JEL classification: E31, E52, E37. Classificação ANPEC: Área 4 Macroeconomia, Economia Monetária e Finanças.

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1 Políica moneária e câmbio: efeios sobre preços desagregados em um modelo FAVAR para o Brasil. RESUMO hiago Sevilhano Marinez ** Elcyon Caiado Lima * Vinícius dos Sanos Cerqueira ** Ese rabalho invesiga os efeios de choques moneários e cambiais sobre a dinâmica de preços desagregados do Índice Nacional de Preços ao Consumidor Amplo (IPCA), de 1999 a Para ano, foram analisados os resulados um modelo de auorregressão veorial esruural aumenada por faores dinâmicos (FAVAR), apresenados por diferenes níveis de agregação. O modelo é esimado por écnicas bayesianas e as funções de resposa a impulso são consruídas uilizando resrições de sinais sobre as resposas de variáveis macroeconômicas. Os principais resulados são: a) ponderando pelo peso no IPCA, 50% das axas de variação de preços de subiens caem após um choque moneário e 40% sobem após um choque cambial; b) apenas 0,3% dos subiens (peso de 0,1% no índice oal) apresenaram price puzzle para choques moneários e 4,7% (peso de 2,5%) para choques cambiais; c) choques macroeconômicos são mais persisenes do que os choques específicos; d) para os subiens a maior pare da variância é deerminada por choques específicos, mas os choques macro são mais influenes sobre as séries agregadas; e) as resposas são diferenciadas conforme o seor considerado. Palavras-chave: preços desagregados, choques moneários e cambiais, modelo FAVAR. ABSRAC his paper invesigaes he effecs of moneary and exchange rae shocks on disaggregaed prices of he Brazilian Consumer Price Index (IPCA), from 1999 o We analyze he resuls of a facoraugmened vecor auoregressive model (FAVAR), which are presened by differen levels of aggregaion. We esimae he model using Bayesian echniques, and consruc impulse-response funcions using sign resricions over he responses of macroeconomic variables. he main resuls are: a) aking ino accoun he weighs, 50% of he raes of price change a he sub-iems level fell afer a moneary shock and 40% rose afer exchange rae's shock; b) only 0.3% of he sub-iems (weigh of 0.1% of he index) showed he price puzzle for moneary shocks and 4.7% (weigh of 2.5%) for exchange rae shocks; c) macroeconomic shocks are more persisen han series-specific shocks; d) for he sub-iens, series-specific shocks are he main deerminans of he variance, bu macro shocks are more influen over aggregaed series e) he answers are differen according o he secor considered. Keywords: disaggregaed prices, moneary and exchange rae shocks, FAVAR model. JEL classificaion: E31, E52, E37. Classificação ANPEC: Área 4 Macroeconomia, Economia Moneária e Finanças. ** écnicos de Planejameno e Pesquisa da Direoria de Esudos e Políicas Macroeconômicas (Dimac) do Ipea. s: hiago.marinez@ipea.gov.br, vinicius.cerqueira@ipea.gov.br. * Professor da Universidade Esadual do Rio de Janeiro (UERJ). elcyon.lima@uerj.br. 1

2 1) Inrodução. A hipóese de rigidez de preços é adoada usualmene em modelos macroeconômicos novokeynesianos para explicar a exisência de efeios de curo prazo da políica moneária sobre variáveis reais. Os mecanismos mais comuns pelo qual esse efeio emerge são baseados nos modelos de Calvo (1983), segundo o qual apenas uma parcela das firmas pode reajusar preços a cada período, e de aylor (1980, 1999), em que há rigidez de preços por um período esabelecido. Em ambos os modelos, os ajuses são dessincronizados enre as firmas e a persisência dos choques moneários sobre variáveis reais é inversamene proporcional à frequência dos reajuses ou, equivalenemene, à probabilidade que uma firma em de reajusar seu preço a cada período. Em aplicações empíricas, o período de duração dos preços suposos em modelos calibrados similares a eses esá ipicamene ao redor de um ano (como é indicado, por exemplo, na resenha de Goodfriend e King, 1997). Conudo, a fundamenação empírica desa hipóese em sido quesionada por pesquisas sobre o comporameno dos preços individuais em microdados de índices de preços abrangenes. Com dados que cobrem 70% da cesa do índice de preços ao consumidor (CPI) dos Esados Unidos, o esudo pioneiro de Bils e Klenow (2004) afere que as frequências de reajuses de preços individuais são bem maiores que o suposo em modelos do ipo Calvo e aylor, o que implica em maior volailidade e menor persisência dos preços. Resulados similares são observados em diversos esudos que cobrem ouros países e índices de preços, conforme a sínese de Klenow e Malin (2010). A validade dos modelos eóricos de deerminação de preços ambém é quesionada por Balke e Wynne (2007) aravés da observação dos movimenos de preços desagregados. Com ênfase nos efeios da políica moneária sobre preços relaivos, esimam as resposas a choques moneários de mais de 600 componenes do índice de preços ao produor (PPI) dos Esados Unidos, anexando a um VAR parcimonioso, uma a uma, as equações de deerminação dos preços desagregados. São observadas resposas com sinal oposo ao esperado - o chamado price puzzle, aumeno (redução) de preços em resposa a uma conração (expansão) moneária - para aproximadamene meade dos preços. Ese resulado conraria os modelos eóricos de rigidez de preços de curo prazo, segundo os quais movimenos de preços relaivos podem surgir se alguns preços se aleram mais que ouros, mas não há diferenças na direção dos movimenos. Boivin, Giannoni e Mihov (2009) explicam essas conradições analisando separadamene os efeios sobre os preços desagregados de choques seoriais específicos e choques macroeconômicos, separados em choque moneário e choque comum. Os choques são idenificados por um modelo de auorregressão veorial esruural aumenada por faores dinâmicos (FAVAR). A políica moneária é represenada pela axa de juros básica e os demais deerminanes macroeconômicos por cinco faores laenes comuns, exraídos de um conjuno formado por indicadores macroeconômicos e pelas próprias séries de preços e quanidades desagregadas, ano do PCI quano do PPI. Os auores chegam a resulados que permiem conciliar as evidências de ala volailidade de preços desagregados e rigidez de preços agregados. Desacamos rês dos principais resulados. Primeiro, a volailidade dos preços desagregados é majoriariamene explicada por oscilações nos componenes específicos das séries, já os componenes macroeconômicos explicam em média apenas 15% desa volailidade. Segundo, os choques nos componenes específicos dos seores êm baixa persisência, enquano os efeios dos choques macroeconômicos êm propagação lena sobre os preços. Como na agregação os choques específicos endem a se cancelar, a inflação da economia responde mais aos choques macroeconômicos, em baixa volailidade e ala persisência. erceiro, os efeios dos choques moneários são similares aos dos choques macroeconômicos condensados nos faores, com resposas dos preços desagregados lenas, mas persisenes. Ademais, ainda quano à resposa ao choque moneário, em Boivin, Giannoni e Mihov (2009) o price puzzle ocorreu em uma quanidade muio pequena de seores, conrasando com o apresenado por Balke e Wynne (2007), e não ocorre no nível agregado. Conforme Sims (1992), em VARs com poucas variáveis os choques moneários endem a gerar o price puzzle em razão da omissão de variáveis 2

3 relevanes empregadas pelos formuladores de políica moneária. O FAVAR corrige esse problema porque os faores comuns condensam a informação macroeconômica relevane de diversas séries. Para o Brasil, esa discussão ainda é incipiene, com maior ênfase nos esudos microeconômicos de comporameno de preços ao esilo de Bils e Klenow (2004). Gouvea (2007) e Barros e Maos (2009) analisam os microdados do Índice de Preços ao Consumidor da Fundação Geúlio Vargas (IPC/FGV), enquano Lopes (2008) invesiga os microdados do Índice de Preços ao Consumidor do Município de São Paulo calculado pela Fundação Insiuo de Pesquisas Econômicas (IPC-FIPE). Em geral, são observados resulados similares aos dos esudos inernacionais: elevada volailidade dos preços desagregados, mudanças de preços frequenes (a duração média dos preços no Brasil é ainda menor que o observado para os Esados Unidos e a Europa) e de magniude elevada, além de heerogeneidade seorial. Para as resposas a choques agregados, Guillén e Garcia (2011) invesigam os efeios de choques moneários e cambiais sobre os 512 subiens do Índice Nacional de Preços ao Consumidor Amplo (IPCA) enre 1999 e Como em Balke e Wynne (2007), dão ênfase na dispersão de preços relaivos e adicionam as equações de preços individualmene a um VAR parcimonioso. O price puzzle ocorre em 296 subiens para o choque moneário e 204 subiens para o choque cambial. O objeivo dese arigo é esimar para o Brasil os impacos de choques moneários e cambiais sobre os preços em disinos níveis de desagregação do IPCA, empregando o modelo FAVAR. Além desses choques, são idenificados os efeios de faores comuns e do componene específico para 363 séries de variação de preços para desagregações do IPCA, que cobrem o período de agoso de 1999 a dezembro de 2011 em periodicidade mensal. Além da própria série de inflação do IPCA, são quaro séries do primeiro nível hierárquico de desagregação, 15 séries de segundo nível e 343 séries no nível de subiem, o mais desagregado possível. Uiliza-se o procedimeno de idenificação por resrição de sinais nas resposas das variáveis macroeconômicas que compõem o FAVAR aos choques moneário e cambial. São analisados os sinais das resposas, a efeividade dos choques nas diferenes caegorias de preços e a imporância relaiva dos choques macroeconômicos e específicos para a decomposição da variância. O exo esá dividido em mais seis seções após esa inrodução. Na segunda seção, são apresenados os dados uilizados e a classificação adoada para os níveis inermediários de agregação. A erceira seção discue a meodologia do modelo FAVAR com idenificação por resrições de sinais e esimação pelo amosrador de Gibbs. Os resulados são analisados nas seções seguines: os sinais das funções de resposa a impulso na seção quaro, a magniude das resposas na seção cinco e a decomposição da variância na seção seis. A séima seção conclui o rabalho com a discussão dos principais resulados, para o conjuno do IPCA e por seores. 2) Base de dados. As séries de subiens uilizadas nese rabalho são as axas de variação percenual de preços dos subiens do IPCA, em frequência mensal, no período de agoso de 1999 a dezembro de No período abarcado nese esudo, houve em julho de 2006 uma revisão da esruura de ponderação do IPCA para compaibilizá-la à POF de , subsiuindo a esruura vigene desde 1999 com base na POF Em razão de mudanças nos padrões de consumo, é usual que nas revisões de esruuras de ponderação seja alerada a lisa de bens que compõem o índice de preços. Isso ocorre principalmene no nível de subiem, que é o menor nível de agregação do IPCA. Conudo, na revisão de 2006, a quanidade 1 As úlimas revisões da esruura de ponderação do IPCA ocorreram em agoso de 1999, julho de 2006 e janeiro de Em janeiro de 2012, dos 384 subiens exisenes foram reirados 50 e acrescenados 31, resulando em 365 subiens. Quando ese esudo foi iniciado, havia poucas observações disponíveis após a revisão de janeiro de 2012, enão se opou por desconsiderar os dados poseriores para não haver perda no número de séries. Os dados da esruura anerior a 1999 foram desconsiderados por ser ese o ano de início do aual regime de políica macroeconômica, com a adoção do ripé de meas de inflação, câmbio fluuane e superávi primário. 3

4 de séries aleradas no nível de subiem foi basane elevada. Isso ocorreu porque, para faciliar o acompanhameno mensal, o IBGE alerou os criérios de inclusão de subiens na cesa do IPCA. Foi elevado o peso mínimo a parir do qual o subiem é necessariamene incluído e reduzido o percenual de coberura mínima de subiens para cada iem, o nível de agregação superior ao subiem. Considerando caegorias reiradas, acrescenadas e fundidas, o saldo foi de redução do oal de subiens de 512 para 384 caegorias. Nese rabalho, foram consideradas somene as séries de subiens manidas na revisão de 2006 e aquelas para as quais há uma correspondência imediaa enre os dois períodos, verificada pelo raduor das esruuras disponível no sie do IBGE (2006). 2 Resularam dese procedimeno 342 séries, sendo as resanes agregadas em uma única caegoria denominada Ouros. Conudo, como a maior pare das séries excluídas ou acrescenadas na revisão em peso pequeno, as 342 séries cobrem mais de 97% da ponderação do índice em odo o período. Adicionalmene aos 342 subiens e à série ouros, foram acrescenadas séries de variações de preços em agregações seoriais. Isso foi feio porque os resulados para os subiens serão apresenados por seores, assim com a inclusão desas séries será possível comparar os resulados para os subiens de cada seor com os obidos para as séries agregadas correspondenes. Nos níveis de desagregação do IPCA uilizados pelo IBGE, as caegorias são formadas conforme a finalidade do uso pelo consumidor, de maneira que frequenemene são reunidos ipos de produos com caracerísicas discrepanes quano à formação de preços. Nese esudo, adoou-se a classificação do IPCA por naureza dos produos proposa por Marinez (2014), a qual é compaível com as diferenes desagregações do IPCA divulgadas pelo Banco Cenral do Brasil (BCB). Dos rês níveis desa classificação, foram empregados dois, em quaro e 15 caegorias. A classificação sofreu algumas adapações, para levar em consideração a agregação e o descare de algumas das séries em razão da compaibilização dos períodos anes e após Além das 19 séries nesses dois níveis de agregação, a própria inflação medida pelo IPCA é adicionada às 343 do nível de subiem. As 363 séries de axas de variação de preços foram dessazonalizadas pelo méodo X12-ARIMA. Foram uilizados os eses de raiz uniária ADF e Phillips-Perron. Os resulados do ese ADF, uilizando criério Schwarz de seleção de defasagens, mosram que apenas o subiem Sabão em barra apresena raiz uniária. Já para o ese Phillips-Perron, em nenhum caso se aceiou a hipóese de presença de raiz uniária. Nesse conexo, rabalhou-se com a hipóese de que odas as séries de variação de preços são esacionárias. Na meodologia economérica, são incluídas algumas variáveis macroeconômicas à pare dos faores dinâmicos. Para esas, as funções de resposa a impulso são consruídas impondo-se resrições de sinais, apresenadas na próxima seção. As variáveis para as quais foram consruídas resrições de sinais foram: axa de juros Selic, câmbio nominal, IPCA, swap (DI pré) de 180 dias, M1 e índice da produção indusrial. odas esas séries foram uilizadas em logarimo naural. O índice de preços de commodiies do FMI (combusíveis e não combusíveis), em dólares, dessazonalizado pelo X12-ARIMA, foi incluído no VAR enre as variáveis macroeconômicas, mas sem resrição de sinal. 2 Por correspondência imediaa, enendem-se séries em que o código de idenificação foi manido e só o nome mudou, além daquelas em que houve agregação ou desagregação em 2006 e há equivalência direa enre séries dos dois períodos. Neses casos, foi consruída uma única série agregada para os dois períodos. Por exemplo, as séries exisenes aé Massa para Pizza, Massa para Pasel e Massa para Lasanha, que junas correspondem exaamene à série Massa Semi Preparada no período poserior, foram agregadas em uma única série ambém no período aé Na agregação, cada série foi ponderada pela razão enre seu peso no IPCA no mês e a soma dos pesos de odas as séries agregadas naquela caegoria. 3 Uma aleração relevane foi a reclassificação dos subiens Eanol e Carvão vegeal, que são classificados enre os moniorados de energia por Marinez (2014), mas no presene esudo foram reclassificados como produos indusriais não duráveis para padronizar com a classificação do BCB. A classificação complea foi omiida por fala de espaço, mas pode ser obiva juno aos auores. 4

5 3) Meodologia: modelo FAVAR e idenificação por resrição de sinais. Esimação aravés do amosrador de Gibbs Suponha que a dinâmica conjuna de FY,, onde o veor Y coném insrumenos da Políica Moneária e Cambial do BACEN, possa ser descria pelas equações (1) e (2) a seguir: Onde: F F 1 ( L) DJ v Y Y 1 L é um polinômio do operador de defasagens L de ordem finia p; D é uma mariz (M+K) x h de parâmeros de variáveis exógenas; J é um veor h x 1 de variáveis exógenas. O ermo de erro v em média zero e mariz de covariância Q. Admiimos que as séries de empo informaivas (1) X esão relacionadas aos faores dinâmicos não observáveis, F, bem como às variáveis observáveis, Y, por meio da seguine equação: X F Y e (2) f y f y Onde é uma mariz de cargas faoriais NxK, é uma mariz de cargas faoriais NxM e e é um veor dos erros Nx 1, com média zero e não correlacionado conemporânea e serialmene. A equação (2) capura a ideia de que ambos, Y e F, que em geral podem ser correlacionados, represenam as forças comuns que impulsionam a dinâmica de X. Condicional em Y, os X são, porano, medidas ruidosas dos faores observados subjacenes F. Na equação (2) X depende apenas dos valores correnes e não de valores defasados dos faores dinâmicos. No enano, esa formulação não é resriiva na práica, já que F pode ser inerpreado como arbirário, incluindo defasagens dos faores fundamenais. Sock e Wason (1999) referem-se à equação (2) sem as variáveis observáveis como um modelo de faor dinâmico. Para a escolha do número de faores comuns em F, foi aplicado o procedimeno de Ahn e Horensein (2013), que indicou um faor como o número óimo. O modelo foi esimado aravés de um procedimeno bayesiano que uiliza o amosrador de Gibbs. O amosrador de Gibbs é uilizado para ober uma amosra das disribuições a poseriori e é definido, essencialmene, como um esquema ieraivo de amosragem de uma cadeia de Markov cujo núcleo de ransição é formado pelas disribuições condicionais (GAMERMAN, 1996). Em uma análise bayesiana as informações exisenes sobre os parâmeros de ineresse são incorporadas no modelo por meio das disribuições a priori deses parâmeros. O modelo em espaço de esados é dado por: f X = Y 0 I y F e + Y 0 (3) F F 1 (L) Y Y 1 +DJ+ ѵ (4) Onde Y é um veor Mx1 de variáveis econômicas observáveis, cujas propriedades dinâmicas são de grande ineresse; F é um veor Kx1 de faores dinâmicos não observados; D é uma mariz (M+K) x h de parâmeros de variáveis exógenas; J é um veor h x 1 de variáveis exógenas e X é um veor Nx1 de séries emporais que coném informação sobre os faores dinâmicos não observados. As cargas f e y são resrias, conforme discuido aneriormene. Os veores de erros e e ѵ são Nx1 e (K+M) x 1, 5

6 respecivamene, e êm as disribuições e ~ N(0,R) e ѵ ~ N(0,Q), com e e ѵ independenes e R diagonal. A equação (3) é a equação da medida ou das observações, enquano (4) é a equação de ransição. Seguindo um enfoque bayesiano, os parâmeros do modelo (L) D f y RQ) serão raados como variáveis aleaórias. A esimação deses parâmeros e dos faores não observados F é realizada por um procedimeno conhecido na lieraura como mulimovimeno do amosrador de Gibbs (CARER e KOHN, 1994). Mais resumidamene, seja Z=(X, Y), ε = (e, 0) e G=(F, Y), enão as equações (1) e (2) podem ser reescrias como: Z = G + ε (5) G (L)G-1 + DJ + ѵ (6) A equação (5) pode ser expressa em sua versão esruural, ou seja: HG = H(L) G-1 + HDJ + Hѵ (5) Onde H é de poso compleo e escolhida de al forma que, pondo-se u = Hѵ, cov(u) = I. Seja H(L) = C1L+ + CpL p e [C1 C p D]. Seja x = [G-1 G-2... G-p J], admiindo que o VAR enha p defasagens. Enão a equação (6) na forma esruural pode ser escria como: G H x u (6) ' ' ' ' ' Noe que em como parâmeros desconhecidos as marizes de cargas faoriais, composa por f e y, e P = cov (ε, ε ) é a mariz de covariância de ε = (e, 0). Seja X = (X1, X2,..., X) a hisória de X enre o período 1 e o período. Enão pode-se definir F = (F1, F2,..., F). A análise bayesiana raa os parâmeros do modelo como variáveis aleaórias, e o que desejamos é ober as densidades marginais a poseriori de F e θ, respecivamene: p( F ) = ʃ p( F, θ) dθ (7) p(θ) = ʃ p( F, θ) df (8) Onde p( F, θ) é a densidade a poseriori conjuna de F e θ e as inegrais são omadas em relação a F e θ, respecivamene. Dadas esas densidades marginais a poseriori, a esimação de F e θ pode ser obida pela moda das disribuições empíricas correspondenes às densidades especificadas por (7) e (8). Para ober aproximações empíricas para essas densidades foi aplicado o méodo de mulimovimeno do amosrador de Gibbs para o modelo em espaço de esado dado pelas equações (5) e (6). A seguir são apresenados mais dealhes sobre cada eapa. Passo 1: escolha de (0) Foram uilizadas esimaivas dos parâmeros obidas a parir das esimaivas dos componenes principais de (2) e dos parâmeros do VAR de (1) via mínimos quadrados ordinários (MQO). As esimaivas para as cargas faoriais foram obidas impondo-se as resrições de idenificação e o bloco superior k x (k+m) das cargas faoriais foi resrio para saisfazer [Ik, 0KxM]. Essas esimaivas foram usadas como valores iniciais para θ nas recursões descrias a seguir. 6

7 Passo 2: exração da disribuição condicional p( F ( s) / Z, s ) Com o modelo em espaço de esados equações (5) e (6), dados s, Z, e adoando como a priori para cada elemeno do veor de esados uma disribuição normal independene com média zero e variância igual a 4, o veor F (um subconjuno do veor de esados G), em cada período, erá uma disribuição a poseriori normal mulivariada com média e variância dadas pelos seus respecivos valores suavizados obidos via filro de Kalman (HARVEY, 1994; KIM; NELSON, 1999). Por meio de uma exração desa disribuição normal mulivariada obém-se ( s) F / Z, s ), e obém-se ambém ( s) G, que é composo por Passo 3: exração da disribuição condicional p(/ Z, Condicional aos dados observados, em ( s ) F, ou seja, uma exração da disribuição p ( ( s ) ( s ) F ) ( s) F e por Y. F obido na ieração anerior, e na priori adoada é feia uma nova exração do parâmero s Esa exração é feia nas eapas a seguir. I. Exração de e P: Considerando-se o sisema de equações (2) e a densidade a priori conjuna adoada, podemos ober as disribuições condicionais que permiirão exrações de [ f y ] e R, lembrando que a mariz de covariância dos resíduos dese sisema de equações, denominada R (a pare não fixa de P), é diagonal e, porano, que o sisema pode ser esimado equação a equação (não esamos em um conexo de SUR). Seja i uma linha da mariz e Xj uma coluna de X '. Adoamos como função densidade a priori conjuna para Rii e i uma densidade normal-gama2 inversa, (, R ) f (, R,, s, v) i ii ngi i ii Onde 0; IKM *(1/ 4); s 0,02 e v 0,02. Adoando a função densidade a priori conjuna, descria aneriormene, obemos que a função densidade a poseriori condicional é dada por (BAUWENS; LUBRANO; RICHARD, 1999): Onde: 1 /, () s p Rii X G,,, s, v = G ( Rii / 2, (2 / (0,02 ))) ˆ i é a esimaiva de () s e = Xi ( s)' i G ' ˆ i i obida via MQO, com a especificação da equação (2) e dados ' ( s) ( s) R 0,02 ( e e ) ˆ ( 1 ii i i i ( s) ( s ( G G )' ) 1 ) ' ˆ i. () s G e X. Lembre-se que as primeiras K linhas de são fixas devido às hipóeses de idenificação mencionadas no passo 1. Adoando a função densidade a priori conjuna, descria aneriormene, emos que a função densidade poseriori condicional, para i > K, é dada por (BAUWENS; LUBRANO; RICHARD, 1999): () () s p / s i Rii, X, F,,, s, v = N((+ F () s ()' s F ) -1 * () s F Xj, R ii (+ F () s ()' s F ) -1 ) 7

8 II. Exração de e de H uilizando a equação (6) definida aneriormene e adoando a priori de Lierman (WAGGONER; ZHA, 2003): exração da disribuição p((, H)/ Z, impulso resposa que saisfazem às resrições de sinais. ( s) F ) e das funções Considerando como dados ( s ) F e Z, e com a equação (6), podemos uilizar o algorimo proposo por Waggoner e Zha (2003) para ober, aravés de um procedimeno Bayesiano com priores similares à de Lierman (1986), uma exração s para e H, (s) e H (s). Waggoner e Zha uilizam 4 hiperparâmeros 0, 1, 2, 3 e 4 para as priores e no nosso arigo os seus valores foram fixados em 0.5, 0.25, 1 e 100. Obendo uma exração da função impulso-resposa que saisfaz às resrições de sinais: a. Para cada simulação s descria aneriormene, faça a exração de uma mariz W de uma disribuição normal padrão independene de dimensão r x r (r= número de variáveis endógenas do BVAR) e seja W QR uma decomposição QR de W com diagonal R normalizada para ser posiiva. b. Seja ( s ) ( s) H H Q. Compue a função impulso-resposa IRF (s) dadas H (s) e (s) obidas aravés da ( s) ( s) simulação de b e f. c. Se a IRF (s) saisfaz às resrições de sinais ela é manida e descarada em caso conrário. Após um número grande de simulações são manidas odas as simulações das funções impulsoresposa que saisfazem à resrição de sinal. A idenificação dos choques As resrições de sinais foram exraídas do modelo Mundell Fleming esocásico dinâmico apresenado em Lima, Maka e Alves (2009). A abela a seguir resume as resrições de sinais sobre as funções impulso-resposa uilizadas para idenificar os choques de políica moneária e da axa de câmbio. abela 1: Resrições de sinal imposas para a idenificação do modelo FAVAR (resrições esabelecidas às resposas de 1 a 5 passos à frene). Políica moneária axa de câmbio Fone: Elaboração dos auores. Obendo uma exração da função impulso-resposa dos choques específicos e comuns. Considere a equação (2) descria aneriormene e apresenada novamene a seguir: X F Y e (2) f y Seja C F Y o valor obido para a primeira parcela da equação i, perencene ao ( s) ( s), f ( s) ( s), y i, i i conjuno de equações (2), na simulação s do modelo no período. Seja equação i na simulação s no período. de C ( s) i, ipo de choque Resposa das variáveis axa Selic IPCA Produção M1 axa de câmbio e ( s) i, o valor do resíduo da Para cada simulação s e para cada equação i é esimada uma auorregressão uilizando os valores, =1,...,, e obida a função impulso-resposa desa auorregressão uilizando um choque igual a um desvio padrão do resíduo. Esa é a função impulso-resposa do choque comum na simulação s. 8

9 de e ( s) i, Para cada simulação s e para cada equação i é esimada uma auorregressão uilizando os valores, =1,...,, e obida a função impulso-resposa desa auorregressão uilizando um choque igual a um desvio padrão do resíduo. Esa é a função impulso-resposa do choque específico na simulação s. 4) Sinais das resposas a choques moneários e cambiais. Nesa seção, são apresenados os sinais das funções de resposa a impulso das 343 séries de subiens (incluindo a caegoria ouros ), nos 12 primeiros meses, a choques de um desvio padrão nas variáveis de políica moneária e câmbio, na direção conracionisa para o choque moneário e de depreciação para o choque cambial. 4 O seguine procedimeno foi adoado no cômpuo da significância das funções impulso-resposa: i. Para cada subiem k1 = 1,..., 343, calculam-se j = 1,..., 1000 resposas ao choque em quesão, em 12 meses; ii. Para cada subiem, considerando a disribuição formada pelas 1000 resposas, foram obidos os inervalos de confiança (quanis: 0,16; 0,5 e 0,84), para cada um dos 12 meses; iii. Para cada subiem, verifica-se se em algum dos 12 meses houve resposas significaivas: com sinal esperado, na direção oposa, em ambas as direções (em meses disinos), ou se em odos os meses as resposas são não significaivas; iv. Conam-se os subiens em cada uma das quaro siuações e os resulados são reporados em diferenes níveis de agregação, considerando ou não o peso do subiem no IPCA. A abela 2 apresena o quadro geral dos sinais nos 12 primeiros meses das resposas a choques moneários e cambiais. Para cada choque, a primeira linha mosra a conagem de subiens nas quaro siuações, enquano a segunda linha exibe a ponderação no IPCA correspondene a ais subiens para dezembro de Na coluna negaivo, esão os produos em que para quaisquer dos 12 meses ocorrem resposas significaivas somene na direção de redução da axa de variação de preços, que é a resposa esperada pela eoria no caso do choque moneário conracionisa e oposa à esperada no caso do choque de depreciação cambial; a coluna não signif. conabiliza as séries em que a resposa não é significaivamene diferene de zero ao longo dos 12 meses; os subiens para os quais odas as resposas significaivas são de aumeno na axa de variação de preços esão na coluna posiivo, que é a resposa esperada pela eoria no caso do choque cambial e conra inuiiva para o choque moneário; e, por fim, a coluna pos./neg. indica subiens que ao longo do período apresenaram resposas significaivas em ambas as direções. abela 2: Análise do sinal das resposas nos 12 primeiros meses a choques moneários e cambiais, para o conjuno dos subiens do IPCA. Sinais observados nas resposas oal Negaivo Não signif. Posiivo Pos./Neg. nº de subiens Choque moneário peso no IPCA 100% 50,0% 49,9% 0,1% 0,0% nº de subiens Choque cambial peso no IPCA 100% 0,8% 57,1% 40,4% 1,8% Fone: Elaboração dos auores. Noa-se que para ambos os choques é muio pequena a quanidade de subiens em que há resposas significaivas com sinais oposos ao esperado pela eoria, o dio price puzzle. Enre as resposas ao choque moneário, isso ocorre em apenas um subiem, com peso de 0,1% no IPCA. Para o choque cambial, são 16 subiens, que somam 2,5% da ponderação do IPCA, ainda assim um número basane diminuo. 4 A caegoria ouros foi acrescenada somene para complear a ponderação de 100% do IPCA. Nesa e nas próximas seções, seus resulados não serão comenados porque se raa de um resíduo de séries desconinuadas, sem significado econômico. 9

10 Quano à significância, meade da ponderação do IPCA em resposas a choques moneários na direção esperada pela eoria, enquano na oura meade as resposas não são significaivas nos 12 meses. Nas resposas ao choque cambial, o peso dos subiens que seguem na direção esperada é um pouco menor, igual a 40%, e o peso daqueles com resposas não significaivas soma 57%. Na abela 3, a composição das resposas aos choques moneários e cambiais enre as quaro siuações é apresenada para dois níveis hierárquicos, já inroduzidos na segunda seção do exo. A coluna peso no IPCA mosra o peso de cada caegoria no IPCA em dezembro de Para cada choque, os valores nas colunas, que somam 100% na linha, indicam a proporção de subiens da caegoria que êm os sinais das resposas na direção indicada, agregados pela razão do peso de cada subiem em relação ao peso da caegoria. abela 3: Análise do sinal das resposas nos 12 primeiros meses a um choque moneário conracionisa e a um choque de desvalorização cambial (% do peso da caegoria). Agrupameno Peso no Choque moneário Choque cambial Neg. N.S. Pos. P./N. Neg. N.S. Pos. P./N. oal dos subiens (IPCA) ,0 49,9 0,1 0 40,4 57,1 0,8 1,8 Desagregação em primeiro nível 1. Alimenos e bebidas 15, Produos indusriais 21,9 47,8 52 0,3 0 43,3 55,4 1, Serviços 33, ,9 77,7 0, Moniorados 27, Ouros 2, Desagregação em segundo nível Alimenos e bebidas 11. Comercializáveis 12, Não comercializáveis 2, ,2 82,4 0,7 12 Produos indusriais 21. Duráveis 7, Semiduráveis 9, Não-duráveis 5, Serviços 31. Alimenação fora do domicílio 8, Educação 6, Moradia (aluguel, condomínio) 5, Serviços pessoais 5, Lazer, urismo e comunicação 4, Diversos (manu., ransp., saúde) 4, ,4 92,1 3,5 0 Moniorados 41. Energia (combusíveis e elérica) 8,8 0,9 99, Plano de saúde e medicamenos 6, ranspore público 6, Diversos (elefone, axas e jogos) 6, Fone: Elaboração dos auores. Noa: Neg. = negaivo, N.S. = não significaivo, Pos. = posiivo e P./N. = posiivos e negaivos. Para o choque moneário, a primeira linha da abela 3, já apresenada na abela 2, indica que no IPCA como um odo há uma divisão igualiária da ponderação enre subiens que êm resposas significaivas na direção esperada e aqueles sem resposas significaivas. Na desagregação de primeiro nível, o maior desvio dessa proporção ocorre nos alimenos e bebidas, grupo em que mais de 60% da ponderação apresena resposas negaivas. Nos ouros rês grupos, pouco menos da meade da ponderação em reposas negaivas, com desaque para os moniorados, em que essa proporção é de apenas 42%. 10

11 No segundo nível, há maior discrepância, inclusive denro de cada grupo. Para alimenos e bebidas, os comercializáveis respondem mais e os não comercializáveis menos. Nos produos indusriais, os semiduráveis esão na média do IPCA, os não-duráveis êm mais resposas negaivas e os duráveis mais resposas não significaivas. Nos serviços a heerogeneidade é ainda maior, há rês caegorias com proporção elevada de resposas negaivas (diversos, moradia e alimenação fora do domicílio, esa úlima com 100%) e rês com alo percenual de resposas não significaivas em odos os meses (educação, com 100%, serviços pessoais e a caegoria lazer, urismo e comunicação). Para os moniorados, quase 100% dos subiens de energia não apresenam resposas significaivas, o ranspore público em elevada proporção de resposas negaivas e os demais moniorados esão mais próximos da média do IPCA. Para o choque cambial, na primeira linha observa-se que 40,4% da ponderação do IPCA em resposas significaivas da axa de variação de preços somene na direção posiiva, que é a esperada pela eoria no caso de um choque de depreciação cambial. Na desagregação em primeiro nível, a siuação mais próxima à do conjuno do IPCA é a dos produos indusriais. ano nos alimenos e bebidas quano nos serviços, somene 22% da ponderação do grupo em resposas significaivas apenas na direção esperada. Os alimenos e bebidas ainda se desacam por uma proporção razoável de resposas na direção oposa à esperada, que ocorrem em 14% de sua ponderação. Nos preços moniorados dá-se o conrário, ocorre uma proporção elevada de subiens com resposas somene na direção esperada, 66% da ponderação do grupo. Para o segundo nível, como no caso do choque moneário há discrepâncias denro dos grupos. Nos alimenos e bebidas, as duas caegorias êm proporção de resposas esperadas abaixo da média do IPCA, principalmene os não comercializáveis com apenas 5%, e ambas apresenam um percenual de 12% de subiens com resposas significaivas nas duas direções. Nos produos indusriais, a diferença para a média do IPCA na proporção de resposas posiivas é de 10% a menos para os duráveis e 10% a mais para semiduráveis e não duráveis. Para os serviços, em meade das caegorias (educação, serviços pessoais e diversos) odas ou quase odas as resposas não são significaivas, enquano nas demais a proporção de resposas posiivas é mais próxima da média do IPCA. No grupo dos moniorados, a caegoria de energia em quase 100% de resposas não significaivas e se opõe claramene às ouras, nas quais odos ou quase odos os subiens êm resposa posiiva em algum dos meses. 5) Magniude das resposas a choques. As resposas acumuladas em 12 meses a choques moneários e cambiais de um desvio padrão, para o IPCA e nos dois níveis de desagregação, são apresenadas nesa seção. Para a comparação dos impacos sobre as disinas caegorias de preços, foram calculados a média dos efeios sobre os subiens que compõem cada caegoria e os impacos nas próprias séries agregadas, com inervalos de confiança. O procedimeno uilizado no cômpuo da média ponderada por caegoria do impaco de cada choque sobre os subiens foi: i. Para cada subiem k1 = 1,..., 343, calcula-se j = 1,..., 1000 resposas acumuladas em 12 meses; ii. Uilizando o peso de cada subiem k1, correspondene à ponderação no IPCA em dez./2011, cada uma das 1000 resposas foi agregada por nível hierárquico; iii. Para cada nível de agregação, considerando a disribuição formada pelas 1000 resposas, foram obidos os inervalos de confiança (quanis: 0,16; 0,5 e 0,84). Com as séries agregadas das caegorias, ou axas de inflação específicas, o procedimeno foi: i. Para cada caegoria k2= 344,..., 363 (20 séries: 4 primeiro nível, 15 segundo nível e IPCA), calcula-se j = 1,..., 1000 resposas acumuladas em 12 meses; ii. Considerando a disribuição formada pelas 1000 resposas, em cada caegoria foram obidos os inervalos de confiança (quanis: 0,16; 0,5 e 0,84). Os resulados para ambos os choques são exibidos na abela 4. ano para as médias dos subiens quano para a série agregada da caegoria, mosram-se os exremos e a mediana do inervalo de confiança. 11

12 abela 4: Resposas acumuladas em 12 meses a choques moneários e cambiais, por caegoria média ponderada dos subiens e série agregada (ponos percenuais). Agrupameno Choque moneário Choque cambial Média subiens Série agregada Média subiens Série agregada inf. md. sup. inf. md. sup. inf. md. sup. inf. md. sup. IPCA -0,26-0,15-0,04-0,90-0,50-0,10 0,10 0,25 0,41 0,10 0,58 1,19 Desagregação em primeiro nível 1. Alimenos e bebidas -0,37-0,23-0,08-0,83-0,48-0,14 0,00 0,17 0,37-0,14 0,27 0,73 2. Produos indusriais -0,27-0,16-0,05-0,71-0,38-0,06 0,10 0,23 0,38 0,07 0,41 0,86 3. Serviços -0,24-0,13-0,02-0,69-0,33 0,00 0,07 0,21 0,38 0,18 0,59 1,10 4. Moniorados -0,21-0,08 0,04-0,50-0,19 0,12 0,11 0,29 0,47 0,10 0,46 0,87 Ouros -0,82-0,43-0,07-0,82-0,43-0,07 0,27 0,72 1,24 0,27 0,72 1,24 Desagregação em segundo nível Alimenos e bebidas 11. Comercializáveis -0,40-0,25-0,09-0,79-0,45-0,12 0,00 0,19 0,41-0,15 0,27 0, Não comercializáveis -0,22-0,14-0,06-0,63-0,36-0,09-0,01 0,07 0,17-0,14 0,15 0,47 Produos indusriais 21. Duráveis -0,27-0,15-0,03-0,53-0,24 0,02 0,05 0,18 0,33-0,02 0,28 0, Semiduráveis -0,26-0,15-0,05-0,76-0,37-0,07 0,12 0,24 0,37 0,28 0,65 1, Não-duráveis -0,36-0,19-0,03-0,62-0,32-0,03 0,06 0,26 0,50-0,03 0,31 0,72 Serviços 31. Alimenação fora do domicílio -0,61-0,37-0,12-0,83-0,44-0,10 0,12 0,41 0,81 0,13 0,57 1, Educação -0,18-0,04 0,08-0,29-0,06 0,17-0,01 0,13 0,30-0,06 0,17 0, Moradia (aluguel, condomínio) -0,26-0,06 0,14-0,42-0,14 0,13-0,01 0,23 0,50 0,00 0,31 0, Serviços pessoais -0,15-0,02 0,11-0,18-0,01 0,19-0,07 0,06 0,23-0,11 0,11 0, Lazer, urismo e comunicação -0,14-0,05 0,04-0,48-0,18 0,07 0,08 0,18 0,30 0,06 0,38 0, Diversos (manu., ransp., saúde) -0,22-0,12-0,03-0,44-0,17 0,07-0,02 0,10 0,24-0,03 0,24 0,53 Moniorados 41. Energia (combusíveis e elérica) -0,19-0,05 0,10-0,31-0,06 0,16-0,07 0,09 0,28-0,15 0,10 0, Plano de saúde e medicamenos -0,31-0,13 0,03-0,47-0,20 0,06 0,26 0,44 0,67 0,23 0,55 0, ranspore público -0,35-0,11 0,14-0,44-0,15 0,19 0,06 0,36 0,68 0,03 0,41 0, Diversos (elefone, axas e jogos) -0,22-0,06 0,10-0,41-0,11 0,13 0,15 0,34 0,53 0,22 0,51 0,89 Fone: Elaboração dos auores. Quano ao choque moneário, de imediao noa-se que em cada caegoria usualmene os impacos são maiores nas séries agregadas que nas médias de subiens, o que indica a exisência de correlações que poencializam os efeios do choque. Ademais, como seria de se esperar, a comparação de eficácia relaiva da políica moneária enre as caegorias é similar omando as médias ou as séries agregadas. Para o IPCA, na média dos subiens a conração moneária de um desvio padrão produz um efeio mediano de redução em 0,15 pono percenual na axa de variação de preços, enquano sobre a axa de inflação o efeio é a diminuição em meio pono percenual. Em ambos os casos o efeio é significaivamene diferene de zero, mas para a média dos subiens a dispersão é pequena, enquano no agregado a redução da inflação após 12 meses oscila enre um décimo aé quase um pono percenual. Na desagregação de primeiro nível, o grupo dos alimenos e bebidas é em geral o mais afeado pela políica moneária, produos indusriais e serviços são similares ao IPCA na média dos subiens e o grupo dos moniorados é o menos afeado, com resposas não significaivas ano para a série agregada quano para a média dos subiens. Na desagregação de segundo nível, há duas caegorias com resposas médias consideravelmene acima do observado para o conjuno do IPCA, serviços de alimenação fora do domicílio e alimenos comercializáveis, as quais ambém são as séries de segundo nível que mais respondem ao choque 12

13 moneário. As resposas das caegorias de moniorados e de serviços, com exceção da alimenação fora do domicílio, não são significaivas para odas as séries agregadas e quase odas as médias. Nas resposas dos produos indusriais, as médias de subiens são próximas do conjuno do IPCA, e nas séries agregadas a resposa não é significaiva para a caegoria de duráveis. Os alimenos não comercializáveis êm resposa menor que a dos comercializáveis, mas significaiva e próxima ao IPCA na média dos subiens. Quano aos efeios do choque de depreciação cambial, ambém nese caso os efeios são ipicamene maiores no agregado das séries em conrase à média dos subiens e a análise comparaiva é em geral similar pelas médias ou séries agregadas, com algumas discrepâncias. A resposa do IPCA é significaiva ano na média dos subiens quano para a inflação agregada, com medianas de 0,25 e 0,58 pono percenual respecivamene. Nos exremos do inervalo de confiança, o choque cambial de um desvio padrão provoca uma elevação da axa de variação de preços enre 0,10 e 0,41 pono para a média dos subiens, enquano para a inflação agregada o efeio pode ser bem maior, enre 0,10 e 1,19 pono. Para a desagregação de primeiro nível, há alguma diferença nas comparações enre grupos conforme se ome a média ou o agregado. Pela média dos subiens, os grupos de produos indusriais e serviços êm valores próximos ao IPCA, como no caso do choque moneário, mas há uma inversão nos ouros dois grupos: os moniorados êm a maior resposa mediana e os alimenos e bebidas a menor, que inclusive chega a ser não significaiva. Pelas séries agregadas, a maior resposa mediana ocorre no grupo de serviços, seguido por moniorados e produos indusriais, enquano os alimenos e bebidas êm a menor e ela não é significaivamene diferene de zero. Considerando a desagregação de segundo nível, há ambém alguma diferença de ordenameno enre os grupos conforme se observe médias ou séries agregadas, mas o quadro geral é o mesmo. As caegorias que em ambas as méricas êm resposas significaivas, e que em sua maioria ambém êm média consideravelmene acima do IPCA, são os produos indusriais semiduráveis, os serviços de alimenação fora do domicílio e lazer, urismo e comunicação, além dos moniorados exceo a caegoria de energia. As caegorias com resposas não significaivas nas duas méricas são odos os alimenos e bebidas, os serviços exceo as duas caegorias já mencionadas e os moniorados de energia. Os produos indusriais apresenam a maior discrepância enre as duas medidas: na média de subiens as rês caegorias são significaivas e próximas da média do IPCA, e nas séries agregadas os semiduráveis êm a maior resposa enre odas as caegorias de segundo nível, mas as ouras duas não são significaivas. 6) Decomposição da variância. Nesa seção, apresenam-se duas decomposições da variância do erro de previsão, nos 12 primeiros meses. Na primeira, que se refere à equação do VAR, são desacadas as conribuições dos choques moneário e cambial para a pare da variabilidade da série que pode ser explicada pelo conjuno das variáveis macroeconômicas mais o faor comum. Na segunda decomposição, referene à oura equação principal do modelo, a variância de cada série é decomposa em uma pare aribuída aos aspecos macroeconômicos (variáveis macro mais faor comum) e oura devida a um componene específico à série. As decomposições foram calculadas com inervalos de confiança, pelo seguine procedimeno: i. Para cada série k3 = 1,..., 363, calcula-se j = 1,..., 1000 decomposições da variância para os choques macroeconômicos (moneário, cambial e ouros ) e 1000 para os choques específicos e comuns, a cada um dos 12 primeiros meses; ii. Para cada série k3 e decomposição j, foram calculadas as médias das conribuições de cada choque: nos 12 meses, nos seis primeiros meses e nos úlimos seis meses; iii. Para cada série k3, considerando a disribuição formada pelas 1000 decomposições, foram calculados os inervalos de confiança (quanis: 0,16; 0,5 e 0,84) para a conribuição de cada choque, nos seis primeiros, seis finais e média dos 12 meses; iv. As abelas 5 e 6 apresenam as duas decomposições da variância, somene para as 20 séries agregadas, k2 = 344,..., 363. A média das decomposições dos subiens, k1 = 1,..., 343, será comenada apenas para o oal do IPCA, na abela 7. 13

14 Na abela 5, referene à decomposição da variância do VAR, são apresenadas as conribuições aribuídas aos choques moneário e cambial, a pare aribuída ao conjuno dos ouros componenes macroeconômicos é omiida. Para as 20 séries agregadas, mosra-se a decomposição para a média dos 12 meses, com inervalos de confiança. Como uma medida da persisência e propagação de cada choque, para as 20 séries ambém se mosra a razão enre as medianas da conribuição nos seis meses finais sobre a mesma nos seis meses iniciais. abela 5: Decomposição da variância na equação do VAR - choques moneário e cambial, média dos 12 meses (%) e razão enre os seis meses iniciais e seis finais. Agrupameno Média 12 meses Razão (mediana) Moneário Cambial 6m finais/6m iniciais inf. md. sup. inf. md. sup. Moneário Cambial IPCA - Média dos subiens 2,4 6,8 15,9 3,4 13,4 33,4 1,46 1,02 Desagregação em primeiro nível 1. Alimenos e bebidas 2,6 7,2 17,6 2,7 10,2 28,7 1,49 1,04 2. Produos indusriais 2,3 6,9 16,3 2,9 12,3 31,6 1,39 1,00 3. Serviços 2,3 6,2 13,8 3,3 13,8 35,3 1,54 1,19 4. Moniorados 1,9 5,9 14,5 3,5 12,5 32,2 1,22 1,30 Ouros 2,0 6,0 14,2 5,2 17,0 36,1 1,36 1,03 Desagregação em segundo nível Alimenos e bebidas 11. Comercializáveis 2,4 7,2 17,1 3,0 10,2 29,1 1,48 1, Não comercializáveis 3,0 8,7 22,8 3,1 11,4 30,0 1,28 1,01 Produos indusriais 21. Duráveis 1,9 6,6 18,0 3,1 12,8 33,1 1,29 1, Semiduráveis 1,8 5,9 15,1 4,6 15,6 35,4 1,26 1, Não-duráveis 2,3 6,5 15,8 2,6 9,8 27,3 1,32 1,08 Serviços 31. Alimenação fora do domicílio 2,4 6,5 15,1 3,5 13,4 33,8 1,56 1, Educação 2,0 6,9 18,7 2,6 9,1 21,9 1,21 1, Moradia (aluguel, condomínio) 2,1 6,9 18,2 3,0 11,2 26,1 1,25 1, Serviços pessoais 1,8 6,3 19,4 2,5 9,5 26,0 1,12 1, Lazer, urismo e comunicação 2,1 6,1 14,3 2,6 12,4 31,8 1,41 1, Diversos (manu., ransp., saúde) 2,0 6,5 16,8 2,2 8,9 26,3 1,37 1,24 Moniorados 41. Energia (combusíveis e elérica) 1,8 6,3 17,3 2,3 8,7 23,3 1,21 1, Plano de saúde e medicamenos 1,9 5,6 14,1 5,0 15,3 34,7 1,16 1, ranspore público 2,1 6,3 16,2 2,7 10,8 28,8 1,31 1, Diversos (elefone, axas e jogos) 1,4 5,1 13,6 5,1 16,6 37,4 1,08 1,37 Fone: Elaboração dos auores. Quano à média da decomposição nos 12 meses, para a inflação do IPCA o choque moneário e o cambial junos respondem por aproximadamene 20% da pare da variabilidade da série aribuível a choques macroeconômicos, na mediana. Considerando o inervalo de confiança, porém, essa conribuição oscila enre 5,8% e quase 50%. Comparando os dois choques, o cambial em conribuição maior, 13,4% na mediana, aproximadamene o dobro dos 6,8% correspondenes ao choque moneário. Na desagregação de primeiro nível, apenas nos alimenos e bebidas há cero desvio desa proporção, com maior proximidade das conribuições dos dois choques. Mesmo na desagregação de segundo nível, noa-se que há poucos desvios desa proporção, e que em nenhum dos casos o choque moneário conribui mais que o cambial na mediana. A paricipação do choque moneário esá enre 6% e 7% na maior pare das caegorias, com os maiores desvios para cima nas duas caegorias de alimenos e 14

15 para baixo nos moniorados de saúde e diversos. Para a conribuição do câmbio, em relação à série do IPCA os maiores desvios para cima esão nos moniorados diversos e de saúde, além dos produos indusriais semiduráveis, enquano os maiores desvios para baixo se enconram nos moniorados de energia e nos serviços diversos, de educação e pessoais. Observando a razão enre as medianas da decomposição da variância nos seis meses finais sobre os seis meses iniciais, para o IPCA pode-se dizer que o choque moneário em propagação mais lena que ouros choques macro, com conribuição para a variância 46% maior nos seis meses finais. O choque cambial, por ouro lado, não se diferencia nese aspeco dos demais choques macro, com conribuição apenas 2% maior nos seis meses finais. Para as séries do primeiro nível de desagregação, ese mesmo padrão é observado para alimenos e bebidas e produos indusriais. Os serviços êm persisência um pouco maior que o IPCA no choque moneário e consideravelmene maior no cambial. Apenas nos moniorados há uma inversão, o choque cambial se propaga mais lenamene que o moneário. Enre as caegorias de segundo nível, apenas em duas a defasagem dos efeios do choque moneário é superior à da série do IPCA, alimenação fora do domicílio e alimenos comercializáveis. São jusamene as caegorias em que há o maior impaco do choque moneário, como viso na abela 4. Para o choque cambial, há uma defasagem maior dos efeios do choque cambial nas caegorias de moniorados, nas quais o efeio do câmbio em geral é fore, e nos serviços exceo alimenação, sobre os quais o impaco do câmbio é menor (abela 4). Nos alimenos e produos indusriais o efeio do câmbio é mais rápido. Os mesmos resulados são apresenados para a decomposição da variância enre choques macroeconômicos e específicos na abela 6. Na mediana, a série de inflação medida pelo IPCA em quase 70% de sua variância do erro de previsão em 12 meses deerminada por choques macroeconômicos, com exremos de 58% e 75% no inervalo de confiança, enquano os choques específicos deerminam enre 25% e 42% da variância. Na desagregação de primeiro nível, as séries dos quaro grupos êm mais da meade da sua variância dada pelos choques macro, mas nos alimenos e bebidas e produos indusriais essa conribuição é somene um pouco maior que 50% na mediana, enquano nos moniorados é maior que 60% e nos serviços supera 70%. Para a desagregação de segundo nível, observa-se uma grande heerogeneidade mesmo denro dos grupos. Nos alimenos comercializáveis, choques macro e específicos êm a mesma conribuição, mas nos não comercializáveis os específicos predominam com 70% da variância. Nos produos indusriais, duráveis e semiduráveis êm mais de 60% da variância mediana dada pelos choques macro, proporção que se invere a favor dos choques específicos nos não-duráveis. Enre as caegorias dos serviços, os choques macro são mais proeminenes sobre moradia e alimenação fora do domicílio, deerminando enre 59% e 78% da variância na mediana, mas para as ouras caegorias o choque específico é mais imporane, respondendo por 59% a 83%. Por fim, nos moniorados as caegorias de energia e saúde são mais influenciadas por choques específicos, enquano o ranspore público e moniorados diversos sofrem mais impaco dos choques macroeconômicos. A respeio da razão enre as medianas das conribuições nos seis meses finais sobre os seis iniciais, noa-se que para odas as séries os choques macroeconômicos são mais persisenes que os choques específicos, com razões superiores à unidade no primeiro caso e inferiores no segundo. Ainda assim, para cada um dos dois choques pode-se comparar as caegorias quano à persisência relaiva. Na desagregação de primeiro nível, os moniorados êm a maior defasagem nos efeios dos choques macro e os alimenos e bebidas a menor, enquano para os choques específicos a defasagem é relaivamene maior nos alimenos e bebidas e menor nos serviços. No segundo nível, as caegorias em que há maior lenidão relaiva na propagação dos choques macro esão enre os serviços e moniorados, enquano a caegoria de propagação mais rápida é a dos alimenos comercializáveis. Para o choque específico, a propagação é relaivamene mais lena nas duas caegorias de alimenos, nos indusriais não-duráveis e nos serviços pessoais e de educação, mas é relaivamene mais rápida nos serviços de moradia, moniorados diversos e bens indusriais duráveis e semiduráveis. 15