = β 0 + β 1 Dj + β 2 y + θ 1 i 1 + e (11) A parir do modelo geral apresenado em (11), são derivadas rês especificações, que serão as regras de políicas esimadas nese esudo. A esimação da regra de políica com apenas uma defasagem na axa de juros pode levar à auocorreção nos resíduos. Para corrigir esse possível problema, é incluído no primeiro modelo uma segunda defasagem da axa de juros Selic. Seguindo Minella e Souza-Sobrinho (2013), oura modificação feia para essa especificação é a exclusão do hiao do produo. Dessa forma, em-se: i = β 0 + β 1 Dj + θ 1 i 1 + θ 2 i 2 + e (12) Segundo Baini e Haldane (1999), uma regra como a Eq. (12) garane auomaicamene a esabilização do produo. O argumeno é que o componene de suavização da axa de juros incorpora um cero grau de esabilização do produo. Em ouras palavras, o hiao do produo esaria presene de forma implícia na Eq. (12). A segunda especificação difere da primeira apenas no que se refere à inclusão do hiao do produo. Como as informações sobre aividades econômicas só esão disponíveis para o BCB, com um defasagem de dois meses, opou-se pela inclusão do hiao em -2. Procedendo dessa forma, em-se: i = β 0 + β 1 Dj + β 2 y 2 + θ 1 i 1 + θ 2 i 2 + e (13) Segundo essa função de reação (13), a axa de juros Selic reage ao desvio da inflação em orno de sua mea em, ao hiao do produo em -2 e ao comporameno da axa de juros passada em dois períodos. A inclusão da variação da axa de câmbio na função de reação do banco cenral é uma das alernaivas muio uilizadas na lieraura. 1 Elevadas axas de juros inernas podem arair capial exerno, provocando um excesso de ofera de moeda esrangeira, conribuindo para uma sobrevalorização na moeda nacional. A sobrevalorização da moeda nacional leva, udo mais 1 Ver, por exemplo, Ball (1999), Svensson (2000), Leiemo e Sodersrom (2005) e Mark (2009).

15 12 consane, a uma pressão para redução na axa de juros de curo prazo. A especificação com a inclusão da mudança cambial é dada por 2 : i = β 0 + β 1 Dj + β 2 y 2 + θ 1 i 1 + θ 2 q 1 + e (14) onde q 1 é a variação percenual da axa de câmbio nominal em Meodologia de múliplas quebras com regressores endógenos Lieraura de mudança esruural com regressores endógenos A presença de mudanças esruurais nos parâmeros dos modelos economéricos êm sido alvo de uma série de esudos. O procedimeno de esimação por meio de Variáveis Insrumenais (IV) ou pelo Méodo Generalizado dos Momenos (GMM) é, em muios casos, uilizado como base para elaborações de eses que deecem a insabilidade de parâmeros. Esses eses são basane úeis em aplicações macroeconômicas, como por exemplo, para esimação de funções de reação. Conudo, como desacado por Orphanides (2001), a esimação de regras de políica com base em dados ex pos revisados, o qual não esão disponíveis aos policymakers quando decisões são omadas, pode gerar disorções acerca da regra de políica. Ainda, segundo Kim e Nelson (2006), a esimação de uma regra de políica moneária forwardlooking, uilizando dados ex pos, por meio de procedimenos convencionais de VI ou GMM, não pode ser realizada devido à presença de regressores endógenos. A fala de consenso sobre o méodo mais adequado para mensuração de mudanças na políica moneária em levado ao desenvolvimeno de novos eses, sendo, esa discussão, basane recene na lieraura econômica. Alguns esudos examinam a mudança dos parâmeros em funções de reação do banco cenral, em modelos com regressores endógenos. Kim e Nelson (2006) esimam uma função resposa forward-looking para a economia americana aplicando um procedimeno em dois eságios fundamenado em Heckman (1976) e desenvolvido por Kim (2006). Essa abordagem permie idenificar possíveis mudanças na condução da políica moneária. Os resulados empíricos mosram que a comum divisão amosral em dois períodos amplamene uilizada em esudos sobre a função de reação dos EUA pode induzir em erro de avaliação sobre a políica moneária. 2 Inicialmene, o erceiro modelo foi esimado incluindo, como variável exógena, dois ermos defasados para a Selic (i 1 e i 2 ). Conudo, dado um problema de singularidade de mariz, não foi possível a esimação precisa dos parâmeros, diane disso, essa especificação não foi incluída.

16 13 As mudanças na condução da políica moneária na economia americana ambém foram esudadas por Bae e al. (2012). Os auores aplicam um procedimeno de esimação por Máxima Verossimilhança em dois eságios para um modelo de mudança de regime markoviano com variáveis explicaivas endógenas, proposo por Kim (2009). 3 São enconrados cinco diferenes regimes para o período de 1956 a Um esudo para a economia brasileira com base nos procedimenos de Kim e Nelson (2006) é realizando por Aragon e Medeiros (2014). Os auores esimam uma função de reação forward-looking, com parâmeros variando no empo, para verificar mudanças na condução da políica moneária sob o regime de meas de inflação. Os principais resulados enconrados indicam que há fores evidências de que a inflação e o hiao do produo são variáveis endógenas; e que a resposa da axa de juros à inflação apresena considerável modificação no período analisado, apresenando uma endência decrescene. Baseado em um modelo de função perda Linex uilizado por Surico (2007b, 2008), Ikeda (2010) analisa a assimeria nas preferências do Banco Cenral Europeu (BCE) 4. O Filro de Kalman (1960) sugerido por Kim (2006) e Kim e Nelson (2006) é uilizado para corrigir a endogeneidade das variáveis explicaivas. Dessa forma, o esimador pode descrever como BCE muda suas preferências em cada período. O esudo indica que o BCE é mais avesso a desvios posiivos do produo, e que essa aversão é crescene ao longo do empo. Aragón e Medeiros (2013) analisam a possível exisência de assimerias na função perda do BCB considerando um modelo para uma economia abera. 5 Devido à presença de regressores endógenos, a regra de axa de juros é esimada via GMM. Teses de quebra esruural, fundamenados em Bai e Perron (1998, 2003), rejeiaram a hipóese de esabilidade dos parâmeros da função de reação. Seus valores esimados indicaram mudanças disinas na função de perda da auoridade moneária brasileira. 3 Vale ressalar que enquano em Kim (2009) as mudanças de regime nas equações de variáveis insrumenais são dirigidas apenas por um processo de mudança markoviana, em Bae e al. (2012) as equações são regidas por dois processos de mudança markoviana independenes. 4 Esse ipo de função foi discuida inicialmene por Varian (1974) e Zellner (1986), sendo usado pela primeira vez em esudos sobre a políica moneária por Nobay e Peel (1998). Ese ipo de função de perda ambém foi uilizada na análise de políica moneária por Cukierman e Gerlach (2003), Nobay e Peel (2003), Ruge-Murcia (2003a, b, 2004), Dolado e al. (2004), Surico (2007a, b), Ikeda (2010) e Aragón e Medeiros (2013). 5 Os auores esendem o modelo eórico proposo por Surico (2007b), expandindo-o para uma economia abera.

17 Modelo empírico A esraégia empírica é baseada em Hall e al. (2012) que, uilizando o méodo de mínimos quadrados em dois eságios (MQ2E), desenvolve um procedimeno capaz de idenificar múliplas quebras esruurais, levando-se em cona que os regressores são variáveis endógenas. Parindo do caso em que a equação de ineresse é uma regressão linear com m quebras, em-se o seguine modelo: i y x z u ' 0 ' 0 x1, 1, z1, i 0 0 1,..., m 1; T i 1 1,..., Ti (15) onde T = 0 e T m+1 = T. No modelo apresenado, x é um veor p 1 1 de variáveis explicaivas, z 1, é um veor p 2 1 de variáveis exógenas, incluindo o inercepo, e u é o ermo de erro. Define-se p = p 1 + p 2. Para a aplicação do MQ2E, é necessário especificar a forma reduzida de x. Seguindo a abordagem de Hall e al. (2012), considera-se o caso em que a forma reduzida é esável e insável. É apresenado, em primeiro lugar, o caso que em a forma reduzida é esável, assim, em-se a seguine especificação: x z (16) ' ' ' 0 onde z = (z,1, z,2,, z,q ) é um veor q 1 de variáveis não correlacionadas nem com v nem com u; 0 = (δ 1,0, δ 2,0,, δ p1,0) possui dimensão q p 1 ; e cada δ j,0 em dimensão q 1. Em um primeiro eságio, a forma reduzida x, observada em (16), é esimada por Mínimos Quadrados Ordinários (MQO): 1 T T ˆ ˆ x z z z z z x 1 1 (17) O parâmero x é o valor previso de x. No segundo eságio, a Eq. (18) é esimada via MQO, para odas as parições (T 1,, T m ) possíveis, al que T i T i 1 > max{q 1, εt} para ε > 0 0 e ε < inf i (λ i+1 amosra. λ i 0 ). Cada segmeno considerado deve coner uma fracção posiiva da * * y x x 1, z 1, z1, i u (18)

18 15 i 1,..., m 1; T i 1 1,..., T i Os parâmeros, esimados para cada parição m, são denoados por β ({T i } m i=1 ) e obidos aravés da minimização de (18) em relação a β = (β 1, β 2,, β m=1 ) : m+1 T i S T (T 1,, T m ; β) = (y x β x,i Z 1, β z1,i) 2 i=1 =T i 1 +1 (19) Os ponos de quebra, em cada parição, são dados por: (T 1,, T m) = arg min T1,,T m S T (T 1,, T m ; β ({T i } m i=1 )) (20) As esimaivas MQ2E dos parâmeros da regressão, β ({T i } m i=1 parâmeros da regressão associados a parição esimada, {T i } m i=1. = (β 1, β 2,, β m=1 ), são os Para a deerminação do número de quebras, m T, Hall, e al. (2012). seguem Bai e Perron (1998). A seguine esraégia sequencial é uilizada. 6 No primeiro passo, uiliza-se o ese Sup- F T (1; p) ou UDmaxF T (K; p) para esar a hipóese nula de que não há quebras. A esaísica Sup-F T (k; p) é uilizada para esar a hipóese nula de esabilidade esruural em relação ao modelo com k ponos de quebra, quando o número de quebras é conhecido. Quando o número de quebras é desconhecido, uiliza-se o ese Double Maximum (UDmaxF T (K; p)). Se a hipóese nula não for rejeiada, enão m T = 0, caso conrário prossegue-se para o próximo passo. No segundo passo F T (2 1) é uilizado para esar a hipóese nula de que exise apenas uma quebra conra a hipóese alernaiva de duas quebras. Se F T (2 1) é insignificane, enão m T = 1, caso conrário prossegue-se para o próximo passo. No l-ésimo passo, F T (l + 1 l) é uilizado para esar a hipóese nula de que exisem l quebras conra a hipóese alernaiva de l + 1 quebras. Se F T (l + 1 l) é insignificane, enão m T = l; caso conrário prossegue-se para a próxima eapa. Esa sequência coninua aé o limie predefinido para o número de quebras, L, é alcançado. Se odas as esaísicas na sequência são significaivas, enão, a conclusão é de que há, pelo menos, L quebras. Considerando o caso em que a forma reduzida para, x, é insável, em-se: x z ( i) ' 0 (21) i 1, 2,..., h 1; T 1,..., T * * i 1 i 6 O méodo é descrio em ermos da esaísica F, conudo, a mesma esraégia ambém pode ser uilizada com os eses de Wald.

19 16 onde T 0 = 0 e T h+1 = T. Assume-se que T i = [Tπ i 0 ] sendo 0 < π i 0 < < π h 0 < 1. A Equação (21) pode ser modificada, de modo que as propriedades dos esimadores presenes em (16) possam ser uilizados. Como a forma reduzida é insável, al insabilidade é incorporada ao variável x. Dessa forma, a esimação da equação esruural é feia para odas as parições 0 (T 1,, T m ) possíveis, al que T i T i 1 > max{q 1, εt} para ε > 0 e ε < inf i (λ i+1 0 ε < inf i (π j+1 π j 0 ). λ i 0 ) e Quando a forma reduzida é esável, o méodo de Bai e Perron (1998) pode ser uilizado para esimar o número de quebras presene no modelo. Conudo, a aplicação dese mesmo méodo não pode ser uilizada para o caso em que os parâmeros da forma reduzida são insáveis. Diane disso, a meodologia para esimação do número de quebras, elaborada por Hall e al. (2012), é descria segundo os passos abaixo: 1. Esima-se a forma reduzida com múliplas quebras esruurais nos parâmeros uilizando a meodologia de Bai e Perron (1998). 2. Se a forma reduzida é julgada como esável, usa-se a meodologia para deerminação do número de ponos de quebra, m T, descria aneriormene. 3. Se a forma reduzida é insável, esima-se o número de quebras na forma reduzida, h, uilizando o méodo de Bai e Perron (1998). O número de quebras é dado por h, e k é um veor h 1 que armazena as esimaivas de h. a. Divide-se a amosra em h + 1 sub-amosras: T j = { [τ j 1 + 1,, τ j]}, onde τ j = [k jt]; π j = 0 e k h+1 = 1. b. É aplicada a meodologia descria no passo 2 para esimar o número de quebras na equação esruural para T j. Seja m (j) o número de quebras desse segmeno, sendo a localização dessas quebras dada por λ j(j) para i = 1, 2,, m (j). c. Seja L = {λ j(j); i = 1, 2,, m (j); j = 1, 2,, h }. Condicionado às quebras em L, esa-se se há quebras na equação esruural em τ j para j = 1, 2,, h individualmene, usando a esaísica ese de Wald T (j) desenvolvido por Hall e al. (2012). Seja L π = {π j, para cada valor significane na esaísica de Wald T (j); j = 1, 2,, h } d. O conjuno de quebras esimado é dado por L L π, e o número esimado de quebras, m, é o número de elemenos de L L π. O méodo apresenado propõe uma esraégia sequencial em que, primeiramene, a forma reduzida é esada para presença de quebras, e se elas exisirem, esa informação é

20 17 incorporada na esimaiva da equação esruural. Se a forma reduzida é esável, os eses baseados nos esimadores MQ2E apresenam os mesmos resulados obidos Bai e Perron (1998). Conudo, se a forma reduzida é insável, o problema apresenado é subsancialmene diferene. Daí a imporância de avaliar a esabilidade dos parâmeros da forma reduzida anes de se analisar a equação esruural (Hall e al. 2012). 1.4 Resulados Descrição dos dados Os dados uilizados para esimação da função de reação do BCB compreenderam o período de abril de 2000 a seembro de 2013, e possuem periodicidade mensal. A escolha do período inicial é jusificada pela implemenação do regime de meas de inflação, formalmene adoado em 21 de junho de 1999, e pela disponibilidade dos dados sobre expecaiva de inflação. As séries foram obidas dos sies do BCB e do Insiuo de Pesquisa Econômica Aplicada (IPEA) 7. A axa de juros que será uilizada, i, é a axa Selic acumulada para o mês e anualizada. Essa axa é amplamene uilizada na lieraura como principal insrumeno de políica moneária no Brasil. O desvio da inflação em orno de sua mea é calculado uilizando-se as meas de inflação esabelecidas para os anos T e T+1, e a mediana das previsões de inflação para os 12 meses feias pelo mercado e coleadas pelo Deparameno de Relacionameno com Invesidores e Esudos Especiais (Gerin) do BCB. A mea de inflação empregada é a mea acumulada para os próximos 12 meses, esabelecida pelo Conselho Moneário Nacional (CMN). O hiao do produo, y,, é medido pela diferença percenual enre o índice de produção indusrial ajusado sazonalmene e o produo poencial. O produo poencial é uma variável não observada, porano, deve ser esimada. Nese caso, a proxy uilizada é a endência do produo esimada pelo filro HP proposo por Hodrick e Presco (1997). A axa de câmbio, q, é a variação percenual da média mensal da axa de câmbio (R$/US$). Foram realizados, anes das esimações, eses de esacionariedade para as variáveis do modelo. Cinco eses foram efeuados: Dickey-Fuller aumenado (ADF); Phillips-Perron (PP); ERS, proposo por Ellio e al. (1996); e os eses MZ GLS α e MZ GLS, sugeridos por Perron e Ng (1996) e Ng e Perron (2001). A hipóese nula desses eses é que a série emporal é não esacionária (ou apresena uma raiz uniária). 7 A evolução das séries uilizadas é apresenada no Apêndice A

21 18 O número de defasagens (k) incluído nos eses de esacionariedade foi deerminado baseando-se no criério de informação Akaike Modificado (MAIC), conforme indicado por Ng e Perron (2001). O número máximo de defasagens de k é dado por k max = in(12(t/100) 1/4 ) = 13. Uma consane (c) e uma endência linear () foram incluídas como componenes deerminísicos nos casos em que as esimaivas desses parâmeros foram esaisicamene diferene de zero. Os resulados dos eses de esacionariedade são apresenados na Tabela 1 e mosram que, em geral, se pode rejeiar a hipóese de raiz uniária nas séries de variação cambial, Dj e hiao do produo. Já a variável Selic é esacionária apenas quando os eses são realizados em primeira diferença. A exisência de quebra esruural na função de endência da Selic pode provocar a não rejeição da hipóese nula de raiz uniária para essa série. Assim, com base em Aragon e Medeiros (2014), foram adoados dois procedimenos. Em primeiro lugar, para esar a presença de quebra esruural na função de endência de i, é uilizada a esaísica Exp-WFS, proposa por Perron e Yabu (2009). A esaísica Exp-WFS calculada (10.34), permie a rejeição da hipóese de ausência de uma quebra a um nível de significância de 1%. Confirmada a exisência de quebra esruural na função de endência da Selic, o segundo passo é usar a esaísica desenvolvida por Carrion-i-Silvesre e al. (2009), que é baseada nos eses de raiz uniária MZ GLS α e MZ GLS, para verificar a esacionariedade da série. 8 As esaísicas MZ GLS α e MZ GLS calculadas foram de -76,65 e -6,05, respecivamene. Isso permie rejeiar a hipóese de raiz uniária na axa Selic a um nível de significância de 1%. Tabela 1: Teses de raiz uniária Variável Regressores Exógenos ADF(k) PP ERS(k) GLS MZ α GLS MZ i c, -3,56 ** (4) -2,78 n.s 9,01 n.s (4) -2,88 n.s -1,01 n.s i (1) - -3,87 * (0) -4,11 * 1,06 * (0) -25,66 * -3,55 * y - -3,51 * (0) -3,68 * 1,15 * (0) -21,35 * -3,.26 * Dj - -1,39 n.s (10) -2,37 ** 2,40 ** (10) -10,27 ** -2,24 ** q - -6,70 * (1) -8,17 * 0,46 * (1) -49,15 * -4,93 * Noa: * Significaivo a 1%. ** Significaivo a 5%. n.s Não significaivo. 8 Carrion-i-Silvesre e al. (2009) desenvolvem um méodo que uiliza os eses de raiz uniária MZ α GLS e MZ GLS com múliplas quebras esruurais em empo desconhecido.

22 Esimação da função de reação do BCB Anes de prosseguir para a realização dos eses de quebra esruural e esimação da função de reação do BCB verificou-se a possível exisência de idenificação fraca para os insrumenos uilizados no modelo MQ2E, já que a inclusão de insrumenos frágeis implica em viés do esimador de IV. 9 Para al fim, a esaísica Cragg-Donald, proposa por Sock e Yogo (2005), foi uilizada. O resulado da esaísica calculada foi de 129,45. Assim, pode-se rejeiar a hipóese de fraca especificação dos insrumenos a um nível de 5% de significância 10. Dessa forma, é possível afirmar que não há evidências de idenificação fraca no modelo. Segundo a esraégia sequencial adoada, o passo inicial é a esimação, via MQO, da forma reduzida: x = δ 1 Dj 1 + δ 2 y 2 + δ 3 y 3 + δ 4 q 1 + δ 5 i 1 + δ 6 i 2 + v (22) É considerado como endógena, para ambas as rês regras adoadas, a variável Dj, que é a média ponderada do desvio da inflação esperada em relação às meas de inflação no empo T e T Temos, porano: onde z coném odas as variáveis explicaivas observado em (22). Dj = z δ + υ (23) O número de quebras na forma reduzida, e sua localização, são deerminados por meio da meodologia de Bai e Perron (1998, 2003). Nesse procedimeno, o número máximo de quebras a ser invesigado é função do amanho da amosra. Como as séries apresenam 162 observações, opou-se por rês quebras. O valor da consane ϵ é de 0,1. Em adição, a escolha do número de quebras ambém foi baseada no criério de informação bayesiano (BIC), dado por 12 : BIC(m) = ln [ min S T (T 1, T m ; β ({T i } m i=1 ))/T] + m(p + 1)ln (T)/T (24) T 1,,T m Os resulados para os eses de quebra esruural na forma reduzida são apresenados na Tabela 2. As evidências empíricas aponam para a insabilidade nos parâmeros da forma 9 Aqui, a regra moneária (12) foi esimada considerando os parâmeros consanes e os seguines insrumenos (z ): Dj 1, y 2, y 3, q 1, i 1, i 2 10 O valor críico definido por Sock e Yogo (2005) para um nível de significância de 5% é de 16, Foi esimado o modelo sem quebras esruurais e realizado o ese de Durbin-Wu-Hausman (DWH) para confirmar a endogeneidade da série Dj. A esaísica calculada (15.88) permie rejeiar a hipóese nula de que aquela variável é exógena a 1% de significância. 12 O criério BIC é apresenado para o méodo MQ2E.

23 20 reduzida apresenada na Eq. (22). As esaísicas sup-f e F(k+1 k) foram significanes a 1% e 5%, respecivamene, indicando a presença de rês quebras: , e Apesar do criério BIC indicar duas quebras, serão incorporadas na equação esruural as informações das rês quebras enconradas 14. Tabela 2: Esaísicas de ese para esabilidade da forma reduzida Variável k sup-f F(k+1 k) BIC Dj , ,14 * 28,75 ** -2, ,66 * 28,75 ** -2, ,02 * 18,15 n.s -2,272 Noa: * Significaivo a 1%. ** Significaivo a 5%. n.s Não significaivo. Com o resulado das quebras na forma reduzida, o próximo passo é considerar as formas esruurais das rês funções de reação que serão esudadas. Como a forma reduzida se mosrou insável, esa-se a exisência de quebras em cada m+1 subamosras das equações esruurais 15. Os inervalos a serem esudados são: a ; a ; a ; e a O primeiro modelo a ser esudado é o observado na Eq. 12 e em como variáveis exógenas i 1 e i 2. As primeiras rês subamosras são muio pequenas, dessa forma, esa-se a exisência de no máximo uma quebra apenas na amosra que compreende o período de a A Tabela 3 sumariza os resulados enconrados. Os eses e o criério BIC indicam que há uma quebra esruural, e a daa esimada para essa quebra foi Tabela 3: Esaísicas de ese para esabilidade da equação esruural Modelo I Período UD-F UD-Wald BIC 0:1 0:1 m = 0 m = ,99 * 26,87 * -3,258-3,277 Especificação: i = β 0 + β 1 Dj + θ 1 i 1 + θ 2 i 2 + e Noa: * Significaivo a 1%. n.s Não significaivo. 13 A esaísica F(3 2) esa a hipóese nula de duas quebras, conra a hipóese alernaiva de 3 quebras. Como viso na Tabela 2, a hipóese nula foi rejeiada com 5% de significância. O próximo passo é esar F(4 3). Nesse caso, rejeia-se a hipóese alernaiva de quaro quebras, assim, a forma reduzida, segundo a esaísica F(k+1 k), possui rês quebras. 14 Os eses de SupWald e UD-Wald foram uilizados para corroborar os resulados dos eses de Sup-F e F(k+1 k), indicando a presença de rês quebras. 15 Dada a quanidade de observação, foi esada, na equação esruural, a exisência de apenas uma quebra em cada subamosras.

24 21 Com o número e as daas das quebras delimiadas para as equações reduzida e esruural, o passo seguine é esar, por meio da esaísica de Wald, se as quebras esimadas na forma reduzida são ambém ponos de quebra na forma esruural 16. A primeira quebra na forma reduzida foi enconrada em Assim, é verificado se esa daa é um pono de quebra na amosra que compreende o período de , primeira observação da amosra, a , que é o segundo pono de quebra. Seguindo essa lógica, esa-se se há uma quebra em no período enre a Por fim, o período enre a é esado para a presença de uma quebra em Os resulados para o ese são mosrados nas duas primeiras colunas da Tabela 4. Os resulados do ese de Wald indicam que dois ponos de quebra enconrados na forma reduzida são, ambém, ponos de quebra na equação esruural. Tabela 4: Tese de Wald para quebras em comum Modelo I Inervalo Quebra Quebra Wald pré-esimada reesimada Wald ,463 n.s ,208 n.s ,881 * ,910 * ,725 * ,635 * Especificação: i = β 0 + β 1 Dj + θ 1 i 1 + θ 2 i 2 + e Noa: * Significaivo a 1%. n.s Não significaivo. Na úlima eapa, os rês inervalos descrios na eapa anerior são usados para reesimar os verdadeiros ponos de quebras. Ressala-se que, primeiramene, a esaísica de Wald foi uilizada para verificar se os ponos de quebra da forma reduzida eram, ambém, ponos de quebra na forma esruural, uilizando os inervalos informados. Agora, eses inervalos são uilizados para reesimar os ponos de quebra. Como mosra a Tabela 4, os novos ponos de quebra reesimados e esaisicamene significanes esão localizados em e A meodologia sequencial uilizada permiiu a idenificação de rês ponos de mudança esruural na primeira regra de axa de juros uilizada. Duas quebras são comuns à forma reduzida e esruural ( e ), e uma quebra foi enconrada apenas na equação esruural ( ). O segundo modelo (Eq. 13) inclui, além das variáveis exógenas do primeiro modelo, o hiao do produo em -2. O procedimeno para obenção do número de quebras é semelhane ao observado no primeiro modelo. Como a forma reduzida é a mesma para as rês equações e os inervalos da forma reduzida já esão deerminados, esa-se a exisência de quebra na forma esruural apenas na amosra que compreende o período de a As esimaivas podem ser observadas na Tabela A esaísica de Wald uilizada é apresenada em Hall e al. (2012).

25 22 Tabela 5: Esaísicas de ese para esabilidade da equação esruural - Modelo II Período UD-F UD-Wald BIC 0:1 0:1 m = 0 m = ,49 * 24,20 * -3,334-3,342 Especificação: i = β 0 + β 1 Dj + β 2 y 2 + θ i 1 + θ i 2 + e Noa: * Significaivo a 1%. O pono de quebra esimado, , foi o mesmo viso no primeiro modelo. Uilizase, novamene, a esaísica de Wald para verificar se as quebras esimadas na formas reduzida são ambém ponos de quebra na forma esruural. Segundo a esaísica de Wald, os rês ponos de quebra enconrados na forma reduzida foram, novamene, ponos de quebra na equação esruural. O mesmo resulado foi verificado quando as quebras foram reesimadas. Tabela 6: Tese de Wald para quebras em comum Modelo II Inervalo Quebra Quebra Wald pré-esimada reesimada Wald ,066 n.s , ,057 ** ,741 * ,748 * ,846 * Especificação: i = β 0 + β 1 Dj + β 2 y 2 + θ i 1 + θ i 2 + e Noa: * Significaivo a 1%. ** Significaivo a 5%. n.s Não significaivo. Dessa maneira, rês ponos de mudança foram idenificados na segunda especificação da regra de políica moneária considerada. A inclusão do hiao do produo no conjuno de variáveis exógenas não modificou as daas das quebras do modelo. Novamene, a localização das quebras que foram comuns às forma reduzidas e esruural são e A quebra enconrada na equação esruural se deu em O erceiro modelo é uma regra de Taylor forward-looking com variação na axa de câmbio em -1 inserida como variável exógena. Nesse caso, a quebra verificada na forma esruural, considerando o inervalo de , ocorreu em e foi significane a 1% (ver Tabela 7). Tabela 7: Esaísicas de ese para esabilidade da equação esruural Modelo III Período sup-f UD-F Sup-Wald UD-Wald BIC 0:1 0:1 0:1 0:1 m = 0 m = ,08 * 61,08 * 95,05 * 95,05 * -2,670-2,988 Especificação: i = β 0 + β 1 Dj + β 2 y 2 + θ 1 i 1 + θ 2 q 1 + e Noa: * Significaivo a 1%.

26 23 O próximo passo é uilizar a esaísica de Wald para verificar se as quebras esimadas na formas reduzida são ambém ponos de quebra na forma esruural. Os inervalos que regisraram quebras significanes são reesimados. Os resulados da Tabela 8 dão evidências da exisência de rês ponos de mudança esruural quando as quebras são reesimadas. Em odos os casos, a esaísica de Wald foi significane a 1%. Tabela 8: Tese de Wald para quebras em comum Modelo III Inervalo Quebra Quebra Wald pré-esimada reesimada Wald ,155 * ,515 * ,314 * ,544 * ,921 * ,695 * Especificação: i = β 0 + β 1 Dj + β 2 y 2 + θ 1 i 1 + θ 2 q 1 + e Noa: * Significaivo a 1%. O modelo com variação cambial apresenou, porano, quaro quebras esruurais. Foram idenificadas rês quebras que são comuns às formas reduzida e esruural ( , e ), e uma quebra apenas na forma esruural ( ). Os resulados das esimaivas dos parâmeros para as rês regras de políica moneária são mosrados na Tabela 9. As especificações (I), (II) e (III) referem-se, respecivamene, às Eqs (12), (13) e (14). As daas de cada inervalo foram deerminadas de acordo com as esimaivas dos ponos de quebra verificados em cada especificação. Há evidências de insabilidade nos parâmeros para odas as especificações 17. Inicialmene, observa-se que as esimaivas do parâmero medindo a resposa da axa Selic à variável Dj foram posiivas e significanes para quase odos os subperíodos. Desacase a quebra esruural ocorrida na erceira especificação, em seembro de 2001, que modificou de forma significaiva a resposa da axa Selic aos desvios da inflação esperada em odo de sua mea. Vala salienar que os anos de 2001, 2002 e 2003 foram marcados por elevadas axas de inflação, (7,67% 12,53% e 9,3%, respecivamene) e, consequenemene, pelo não cumprimeno das meas de inflação esabelecidas pelo Bacen. A parir das esimaivas de β 1 e θ 1 é possível ober a resposa de longo prazo da axa Selic à variável Dj aravés da expressão β 1 = β 1 / (1 θ 1 ). Considerando os rês subperíodos em que β 1 foi significane na regra de políica (12), os valores obidos para β 1 indicam um expressivo aumeno da resposa de longo prazo do BCB aos desvios da inflação esperada em orno de sua mea, sugerindo uma mudança no comporameno do BCB. Os índices foram calculados foram de 2,89, 9,00 e 11,14 e são relaivos ao resulado das esimação dos inervalos 17 Os inervalos de confiança para os ponos de quebra enconrados nas rês especificações esão no Apêndice B.

27 24 de a , a e a , respecivamene. Esse comporameno ambém é observado na segunda especificação da regra de políica. Enquano que o valor esimado para β 1 foi de 3,12 no período : , no úlimo subperíodo esse coeficiene aumenou para 9,25. Os resulados para as duas primeiras especificações aponam para uma mudança no comporameno da políica moneária nos períodos poseriores às quebras esruurais. As esimaivas do parâmero que mensura a resposa da Selic às variações no hiao do produo apresenaram significância esaísica em apenas uma especificação (II), no período enre agoso de 2003 e maio de Conudo, o sinal negaivo para esse coeficiene não esá de acordo com a lieraura. Uma possível explicação para o sinal negaivo desse parâmero é que uma pare dos choques de ofera que aingiram a economia brasileira no período provocou, de forma simulânea, um aumeno da inflação e a uma redução da produção. Nese caso, se o coeficiene de expecaivas de inflação não capura essa mudança por compleo, há uma endência em ober coeficienes negaivos para o hiao do produo (MINELLA e al. 2003). Uma possível jusificaiva para a não significância das esimaivas para a variável y 2 nos modelos esudados pode ser visa em Baini e Haldane (1999). Segundo os auores, o componene de suavização da axa de juros já incorpora um relaivo grau de esabilização do produo, esando o hiao do produo presene de forma implícia na regra de políica. Porano, a inclusão do hiao do produo seria redundane. A variação da axa cambial (q ), presene no erceiro modelo, se mosrou insignificane. Choques exernos podem provocar a desvalorização da moeda local, pressionando os preços para cima, mas ao mesmo empo endem a reduzir a produção. Há, porano, ao menos no curo prazo, duas forças auando de forma conrária: o aumeno dos preços aua sobre a Selic de forma a aumená-la, enquano que a redução do produo age de forma a reduzi-la. A volailidade da série q no período analisado ambém pode er conribuído para a insignificância esaísica do parâmero esimado. Por fim, é possível observar que, para ambas as amosras, a esimaiva do coeficiene de suavização da axa de juros, i 1, são odos posiivos e esaisicamene diferenes de zero. Iso indica que, no processo de omada de decisão por pare da auoridade moneária, a axa Selic em -1 aua de forma imporane. O coeficiene ambém apresenou pouca variação enre as subamosras de cada especificação.

28 25 Variável Tabela 9: Esimaiva das funções de reação do BCB Especificações (I) (II) (III) c 1,37 * 2,96 * 0,13 * -0,31 * 1,12 * 4,05 * 0,12 * -0,20 ** -0,76 * 0,69 * 3,86 * 0,07 n.s -0,41 * (0,01) (0,05) (0,01) (0,01) (0,09) (0,21) (0,03) (0,09) (0,19) (0,11) (0,24) (0,04) (0,09) Dj 0,26 * 0,12 n.s 0,09 * 0,78 * 0,25 * -0,44 n.s 0,10 * 0,74 * 1,38 * 0,38 * 0,65 n.s 0,34 * 0,90 * (0,06) (0,79) (0,03) (0,13) (0,06) (0,57) (0,03) (0,14) (0,27) (0,06) (0,91) (0,05) (0,14) y ,09 n.s -0,44 * 0,09 n.s 0,06 n.s 0,30 n.s 0,02 n.s -0,29 n.s 0,22 n.s 0,22 n.s (0,14) (0,15) (0,08) (0,14) (0,22) (0,17) (0,25) (0,15) (0,16) i 1 1,31 * 1,12 * 1,76 * 1,08 * 1,31 * 1,06 * 1,60 * 1,07 * 1,00 * 0,93 * 0,72 * 0,98 * 0,93 * (0,14) (0,17) (0,07) (0,15) (0,01) (0,04) (0,01) (0,01) (0,05) (0,01) (0,04) (0,01) (0,01) i 2-0,40 * -0,31 ** -0,77 * -0,15 n.s -0,39 * -0,30 *** -0,62 * -0,15 n.s (0,13) (0,15) (0,07) (0,14) (0,14) (0,17) (0,08) (0,16) q ,05 n.s 0,00 n.s -0,07 n.s -0,02 n.s 0,00 n.s (0,21) (0,16) (0,22) (0,15) (0,15) Especificações: (I) i = β 0 + β 1 Dj + θ 1 i 1 + θ 2 i 2 + e. (II) i = β 0 + β 1 Dj + β 2 y 2 + θ 1 i 1 + θ 2 i 2 + e. (III) i = β 0 + β 1 Dj + β 2 y 2 + θ 1 i 1 + θ 2 q 1 + e. Noa: * Significaivo a 1%. ** Significaivo a 5%. n.s Não significaivo. O desvio padrão de cada esimaiva é mosrado no ermo enre parêneses.