REGRA DE TAYLOR NO BRASIL:

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1 REGRA DE TAYLOR NO BRASIL: João José Silveira Soares Fernando de Holanda Barbosa Sumário- Ese rabalho esima a regra de Taylor para o Brasil a parir da implemenação do sisema de meas de inflação em junho de 999. Diferene da maioria dos esudos empíricos que abordam ese assuno, as especificações dese rabalho consideram ano a axa de juros real de equilíbrio de longo prazo quano a mea de inflação variáveis no empo. A evidência empírica sugere que a regra de Taylor no Brasil é similar a esimada para ouros países desde que inclua-se as variações da axa de câmbio real correne e defasada. Os resulados empíricos são robusos quano à uilização de méodos alernaivos para o cálculo dos hiaos da inflação e do produo. Palavras-chave: Políica moneária. Regra de Taylor. Absrac-This paper esimaes a Taylor rule for he Cenral Bank of Brazil afer implemenaion of inflaion argeing in June 999. Differenly from he majoriy of he empirical sudies on his subjec, he specificaions presened in his work consider boh long run equilibrium real ineres rae and inflaion arge as ime-varying. The evidence sugges ha Brazilian moneary policy respond o he usual variables included in he Taylor rule plus he change on he curren and lagged real exchange rae. The empirical resuls are robus o alernaive mehods of calculaing inflaion and oupu gaps. Keywords: Moneary policy. Taylor rule. JEL classificaion: E5; E52; E58.. INTRODUÇÃO A regra de políica moneária proposa por Taylor(993) relaciona a axa de juros básica do Banco Cenral americano (Federal Reserve Sysem, FED), seu insrumeno de políica, com a axa de juros real de longo prazo, a axa de inflação, e os hiaos da inflação e do produo real. Desde a publicação desa regra inúmeros esudos, ano eóricos quano empíricos, a respeio dese assuno foram elaborados. Regras de políica moneária baseadas na regra de Taylor conseguem represenar processos econômicos complexos aravés de expressões simples e de fácil manuseio, mas que permiem a realização da esimaiva da axa de juro básica da economia com razoável precisão. Sendo assim, esas regras esão se ornando mais imporanes a cada dia, não só para os formuladores da políica econômica, mas ambém para analisas econômicos e pesquisadores (Kozichi, 999, p.5). Enreano, diferenemene do que aconece em relação aos países indusrializados, o número de rabalhos sobre ese ema para países emergenes ainda é resrio. Ese arigo Direoria de Engenharia Naval, Marinha.do Brasil. Professor da Escola de Pós-Graduação em Economia da Fundação Geúlio Vargas.

2 conribui para o preenchimeno desa lacuna, arefa já iniciada por alguns pesquisadores esrangeiros e brasileiros, mas que se jusifica principalmene pela ausência, ainda, de consenso no que diz respeio à especificação do modelo mais apropriado para represenar o comporameno da políica moneária brasileira. Ese rabalho em como propósio esimar uma função de reação para o Banco Cenral do Brasil, a parir da implemenação do sisema de meas de inflação em junho de 999. Na maioria dos esudos economéricos da lieraura, a função de reação dos Bancos Cenrais de diversos países é esimada com base em equações que consideram consane ano a mea de inflação quano a axa de juros real de equilíbrio de longo prazo. Enreano, os modelos aqui apresenados consideram a mea de inflação e a axa de juros real de equilíbrio de longo prazo como variáveis no empo. A presença da variável mea de inflação nos modelos é plenamene jusificada pela exisência de meas explícias e variáveis, fixadas pelo Conselho Moneário Nacional (CMN) desde 999. No caso da axa de juros real de equilíbrio de longo prazo é esada a hipóese de que a soma enre os juros real do FED e o risco-país funciona como proxy para a axa de juros real de equilíbrio de longo prazo numa economia abera. Além desa inrodução, ese rabalho esá dividido da seguine forma: a Seção 2 apresena uma resenha seleiva de pesquisas empíricas sobre a regra de Taylor; a Seção 3 especifica os modelos economéricos da regra de Taylor para a economia brasileira, esima os seus parâmeros e avalia os resulados; e finalmene, a Seção 4 coném um sumário das conclusões. 2. ESTUDOS ECONOMÉTRICOS SOBRE A REGRA DE TAYLOR Esa seção apresena de maneira sucina alguns dos principais esudos economéricos sobre a regra de Taylor. Inicialmene são considerados os rabalhos sobre os países indusrializados, e em seguida aqueles que raam de países emergenes. PAÍSES INDUSTRIALIZADOS Judd e Rudebusch (998) esimaram uma função de reação do FED para cada um dos períodos correspondenes à gesão de rês presidenes, sem considerar a cura gesão de Miller (978.Q2-979.Q2), com o inuio de verificar como o FED vinha ajusando o seu insrumeno de políica moneária, a axa de juros nominal de curo prazo. O principal objeivo dos auores era esar a hipóese de mudança de posura na condução da políica moneária americana, decorrene de alerações na presidência do FED. As esimaivas basearam-se em especificações derivadas da regra de Taylor original e consideraram as subamosras dos períodos: Arhur Burns (970.Q-978.Q), Paul Volcker (979.Q-987.Q) e Alan Greenspan (987.Q-997.Q). Judd e Rudebusch concluíram que a regra se ajusa muio bem aos valores efeivamene adoados pelo FED no período correspondene à gesão Greenspan, considerando-se valores rimesrais, ocasião em que se verificou uma reduzida e decrescene axa de inflação, endo aingido valores da ordem de 2% ao ano ao final do período. No período correspondene à gesão Volcker, verificou-se que os valores realmene ajusados foram bem superiores aos juros preconizados pela regra, o que sugere uma posura mais agressiva por pare do FED, o que provavelmene acarreou queda acenuada na axa de inflação ao longo dese período. Ao conrário dos períodos aneriores, na gesão Burns, os auores verificaram que os valores ajusados ficaram abaixo dos valores dos juros recomendados pela regra. Esa evidência é consisene com o aumeno da inflação no período. Judd e Rudebusch aenaram para o fao de que, apesar da boa aderência enre o valor dos juros recomendados pela regra de Taylor e os valores ajusados pelo FED, para o período correspondene à gesão de Greenspan, operacionalmene, ano o FED quano a maioria dos 2

3 bancos cenrais não ajusam a axa de juros de forma insanânea, como a decorrene da uilização direa da regra de Taylor. Ao invés disso, o ajuse enre a axa de juros efeiva para deerminado período e a mea de axa de juros da regra, para o mesmo período, processa-se de forma gradual, aravés de uma dinâmica de ajusameno que ambém foi uilizada pelos auores nas suas esimaivas. Na especificação apresenada em Judd e Rudebusch (998, p.6), a regra de Taylor foi a seguine: i r + π + β ) π π + γ x + γ x () ( ) 2 = ( onde r é a axa de juros real de equilíbrio de longo prazo, π a axa de inflação, π a mea de inflação. Nesa equação considerou-se ambém o hiao do produo(x) defasado na especificação do modelo. Na equação () i represena a mea para a axa de juros do FED para o período, a ser aingida aravés de um ajusameno gradual, cuja expressão da dinâmica uilizada para o cálculo da axa de juros efeiva em cada período é a seguine: i ( i i ) + ρ i = φ (2) onde i é a primeira diferença da axa de juros; i - a axa de juros efeiva defasada; i - a primeira diferença do juros nominal defasado; e φ e ρ são coeficienes. Nese modelo de ajusameno, a primeira diferença da axa de juros nominal é calculada aravés da soma de dois componenes: o primeiro, a diferença enre a mea de juros nominal do FED e o juros defasado de um período; e o segundo, corresponde a primeira diferença da axa de juros nominal defasada. A especificação uilizada para esimar a regra de Taylor para os rês períodos supraciados é obida combinando-se as equações () e (2). Iso é: i = φα φ i + + φ β π + φ γ x + φ γ x + ρ i ε (3) 2 onde: α = r ( β ) π (4) Aravés da equação (4) verifica-se que não é possível esimar separadamene os parâmeros r e π, ou seja, a parir da esimaiva dos parâmeros α e β, fica deerminada uma relação linear enre r e π. Para cada valor de r corresponde um valor para π, e viceversa. As esimaivas das funções de reação para os períodos de Greenspan, Volcker e Burns foram realizadas uilizando-se o méodo dos mínimos quadrados ordinários (MQO). As séries de dados correspondenes às variáveis explicaivas e à variável dependene em periodicidade rimesral. O produo poencial foi esimado aravés de um méodo esruural desenvolvido pelo escriório de orçameno do congresso americano. Para cada sub-amosra, os auores realizaram duas esimaivas, sendo que na segunda, foram descaradas as variáveis cujos coeficienes não eram significaivos. No período Greenspan a esimaiva do coeficiene do hiao de produo defasado não é significaivo. O ajuse enre a axa de juros efeiva e a mea de juro do FED se dá de forma gradual, com um coeficiene de suavização (ρ) igual a 0,42. O valor do coeficiene do hiao de inflação é bem próximo ao valor considerado na regra de Taylor(0,5). Enreano, o valor do coeficiene do hiao de produo esimado é bem superior ao uilizado na regra de Taylor(0,5). 3

4 Os valores recomendados pela regra explicam 7% da variação da axa de juros nominal rimesral do FED. No período Volcker o valor do coeficiene de suavização (ρ) não é significaivo. As regressões sugerem que, nese período, a variação da axa de juros responde à variação do hiao do produo ao invés do seu valor absoluo. Esá resrição não é rejeiada para nenhum nível de significância convencional. O valor do coeficiene do hiao de inflação é bem próximo ao valor 0,5 considerado na regra de Taylor. A regra de Taylor para o período Volcker foi esimada com menor precisão do que no período Greenspan, o que pode ser consaado aravés da comparação enre os valores dos erros padrões das esimaivas. No período Burns os coeficienes dos hiaos de inflação e do produo não são significaivos. Isso fez com que a variação da axa de juros nominal se ornasse da mesma ordem do aumeno da inflação, não havendo ajuse dos juros reais com a variação da inflação. A fala de resposa do juros real aos desvios da inflação e do produo em relação as suas meas foi uma falha crucial da políica moneária da época, que permiiu o aumeno da inflação naquele período. Judd e Rudebusch concluíram que as funções de reação derivadas da regra de Taylor conseguem dar uma boa indicação do comporameno da políica moneária no período Greenspan. Da mesma forma que a regra de Taylor original, o resulado da regressão é consisene como uma políica que almeja o conrole da inflação ao longo prazo e a esabilização do produo no curo prazo. Enreano, a úlima difere da primeira principalmene em dois aspecos: no que diz respeio ao ajuse de forma gradual ao invés de insanânea da axa de juros aé que seja alcançada a mea de juros e na magniude do coeficiene do hiao do produo que é quase duas vezes superior ao recomendado por Taylor. Em relação ao período Volcker, concluem que as esimaivas são menos precisas que para o período Greenspan. A fala de significância esaísica do coeficiene de suavização indica que a axa de juros esipulada pelo FED nesse período se ajusou quase que insananeamene à mea, indicando uma reação agressiva em relação à inflação, o que levou a uma queda subsancial da mesma no período. Os resulados ambém demonsram a preocupação com a esabilização dos ciclos econômicos no período. Enreano, a reação do FED se deu mais em relação à axa de crescimeno do que em relação ao valor absoluo do produo real. Em relação ao período Burns a conclusão é de que houve uma oal acomodação quano à inflação, o que acarreou uma grande elevação da mesma. Isso ficou comprovado empiricamene aravés da não significância esaísica do coeficiene do hiao de inflação e do valor exremamene baixo da esimaiva da axa de juros real de equilíbrio, quando comparado com padrões usuais. Clarida, Galí e Gerler (998) esimaram as funções de reação de vários bancos cenrais de países indusrializados. Eles dividiram esses países em dois grupos de rês países: G3 (Esados Unidos, Alemanha e Japão) e E3 (Reino Unido, França e Iália). Os modelos uilizados foram baseados na regra de Taylor original. Cabe ressalar, porém, que, diferenemene da abordagem backward-looking considerada por Taylor (993), em que os valores passados de inflação e do produo foram uilizados no modelo, considerou-se uma abordagem forward-looking, na qual foram uilizadas as expecaivas de inflação e de produo. Para cada um dos países esimou-se uma especificação básica, cuja mea de axa de juros nominal possui a seguine forma: i ( E [ π / Ω ] π ] + ( E[ y / Ω ] y )) = i + ( β ) + n γ (5) 4

5 onde i é a axa de juros nominal de equilíbrio de longo prazo; π +n a axa de inflação enre os períodos e + n; E o valor esperado; Ω a informação disponível para o Banco Cenral; e β e γ são coeficienes. A dinâmica de ajusameno enre a axa de juros efeiva e a mea de juros para cada período foi especificada por: i φ i ( φ) i + v (6) = + onde φ [0,] e ν é o choque aleaório para a axa de juros. A dinâmica uilizada nese caso é um caso paricular da dinâmica apresenada em Judd e Rudebusch (998), que se obém quando ρ é igual a zero. Combinando-se as equação (5) e (6) obém-se: [ α + ( β ) E[ π n / Ω ] + γ E[ x / Ω ] + ( φ) i v i φ + (7) = + sendo α = i β π e x = y y é o hiao do produo. É possível recuperar o valor da mea de inflação (π ), aravés dos valores dos parâmeros α e β, uma vez que para uma amosra de dados suficienemene longa, vale a seguine igualdade: i = r + π (8) Subsiuindo-se o valor de α na equação (8), obém-se a expressão para a mea de inflação no período considerado: ( α ) β π = r / (9) onde r é a axa de juros real de equilíbrio de longo prazo. Os modelos alernaivos foram esimados com base na equação: [ α + β E[ π n / Ω ] + γ E[ x / Ω ] + ξ E[ z / Ω ] + ( φ) i v i φ + = + (0) onde z represena alernaivas das seguines variáveis explicaivas: axa de câmbio real, axa nominal de juros de país esrangeiro, ofera moneária e inflação defasada. A meodologia uilizada para realizar as esimaivas dos parâmeros do modelo para o grupo G3 foi o méodo dos momenos generalizados (GMM). O horizone de inflação considerado foi de um ano, sendo, porano, o valor de n na equação (0) igual a 2, uma vez que foram uilizados dados mensais. As daas iniciais dos períodos de amosragem de cada um dos países são: março de 979 para o Banco Cenral da Alemanha, abril de 979 para o Banco Cenral do Japão e ouubro de 979 para o FED, ocasiões nas quais o combae à inflação se ornou, segundos os auores, o principal objeivo de suas políicas moneárias. Para a daa final considerou-se 2 meses anes do mais recene dado que se dispunha, porque a expecaiva de inflação com horizone de 2 meses é uma das variáveis explicaivas do modelo. O índice de preços ao consumidor foi uilizado para medir a inflação e o índice de produção indusrial como proxy para o produo real. O hiao do produo foi obido uilizandose um modelo de endência quadráica como esimaiva do produo poencial. Os insrumenos uilizados para esimar os parâmeros do modelo para os vários países incluem valores defasados de,6,9 e 2 períodos das seguines variáveis: hiao do produo, inflação, diferença logarímica do índice de preços de uma commodiy mundial, axa de juros 5

6 nominal e diferença logarímica da axa de câmbio real da moeda do país com relação ao dólar americano. A especificação básica apresena, como resulado mais significaivo, o valor de,3 para o coeficiene do hiao de inflação (β). Sendo assim, um aumeno de % na expecaiva da axa de inflação anual, considerando-se o produo consane, faria com que o Banco Cenral da Alemanha aumenasse sua axa básica de juros em 3 ponos, o que acarrearia um aumeno de 3 ponos na axa de juros real. Já no caso do coeficiene do hiao do produo (γ), cujo valor é 0,25, um aumeno de % na expecaiva do produo, considerando-se a expecaiva de inflação consane, faria com que o Banco Cenral da Alemanha aumene sua axa básica de juros em 25 ponos. Eses resulados mosram que o Banco Cenral da Alemanha reagiu ano ao hiao da inflação quano ao hiao do produo real, apesar de fazê-lo de forma mais inensa na primeira. Nas especificações alernaivas nenhuma delas apresenou resulados melhores do que a especificação básica. Ao incluir-se a inflação defasada como variável explicaiva, obeve-se um valor igual a 0,2 para o seu coeficiene, valor ese que não é esaisicamene significaivo. Esa inclusão causou somene uma leve variação na esimaiva dos coeficienes dos hiaos de inflação e do produo, quando comparado com os mesmos valores aneriormene calculados para a especificação básica. Eses resulados sugerem que seja rejeiada uma posura backward-looking do Banco Cenral da Alemanha em favor de uma posura forwardlooking. A erceira especificação inclui como variável alernaiva o agregado moneário, que aparece na função de reação na forma de um desvio enre o logarimo do esoque moneário e da mea oficial do Banco Cenral da Alemanha. A inserção desa úlima variável ambém não é significaiva, não alerando praicamene os demais parâmeros. As duas úlimas especificações avaliam o efeio da políica moneária americana no comporameno do Banco Cenral da Alemanha. Elas consideram, respecivamene, a axa nominal de curo prazo do FED e a axa de câmbio marco alemão/dólar americano como variáveis alernaivas. As esimaivas dos seus coeficienes mosram que ambas variáveis, apesar de significaivas e de possuírem sinais correos de acordo com a eoria econômica, possuem valores de baixa magniude, causando efeio desprezível. Nesse caso ambém, as esimaivas ano do parâmero β quano do γ permanecem bem próximas às obidas na especificação básica. A esimaiva da mea de inflação de longo prazo (π ), cujo valor é,97% ao ano, foi realizada aravés da equação (9), uilizando como proxy para a axa de juros real de equilíbrio de longo prazo a média dos valores da axa de juros real de curo prazo no período da amosra. Os auores consideraram ese valor basane consisene, uma vez que a mea oficial de inflação para o Banco Cenral da Alemanha era de 2% ao ano. No caso do Japão a esimaiva do valor do coeficiene do hiao de inflação (β) é igual a 2,04, com desvio padrão de 0,9, sendo seu valor significaivamene maior do que a unidade. O valor enconrado para o coeficiene do hiao do produo (γ) é significaivo e possui sinal correo, enreano, o seu valor de 0,08 (desvio padrão de 0,03) é de pequena magniude. Comparando-se eses dois coeficienes, percebe-se que o Banco Cenral do Japão exerceu, no período analisado, um conrole muio maior da inflação do que em relação à esabilização do produo. Eles consideram, inclusive, que denre os países do G3, o Banco Cenral do Japão é o que mais se aproxima do chamado sisema de meas de inflação puro. Aravés da equação (9), esimou-se o valor da mea de inflação implícia (π ), a parir da média dos juros reais de curo prazo, cujo valor é de 3,32%, uilizado como proxy para o valor da axa de juros real de equilíbrio de longo prazo. O valor esimado (2,03%) foi considerado coerene e bem próximo ao valor enconrado para o Banco Cenral da Alemanha. A uilização de uma especificação com posura forward-looking alcançou melhores resulados do que a posura backward-looking, de forma semelhane ao ocorrido com o Banco 6

7 Cenral da Alemanha. A inclusão da inflação defasada na especificação básica não produziu aleração na mesma, além do seu coeficiene, cujo valor esimado foi de 0,06, não ser significaivo. A inclusão da ofera moneária como variável alernaiva ambém não se mosrou imporane. Devido à indisponibilidade de dados hisóricos sobre a mea de ofera moneária do Banco Cenral do Japão, foi uilizada na função de reação a média do crescimeno moneário (M2) dos rês úlimos meses. O coeficiene de ofera moneária é significane ao nível de 5%. No enano, supondo-se consane a expecaiva de inflação e do produo, % de aumeno no crescimeno moneário induz somene 0,07% de aumeno na axa básica de juros. Percebe-se, ambém, que os coeficienes das ouras variáveis não sofrem aleração. Em relação às inclusões, na especificação básica, da axa nominal de juros do FED ou da axa de câmbio real yen/dólar os efeios são muio pequenos, apesar dos coeficienes serem esaisicamene significaivos a 5%. Em resumo a especificação básica é a que melhor caraceriza a função de reação do Banco Cenral do Japão. Nas esimaivas das funções de reação para o Banco Cenral do Esados Unidos, diferenemene do modelo uilizado para Alemanha e Japão, foi uilizado um modelo de ajusameno de segunda ordem, de acordo com: i ρ ρ α + βπ + γx + ξ z + ρ i + ρ i + ν () ( )[ n ] = Esa especificação de ajusameno parcial é equivalene à de Judd e Rudebusch quando φ = ρ ρ 2 e ρ = ρ 2. A lisa de insrumenos uilizados no méodo de esimação é praicamene a mesmo dos dois casos aneriores, com exceção do juros esrangeiro e da axa de câmbio que não aparecem como variáveis explicaivas. Os valores dos coeficienes dos hiaos de inflação e do produo e seus respecivos desvios padrão são, respecivamene,,79 com erro padrão de 0,8 e 0,07 com erro padrão de 0,06. Segundo os auores, o valor de β, bem superior à unidade, indicou a posura agressiva do FED em relação ao conrole da inflação. Já o valor de γ indica que o hiao do produo foi considerado somene como uma medida de previsão para a inflação fuura. A esimaiva para a mea de inflação implícia (π ) no período, considerando-se um valor para a média dos juros real de curo prazo de 3,48% é de 4,04%, o que é um valor um pouco alo, sendo necessária, provavelmene, uma amosra maior para a realização desa esimaiva. O coeficiene da inflação defasada, inserida na função de reação como variável alernaiva, não é significaivo e possui sinal negaivo, ao conrário do esperado. Ese resulado demonsra, porano, que à semelhança dos ouros Bancos Cenrais, não se pode rejeiar a hipóese de que o FED em ido posura forward-looking. Ao conrário dos valores esimados para os ouros Bancos Cenrais, o coeficiene da variável crescimeno moneário é esaisicamene significaivo e de grande magniude. Manendo-se consane a expecaiva de inflação e do produo, um aumeno de % no crescimeno moneário induz um aumeno de 0,53% na axa de juros nominal do FED. Segundo os auores, ese resulado esá relacionado com o curo período de Volcker, no qual as operações eram focadas no alcance de meas específicas para as reservas bancárias do FED. Sendo assim, esimou-se novas funções de reação para a especificação básica e para as alernaivas, alerando-se o início do período de 979:0 para 982:0. Nese caso, os parâmeros da especificação básica sofrem somene uma pequena variação, com exceção do coeficiene do hiao do produo que varia de 0,07 para 0,56. A adição da inflação defasada como variável alernaiva na função de reação não foi considerada imporane. Adicionando novamene o crescimeno moneário como variável alernaiva, verifica-se que o valor do seu coeficiene passa de 0,53 (período inicial) para 0,2 e o coeficiene do hiao de inflação aumena de,05 para,26. A meodologia uilizada pelos auores para realizar as esimaivas dos parâmeros dos modelos para o grupo E3 ambém foi o GMM, sendo os dados da amosra com periodicidade 7

8 mensal. Foram considerados o índice de preços ao consumidor para medida da inflação, o índice de produção indusrial para medida do produo e a axa de juros no mercado inerbancário para a axa de juros da políica moneária. Os insrumenos usados no méodo de esimação são semelhanes aos uilizados para a Alemanha e para o Japão, com exceção da inflação defasada e do crescimeno moneário que não consam das funções de reação. Nas esimaivas das funções de reação para os bancos cenrais da Inglaerra, da França e da Iália os insrumenos uilizados no méodo de esimação incluem valores defasados de,6,9 e 2 períodos, das seguines variáveis: hiao do produo, inflação, diferença logarímica do índice de preços de uma commodiy mundial, axa de juros nominal, logarimo da axa de câmbio real da moeda do país com relação ao marco alemão e axa de juros básica do Banco Cenral da Alemanha. O Banco da Inglaerra não praicou uma políica agressiva em relação ao conrole da inflação pois o valor de β é ligeiramene inferior à unidade. Enreano, segundo os auores, a grande magniude do valor de α sugere que possa haver algum erro de especificação, corroborado pelo fao de que o valor esimado da axa de juros real de equilíbrio de longo prazo, calculada a parir de um valor de mea de inflação igual à considerada para a Alemanha (2%), é de 5,72%, valor ese considerado excessivo. A adição da axa básica de juros do Banco Cenral da Alemanha como variável alernaiva acarrea uma redução nos valores de α e β. O coeficiene desa variável é significaivo e de grande magniude. Considerando-se consane a expecaiva de inflação e do produo, um aumeno de um pono percenual na axa de juros alemã induziria um aumeno de 0,60% na axa de juros básica do Banco Cenral da Inglaerra. A axa de câmbio real libra/marco alemão não é imporane na função de reação, possuindo um valor de reduzida magniude, apesar de significaivo esaisicamene a 5%. O coeficiene do hiao de inflação no caso da França é superior à unidade e superior ao coeficiene esimado para a Inglaerra, sugerindo uma políica um pouco mais agressiva em relação ao conrole da inflação. Enreano, como no caso anerior, o valor de α é de grande magniude, o que pode significar erro na especificação. O fao da axa de juros real de equilíbrio de longo prazo esimada ser igual a 6,0% ao ano, para um valor de mea de inflação ambém de 2% ao ano, reforça a suspeia dos auores. A adição da axa de juros básica alemã na função de reação acarrea uma sensível redução nos valores de α e β. O efeio dessa variável é ainda maior do que no caso da Inglaerra. Manendo-se consane a expecaiva de inflação e do produo, um aumeno de um pono percenual na axa de juros alemã induz um aumeno de 4 ponos na axa de juros básica do Banco Cenral da França. A adição da axa de câmbio real franco/marco alemão faz com que o valor de α seja ainda superior ao valor da especificação básica, sugerindo, provavelmene, erro na especificação, a despeio da grande magniude ano do seu coeficiene quano do coeficiene do hiao de inflação. A esimaiva de β, ligeiramene menor que a unidade, denoa que o Banco Cenral da Iália não praicou uma políica agressiva em relação ao conrole da inflação no período. Enreano, ese resulado ambém em que ser avaliado com cuidado, pois o valor de α é de grande magniude, o que sugere erro de especificação, fao ese corroborado pelo valor esimado de 6,94% ao ano para a axa de juros real de equilíbrio de longo prazo, valor considerado excessivo pelos auores, para uma mea de inflação de 2% ao ano. A adição da axa de juros básica alemã é basane represenaiva, acarreando uma ligeira redução no valor de α e acenuado no valor de β. Considerando-se consane a expecaiva de inflação e do produo, um aumeno de um pono percenual na axa de juros alemã induz um aumeno de 59 ponos na axa de juros básica do Banco Cenral da Iália, praicamene idênico àquela que ocorreu para a Inglaerra. A axa de câmbio real lira/marco alemão não foi imporane na função de reação, possuindo um coeficiene de reduzida magniude e com sinal inverido. 8

9 PAÍSES EMERGENTES Mohany e Klau (2004) avaliaram o comporameno da políica moneária de reze Bancos Cenrais de países emergenes. Os países analisados foram os seguines: Índia, Coréia, Filipinas, Taiwan, Tailândia, Brasil, Chile, México, Peru, República Tcheca, Hungria, Polônia e África do Sul. Cabe ressalar, que dos reze países abordados por ocasião do esudo somene Índia e Taiwan ainda não inham implemenado o sisema de meas de inflação. Esa arefa foi realizada aravés da esimaiva das funções de reação desses bancos, considerando a axa de juros nominal como insrumeno da políica moneária. O objeivo principal era avaliar empiricamene se os bancos dos países emergenes reagem à inflação, ao hiao do produo e à variação da axa de câmbio real. Em muios países, a correlação enre a axa de juros nominal e a axa de inflação é alamene posiiva sendo o valor, no caso do Brasil, igual a 0,6. Verificou-se ambém que, com exceção do Chile, a correlação enre a axa de juros nominal e a axa de câmbio é negaiva, sendo o valor no caso do Brasil igual a 0,08. Já a correlação enre a axa de juros nominal e o hiao do produo é, na maioria dos países, posiiva. Enreano, segundo os auores, é eoricamene surpreendene o resulado negaivo enconrado no caso do México, Hungria e África do Sul. Os auores consaaram que os países com maior volailidade na axa de juros nominal são aqueles que possuem hisórico de grande variação no índice de preços e na axa de câmbio. A América Laina com seu passado recene de hiperinflação e desvalorização cambial, apresena uma maior volailidade da axa de juros nominal, quando comparado com os países da Ásia e da Europa. Denre as variáveis analisadas o hiao do produo é a que apresena menor volailidade. Mohany e Klau (2004) resumem esa invesigação preliminar concluindo que a axa de juros nominal possui uma esreia correlação ano com a axa de inflação quano com a axa de câmbio. Já no caso do hiao do produo, a correlação se mosrou ambígua no período da amosra. Mohany e Klau esimam rês funções de reação. A primeira especificação, considerada básica, é uma função de reação backward-looking que reage à axa de inflação, ao nível do hiao do produo e à variação da axa de câmbio. A segunda equação, apesar de backward-looking, reage aos desvios da axa de inflação e da axa de câmbio em relação aos seus valores de referência (meas), de modo a esar a robusez da função de reação inicial quano à aleração na especificação. A meodologia uilizada para a esimaiva dos parâmeros dessas especificações foi o méodo dos mínimos quadrados ordinários (MQO). Por fim, a erceira equação é uma versão forward-looking da primeira função de reação, ou seja, reage às expecaivas das variáveis, assumindo que a políica moneária anecipa os efeios ao invés de ser reaiva. Esa úlima versão eve como inuio esar a robusez da especificação básica quano à aleração na especificação e à uilização de méodos alernaivos de esimação. A meodologia uilizada para a esimaiva dos parâmeros dessa úlima especificação foi o méodo dos momenos generalizados (GMM), usando como insrumenos os valores defasados da axa de juros nominal e valores correnes e defasados do crescimeno moneário, do crescimeno das exporações, da axa de câmbio e do hiao do produo. Os dados uilizados para as esimaivas dos parâmeros são rimesrais, sendo o pono inicial o ano de 995, e o pono final o ano de No caso da esimaiva do modelo com variáveis esperadas os dados uilizados são mensais, sendo o período da amosra de 998 a Nesses rês modelos, a axa de juros nominal foi uilizada como variável dependene. No caso das regressões com dados rimesrais o produo poencial foi derivado aravés da uilização de um filro HP aplicado à série do produo real. No caso do modelo com dados Índia, Filipinas e África do Sul são considerados exceções por apresenarem coeficienes de correlação abaixo de 0,5. 9

10 mensais uilizou-se o índice de produção indusrial como proxy para o produo real. A mea de inflação, para o modelo rimesral, foi obida a parir da uilização do filro HP aplicado à série da axa de inflação, e no caso do modelo com dados mensais uilizou-se os valores de meas anunciados pelos respecivos Bancos Cenrais. A especificação básica possui a seguine forma: i = + β π + γ x + λ xr + λ2 xr + φ) i κ ( + ν (2) onde xr é o logarimo da axa de câmbio real efeiva (aumeno significa valorização). Os resulados sugerem que a função reação, descria na equação (2), explica muio bem o comporameno em ermos de políica moneária dos países emergenes incluídos nese esudo. Os valores de R 2 são odos superiores a 0,70. As funções de reação esimadas são livres de problemas de auocorrelação de resíduos. A maioria dos coeficienes apresena sinal correo. Enreano, alguns coeficienes não são significaivos esaisicamene ao nível de 5%, e os resulados das regressões para o Brasil e África do Sul, com base na especificação básica, são pouco precisos. No caso do Brasil, a regra recomenda valores de axa nominal de juros noadamene superiores aos esipulados pelo BACEN, a parir da desvalorização cambial de 999. Os resulados evidenciam, ambém, que o insrumeno de políica moneária nos países emergenes é ajusado de maneira gradual ao invés de insanânea, de acordo com os valores dos coeficienes de suavização da axa de juros nominal. Aproximadamene 50% dos valores do coeficiene de inflação de longo prazo são superiores à unidade, evidenciando que não houve acomodação em ermos do conrole da inflação por pare dos países emergenes naquele período. Com exceção feia ao Brasil, cujo valor do coeficiene de inflação de longo prazo esimado é 0,29, a maioria dos países da América Laina e da Ásia apresena valores superiores aos dos países da Europa Cenral. Os seguines países apresenam valores significaivos ao nível de 5% para o hiao do produo: República Tcheca, Índia, Coréia, México, Polônia, Taiwan e Tailândia. Nos ouros países, o coeficiene não apresena significância esaísica para o mesmo nível. Enreano, os auores ressalam que o esimador do hiao do produo pode ser viciado, devido à dificuldade na medida de valores adequados para ese desvio. Com exceção do Chile, o coeficiene de longo prazo para o hiao do produo é maior nos países da América Laina e Europa Cenral do que no caso dos países asiáicos. Eses resulados, segundo os auores, revelam a paricipação de ouras políicas, como a políica fiscal, na esabilização do produo. Eles ciam que, nos países asiáicos, após a crise cambial de , a políica fiscal passou a er um imporane papel, reduzindo a necessidade de uma resposa mais agressiva da políica moneária em relação ao hiao do produo. De maneira conrária, o papel da políica fiscal nos países da América Laina foi exremamene fraco nesse período, necessiando, porano, de uma maior ação do Banco Cenral desses países, no que diz respeio à esabilização do produo. Em relação à variação da axa de câmbio, o coeficiene dessa variável apresena sinal correo e é significaivo para a maioria dos países. No caso do coeficiene de variação defasada da axa de câmbio, alguns países apresenam coeficiene posiivo, o que evidenciaria reversão no senido de aleração da axa de juros. Enreano, em nenhum desses casos o coeficiene é esaisicamene significaivo a 5%. Por ouro lado, os países que apresenam valor negaivo e significaivo para ese coeficiene (Coréia, Índia, México, Peru, Tailândia e África do Sul), indicam um alo grau de persisência de choque na axa de câmbio. A esimaiva no caso do Chile apresena sinais inveridos para os valores dos coeficienes da variação da axa de câmbio aual e defasada. Enreano, eses coeficienes possuem a mesma magniude, sugerindo que a políica econômica naquele país não respondeu às fluuações na axa de câmbio no período em quesão. 0

11 As úlimas conclusões de Mohany e Klau dizem respeio à paricipação das variáveis explicaivas na volailidade da axa de juros nominal no período da amosra. Os resulados sugerem que a variação da axa de câmbio é o principal faor causador da volailidade na axa de juros nominal, endo paricipação bem superior comparaivamene com a inflação e com o hiao do produo. Esse resulado ambém é válido no caso na conribuição para a média da axa de juros do período do esudo. A especificação baseada nos desvios da inflação e da axa de câmbio em relação aos seus valores de longo prazo possui a seguine forma: i ( π π ) + γ x + λ ( xr xr ) + λ2 ( xr xr ) + ( φ i ν = 0 ) θ + ( β ) + (3) onde os símbolos êm o mesmo significado das equações aneriores. Os sinais e magniudes dos parâmeros esimados praicamene não diferem dos apresenados na especificação básica. Enreano, houve um ligeiro decréscimo na significância dos parâmeros. Com exceção da África do Sul e do México, as resposas da axa de juros à inflação e ao hiao do produo declinaram em relação à especificação básica. No que diz respeio aos coeficienes da axa de câmbio, correne e defasada, a maioria deles é significaivo e possui sinal correo. Eses resulados, reforçam a imporância dos choques da axa de câmbio e da resposa dos Bancos Cenrais a ese parâmero no período em quesão, conforme ocorrida na especificação básica. A esimação dos parâmeros da equação (3) uilizando-se as expecaivas das variáveis explicaivas confirmam os resulados esimados aneriormene, indicando a robusez do modelo básico quano à aleração na especificação e no méodo de esimação para países emergenes. Enreano, observa-se alguns casos de sinais rocados e de variação na magniude dos coeficienes. Com base nas evidências empíricas que eles apresenaram, Mohany e Klau (2004) concluem que: i) os bancos cenrais de alguns dos países esudados respondem agressivamene à inflação, conforme pode ser consaado aravés dos valores do coeficiene de inflação de longo prazo superior à unidade; e ii) a maioria dos países considera a esabilização da axa de câmbio como um objeivo de políica moneária, sendo inclusive a resposa da axa de juros em relação a essa variável superior à verificada em relação à inflação e ao hiao do produo. Minella, Freias, Goldfajn e Muinhos (2002) esimaram funções de reação para o Banco Cenral do Brasil (BACEN), com base na seguine especificação: i = ) i + φ ( α 0 + γ x + β D ) ν ( φ + (4) onde D é o desvio enre a expecaiva de inflação e a sua mea. A axa de juros nominal é função do hiao do produo defasado, do desvio da expecaiva de inflação da sua mea e da axa de juros defasada. A amosra é formada por dados mensais de julho de 999 a junho de O índice da produção indusrial ajusado sazonalmene foi uilizado como proxy para o produo real. O hiao do produo foi obido aravés do desvio percenual enre o produo real e o produo poencial, sendo ese úlimo exraído da uilização do filro HP na série dos índices da produção indusrial. 2 Foram uilizadas duas medidas de expecaiva de inflação: a expecaiva de inflação esimada pelo BACEN e divulgada nos seus relaórios rimesrais e as expecaivas de inflação do mercado (insiuições financeiras e firmas de consulorias). 2 Esimaivas para o hiao do produo considerando-se o crescimeno do produo e a uilização de uma endência linear para o produo poencial, ambém foram realizadas. Enreano, os resulados foram similares.

12 Para o cálculo do desvio da expecaiva de inflação da sua mea foi uilizado a formulação: D ( 2 )/2( ) /2( + + ) E + j π j Eπ j π = j π (5) onde é um índice correspondene ao mês; j um índice correspondene ao ano; E π j a expecaiva do mês para inflação do ano j; π j a mea de inflação do ano j; E π j+ a expecaiva do mês para inflação do ano j +; π j+ a mea de inflação do ano j +. O desvio D é uma média ponderada enre os desvios no ano correne e no ano seguine, sendo os valores dos pesos inversamene proporcionais ao número de meses que resam para erminar o ano correne. Nos resulados das esimaivas da equação (4) exise correlação serial de resíduos quando se uiliza somene a primeira defasagem da axa de juros. Ese problema foi corrigido aravés da inclusão ambém da segunda defasagem da axa de juros. Os resulados indicam que o BACEN ajusa a axa selic de maneira bem gradual, o que pode ser consaado pelos valores dos coeficienes de suavização da ordem de 0,8. O coeficiene do hiao do produo não é significaivo esaisicamene quando se uilizam as expecaivas de inflação de mercado e possui sinal inverido quando se uilizam as expecaivas de inflação do BACEN. Os valores dos coeficienes dos desvios das expecaivas de inflação em relação às meas de inflação (.84 e.42) são significaivos e bem superiores à unidade. A axa de câmbio não apresena significância esaísica quando inserida como variável explicaiva na função de reação. Minella e al. (2002) concluíram que no período analisado o BACEN eve uma posura forward-looking e respondeu agressivamene aos desvios enre a expecaiva de inflação e a sua mea. Holland (2005) esimou uma função de reação para o BACEN a parir da implemenação do sisema de meas de inflação. Seu rabalho eve como inuio verificar empiricamene se os Bancos Cenrais de países emergenes como o Brasil, e que esão sob o regime de câmbio fluuane, respondem aos choques de câmbio aravés do insrumeno de políica moneária. Segundo o auor, ese quesionameno é basane plausível, uma vez que exisem pesquisadores que acrediam que alguns países emergenes sofrem de fear of floaing, ou seja, uilizam-se de mecanismos ais como o manejo da axa básica de juros para conrolar a volailidade da axa de câmbio, mesmo em regime de câmbio fluuane. A função de reação esimada foi baseada no modelo forward-looking de Clarida, Galí e Gerler (998). Nese modelo, a axa básica de juros é uma função da expecaiva de inflação (π +n ) e do hiao do produo (x ), além da axa de câmbio real (z ), conforme a seguine especificação: [ α + βe[ π + n / Ω ] + γe[ x / Ω ] + ξe[ z / Ω ] + ( φ) i v i φ + (6) = A amosra de dados é mensal, compreendendo o período de 999:07 a 2005:0. A axa de juros é a axa básica de juros (selic) do BACEN, e a axa de inflação uilizada é a expecaiva de mercado levanada periodicamene pelo BACEN, para o IPCA dos doze meses seguines. Para a obenção da série do produo real, uilizou-se como proxy a série do índice de produção indusrial (ajusada sazonalmene). O produo poencial foi obido aravés da suavização do produo real a parir da uilização de um filro HP. A axa de câmbio real foi obida aravés da deflação da axa de câmbio nominal (R$/US$) a parir do índice de preços ao consumidor (IPC Brasil) e do índice de preços por aacado (WPI Esados Unidos). A meodologia uilizada para esimaiva dos parâmeros da função de reação foi o méodo dos momenos generalizados (GMM). As variáveis insrumenais uilizadas foram os 2

13 valores defasados de,6, 9 e 2 períodos das seguines variáveis: axa básica de juros (selic), índice de preços ao consumidor (IPC), índice de produção indusrial e a depreciação da axa de câmbio real. Holland (2005) concluiu que o BACEN em ido uma posura agressiva em relação ao conrole da inflação, o que pode ser consaado aravés dos valores dos coeficienes de inflação (β) bem superiores à unidade e basane significaivos esaisicamene. Percebeu-se ambém que os valores de β são influenciados pelo méodo de cálculo do produo poencial. Quando se uiliza o méodo da endência linear, os valores são superiores aos enconrados quando se uiliza o filro HP. Os valores dos coeficienes do hiao do produo (negaivos), são conrários ao preconizado pela eoria econômica. Enreano, o auor alega que essa aparene conradição seria causada pela crise energéica ocorrida no período em quesão. Os valores esimados para os coeficienes da depreciação do câmbio real (ξ) não são significaivos esaisicamene, sugerindo que a políica moneária brasileira não responde à depreciação na axa de câmbio real. Por fim, Holland (2005) esou as variáveis axa de juros básica do FED e axa de inflação americana, de forma a verificar se a políica moneária americana é uma resrição exerna à nossa políica, mas não enconrou resulados significaivos. 3. ESPECIFICAÇÃO DE MODELOS E ESTIMATIVAS DE PARÂMETROS Os modelos economéricos esimados nese rabalho são baseados numa versão forward-looking da regra de Taylor, ou seja, considera-se a expecaiva de inflação ao invés da inflação correne ou passada, à semelhança do modelo apresenado por Clarida, Galí e Gerler (998), e serão especificados de acordo com a equação: i ( β )( π π ) + γ x + γ x + λ ( xr xr ) = r n 2 π (7) A dinâmica de ajusameno, baseada em Judd e Rudebusch (998), supõe que a variação da axa de juros depende do hiao enre a mea de juros desejada pelo Banco Cenral e a axa de juros do período anerior, e da variação de axa de juros no período passado: i ( i i ) + ρ i = φ (8) Combinando-se as equações (7) e (8), obém-se: i ( i π ) + φ β ( π + n π ) + φ γ x + φ γ 2 x + φ λ ( xr xr ) + ρ i = α φ (9) sendo α = φ r. Quando a axa de juro real de equilíbrio de longo prazo ( r ) varia com o empo, a equação (9) ransforma-se em: i ( i π r ) + φ β ( π + n π ) + φγ x + φγ 2 x + φλ( xr xr ) + ρ i = φ (20) Eses modelos incluem, além dos hiaos da inflação e do produo, a variação da axa de câmbio real como variável explicaiva. Enreano, cabe ressalar que os modelos especificados nese rabalho diferem dos apresenados por Judd e Rudebusch (998) e Clarida, Galí e Gerler (998), principalmene por considerarem, em alguns casos, ano a mea de inflação quano a axa de juros real de equilíbrio variáveis no empo. No que se refere à mea de inflação, opou-se por incluí-la variável explicaiva, uma vez que a políica moneária brasileira em meas de inflação explícias e que variam ao longo do empo. Já a axa de juros 3

14 real de equilíbrio de longo prazo é uma consane na equação (9) e variável no empo na equação (20). No caso desa segunda especificaçãp uiliza-se a soma enre o juros real do FED e o risco-país como proxy para a axa de juros real de equilíbrio de longo prazo, supondo-se que a economia brasileira seja uma economia pequena e abera na cona de capiais do balanço de pagamenos. DESCRIÇÃO DAS VARIÁVEIS E DOS DADOS A variável dependene em odos os modelos esimados é a primeira diferença da axa de juros nominal ( i ). A axa de juros nominal é a axa básica de juros da economia brasileira (axa selic), fixada pelo BACEN nas reuniões do COPOM. A série de dados mensais é ransformada em axa percenual anual, o mesmo aconecendo com as demais variáveis do modelo. O índice de preços uilizado para medida de inflação é o índice de preços ao consumidor amplo (IPCA) cujo cálculo é de responsabilidade do Insiuo Brasileiro de Geografia e Esaísica (IBGE). 3 Ese índice foi escolhido pelo CMN como referência para o sisema de meas de inflação. Cabe ressalar, enreano, que os modelos rabalham com expecaivas de inflação ao invés de inflação correne ou passada. A forma de cálculo do desvio enre a expecaiva de inflação e a sua mea depende do modelo em quesão. Foram uilizadas duas meodologias para o cálculo do desvio: a primeira é baseada na expressão de desvio apresenada em Minella e al. (2002) e descrio na equação (5); a segunda baseia-se no desvio simples enre a expecaiva de inflação de mercado para os próximos doze meses e a mea de inflação, al como uilizado em Clarida, Galí e Gerler (998). As séries de dados mensais represenaivas das expecaivas de inflação foram obidas do Banco Cenral do Brasil (BACEN). É imporane desacar a diferença enre as séries de dados das expecaivas de inflação uilizadas em cada uma das meodologias descrias acima. No caso do cálculo do desvio baseado em Minella e al. (2002), considera-se, para cada período, a expecaiva de inflação do ano correne e do ano seguine. Já no caso de Clarida, Galí e Gerler (998), para cada período considera-se a expecaiva de inflação nos próximos doze meses. As meas de inflação são esabelecidas pelo CMN. Ese órgão esipula no ano a mea de inflação e seu inervalo de variação, acima ou abaixo do cenro da mea, a ser aingida no ano +2. Para cada mês dos anos perencenes ao período da amosra considerou-se como dado o cenro da mea do ano correspondene. A série de dados mensais dessa variável explicaiva foi obida do BACEN. Com o inuio de eviar inerpolações de dados, e dessa forma aumenar a precisão das esimaivas, uilizou-se a série de índices de produção indusrial mensal (ajusada sazonalmene) como proxy para o produo real, uma vez que as séries disponíveis de produo são rimesrais ou anuais. Cabe ressalar que esa práica é amplamene uilizada na lieraura. A série dos índices de produção indusrial foi obida do IBGE. Os dados referenes ao produo poencial foram deerminados com base em duas meodologias: na primeira, obém-se a série aravés da suavização do produo real, uilizando-se um filro HP com parâmero de suavização igual a 4400; na segunda, obém-se a série, assumindo-se uma variação linear para o produo poencial. 4 3 O IPCA é calculado pelo IBGE desde 980 e mede as variações de preços ao consumidor nas regiões meropolianas de Belém, Foraleza, Recife, Salvador, Belo Horizone, Rio de Janeiro, São Paulo, Curiiba, Poro Alegre, Brasília e no município de Goiânia. Ese índice reflee a variação dos preços das cesas de consumo de famílias com renda mensal de a 40 salários mínimos, qualquer que seja a fone de renda. 4 Para maiores informações ver Hodrick, R.J. and E.C. Presco (997) Poswar U.S. Business Cycles: An Empirical Invesigaion, Journal of Money, Credi, and Banking, 29, 6. 4

15 A axa de câmbio real é incluída nos modelos na forma de um desvio enre a primeira diferença do logarimo da axa de câmbio real e a primeira diferença do logarimo da axa de câmbio real defasada. Esa forma foi selecionada porque durane as várias esimaivas realizadas para escolha dos modelos, percebeu-se que a variável desvio se mosrou sempre significaiva esaisicamene, o que nem sempre ocorria quando se uilizava os valores absoluos das diferenças da variável correne e defasada, como em Mohany e Klau (2004, p.9). A axa de câmbio especificada no modelo é a axa de câmbio real efeiva (índice). A axa de juro real de equilíbrio de longo prazo é uma consane na equação (9) e variável no empo na equação (20). A soma enre a axa de juros real do FED e o risco-país é uilizado como proxy para variável axa de juros real de equilíbrio de longo prazo na equação (20). A série de dados represenaiva do juros real do FED foi obida a parir da axa de juros nominal do FED e do índice de preços ao consumidor americano (CPI). O risco-país é medido pela axa de risco do C-Bond. ANÁLISE ECONOMÉTRICA Foram esimadas doze funções de reação, sendo quaro baseadas no modelo da equação (9) e oio no modelo da equação (20). A meodologia uilizada para a esimaiva dos parâmeros foi o méodo dos mínimos quadrados de dois eságios. Ese méodo é adequado quando se uiliza expecaiva de variáveis, de forma a eliminar os problemas decorrenes da correlação enre os resíduos e as variáveis explicaivas, o que poderia acarrear resulados espúrios. Além da consane, no caso dos modelos que possuem inercepo, as seguines variáveis defasadas de um a quaro períodos foram uilizadas como insrumenos: a primeira diferença da axa de juros nominal, o desvio enre a axa de juros defasada e a mea de inflação ou o desvio enre a axa de juros defasada e a soma enre a mea de inflação e a axa de juros de equilíbrio de longo prazo, o desvio enre a expecaiva de inflação e a mea de inflação, o hiao do produo e a variação enre a primeira diferença do logarimo da axa de câmbio real correne e a primeira diferença do logarimo da axa de câmbio real defasada. Nos modelos em que o desvio enre a expecaiva de inflação e a sua mea foi calculado com base na expressão apresenada em Minella e al. (2002), o período da amosra de dados é: 2000:05 a 2005:0; e nos modelos em que o desvio foi calculado com base em Clarida, Galí e Gerler (999), o período da amosra é: 2002:03 a 2005:0. Cabe ressalar que a diferença enre as ampliudes desses dois períodos é devido à disponibilidade dos dados. O ese da raiz uniária Aumenado Dickey-Fuller (ADF) foi uilizado para verificar se as séries de empo do modelo são esacionárias ou não. As reze séries usadas nas regressões são inegradas de ordem zero (I(0)) ao nível de significância de 5%. Os parâmeros de curo prazo para os modelos das equações (9) e (20) foram esimados pelas regressões: i i = a = a + a ( i ) + a2 ( π + n π ) + a3x + a4 x + a5 ( xr xr ) + a6 i π (2) 0 ( i r ) + a2 ( π + n π ) + a3x + a4 x + a5 ( xr xr ) + a6 i π (22) A maioria dos parâmeros esimados em cada modelo, de acordo com a abela, são significaivos esaisicamene a um nível de significância de %, sendo o resane significaivo a 5% ou 0%. Os sinais dos parâmeros esão odos de acordo com a eoria econômica. A análise dos resíduos indicam que somene os modelos, 5, 6, 7 e 8 não êm 5