PRICE PUZZLE E CANAL DE CUSTO DA POLÍTICA MONETÁRIA: EVIDÊNCIAS PARA A ECONOMIA BRASILEIRA

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1 PRICE PUZZLE E CANAL DE CUSTO DA POLÍTICA MONETÁRIA: EVIDÊNCIAS PARA A ECONOMIA BRASILEIRA Fernando Gena dos Sanos 1 Fabio Kanczk 2 Resmo: Nese rabalho, esimo-se a imporância do canal de cso da políica moneária por meio de m modelo novo-keynesiano dinâmico e esocásico de eqilíbrio geral. Para ano, aleramos o modelo convencional, assmindo qe ma parcela das firmas precise conrair emprésimos para pagar sa folha salarial. Desa forma, a elevação da axa nominal de jro impaca posiivamene o cso niário do rabalho efeivo, podendo acarrear em ameno da inflação. Ese arigo analisa as condições necessárias para qe o modelo gere esa resposa posiiva da inflação ao apero moneário, fenômeno esse qe fico conhecido como price pzzle. Devido ao so da meodologia DSGE-VAR, os reslados aqi enconrados podem ser comparados ano com a lierara qe raa o pzzle como m problema de idenificação dos modelos VAR como com a lierara qe avalia o canal de cso por meio de modelos novo-keynesianos. Palavras-chave: Políica Moneária, Macroeconomia, Economeria Bayesiana. Códigos JEL: E37, E47, E5, E52. Absrac: This paper esimaes he imporance of he cos-psh channel of moneary policy hrogh a new Keynesian dynamic sochasic general eqilibrim model. To his end, we changed he convenional model, assming now ha a share of firms needs o borrow o pay is payroll. Ths, an increase in he nominal ineres rae posiively impacs he effecive ni labor cos and may resl in an inflaion hike. This aricle analyzes he necessary condiions for he model o exhibi a posiive response of inflaion o a moneary ighening, a phenomenon ha became known as he price pzzle. Becase I se he DSGE- VAR mehodology, he presen resls can be compared boh wih he empirical lierare dealing wih he pzzle as an idenificaion problem of VAR models and wih he heoreical lierare ha evalaes he cos-psh channel hrogh new Keynesian models. Keywords: Moneary policy, Macroeconomics, Bayesian economerics JEL Codes: E37, E47, E5, E52. Classificação Anpec: Área 3 Macroeconomia, Economia Moneária e Finanças 1 MCM Conslores Associados. 2 Professor Tilar da Facldade de Economia, Adminisração e Conabilidade da Universidade de São Palo (FEA-USP).

2 PRICE PUZZLE E CANAL DE CUSTO DA POLÍTICA MONETÁRIA: EVIDÊNCIAS PARA A ECONOMIA BRASILEIRA 1. Inrodção Desde o seminal rabalho de Sims (1980), os Veores Aorregressivos (VAR) êm sido amplamene ilizados na lierara empírica macroeconômica. Os modelos VAR êm especial desaqe na análise dos impacos da políica moneária nas demais variáveis econômicas, como, por exemplo, em Chrisiano e. al. (1999). No enano, esdos baseados neses modelos não raramene se deparam com m reslado conroverso e gerador de desconforo em boa pare dos economisas, qal seja, qe m choqe conracionisa de políica moneária seria scedido por ma elevação inicial dos preços. Como pioneiramene idenificado por Sims (1992), ese reslado é robso a diferenes países e momenos da hisória. Dada à dissonância do fenômeno spraciado com a eoria econômica radicional, a correlação posiiva enre o nível geral de preços (o, no caso de esdos poseriores, a axa de inflação) e a axa nominal de jros fico conhecida na lierara como price pzzle 3. Tal reslado geralmene não é afeado pela perma enre inflação e índice de preços no VAR esimado. Desa forma, nese arigo, ilizaremos indiscriminadamene o ermo price pzzle, a despeio de boa pare dos rabalhos revisiados na revisão da lierara e de odas as esimações aqi realizadas ilizarem a axa de inflação, e não o nível de preços. Nas úlimas das décadas, diversos arigos foram feios em bsca de ma solção para o price pzzle. No geral, é possível classificá-los em dois grpos disinos. O primeiro aborda a relação não convencional enre inflação e axa de jros como ma qesão pramene esaísica. Basicamene, o price pzzle seria fro de problemas de idenificação na esimação dos modelos VAR. Sendo assim, caso fossem incorporadas variáveis adicionais e/o ilizadas diferenes resrições na mariz qe recpera os choqes esrrais a parir dos resídos do modelo em sa forma redzida, o price pzzle simplesmene desapareceria, fazendo com qe as simlações realizadas a parir de fnções de resposa ao implso necessariamene gerassem o comporameno convencional da inflação frene a m choqe exógeno de políica moneária. O segndo grpo, por sa vez, qesiona a eoria convencional no qe oca os efeios de ma conração moneária não anecipada pelos agenes econômicos. Assim, a elevação dos preços em resposa à conração moneária inesperada seria fro da exisência de oro canal de ransmissão da políica moneária, qe, ao conrário do canal radicional de demanda, operaria aravés da ofera agregada. Ese canal de cso (cos-psh channel) da políica moneária poderia se manifesar de inúmeras formas. Uma das mais poplares, ilizada inclsive nese arigo, se refere ao impaco do ameno dos jros nas despesas financeiras das empresas. Desa forma, ao invés de mero problema de idenificação esaísica, a relação posiiva enre jros e inflação seria clara evidência de qe, ao menos no cro prazo, o canal de cso seria predominane sobre o radicional canal de demanda. Como veremos adiane, m aspeco crcial na lierara do price pzzle (o do canal de cso, dependendo do grpo em qesão) é qe as das linhas de pesqisa spraciadas mio raramene dialogam enre si, o qe redz significaivamene a robsez dos reslados enconrados. Isso porqe as conclsões omadas por cada m dos lados não é capaz de, isoladamene, responder às pergnas feias pelo grpo de pesqisa alernaivo. Por exemplo, analisemos os possíveis reslados obidos pela lierara qe esda o price pzzle por meio de modelos VAR. Por m lado, caso a inclsão de oras variáveis no modelo, ais como o preço de commodiies o de índices de preços ao prodor, seja sficiene para fazer com qe m choqe conracionisa de políica moneária seja scedido por redção imediaa dos preços, pode-se inferir qe o comporameno anes observado (elevação dos preços após conração moneária) era fro de m problema de idenificação. No enano, ainda assim não seria possível descarar a exisência do canal de cso, qe poderia sim exisir e ser relevane, embora dominado pelo canal de demanda radicional. Por 3 O ermo price pzzle foi cnhado pioneiramene por Eichenbam (1992).

3 oro lado, a não eliminação do pzzle mesmo após a inclsão das variáveis ampoco seria sficiene para irar sbsanciais conclsões sobre o canal de cso, dado qe ese não é direamene modelado no VAR. Desa forma, o comporameno aípico coninaria sendo enigmáico e o canal de cso seria apenas ma das possíveis explicações para responder a esa qesão. Por sa vez, os arigos qe modelam expliciamene o canal de cso não são capazes de jsificar o comporameno (eoricamene) aípico dos preços reprodzido reglarmene pelos modelos VAR. Por m lado, a esmagadora maioria dos arigos qe esda direamene o canal de cso o faz única e exclsivamene por meio da esimação de ma versão da crva de Phillips qe incli ambém a axa nominal de jros no conjno de variáveis explicaivas. A análise da exisência/relevância do canal direo da políica moneária na ofera agregada se faz por meio da análise do coeficiene referene ao jro nominal. Condo, como não há m sisema compleo de eqações, al esraégia não permie, por si só, dizer qe al efeio seria sperior à qeda de preços ocasionada pela conração da demanda, gerando assim o comporameno aípico dos preços em resposa ao choqe moneário. Para solcionar o problema aponado no parágrafo acima, seria naral ilizar modelos mais compleos, como é o caso dos modelos de eqilíbrio geral. No enano, é imporane ressalar qe, como veremos na próxima seção, mesmo aqeles rabalhos qe direa o indireamene analisam o canal de cso por meio deses modelos, ornando viável a comparação enre a magnide do canal de cso e do canal radicional de demanda, possem aspecos críicos qe acabam por redzir a robsez dos reslados obidos. As esraégias de esimação ilizadas são basicamene das: a primeira delas consise em escolher os valores dos parâmeros esrrais de forma qe o modelo imie o máximo possível o comporameno do VAR (mais precisamene, das fnções de resposa ao implso geradas pelo VAR). Desa forma, caso o VAR de referência prodza o price pzzle, o processo de esimação ilizado faz com qe os parâmeros referenes ao canal de cso sejam direcionados de forma qe o modelo esrral imie ese comporameno do veor aorregressivo. No enano, nese caso a relevância do canal de cso erá sido direamene deerminada pela presença do pzzle no VAR, ficando assim exposa às mesmas críicas qe se faz ao so direo dos veores aorregressivos na análise do cos-psh channel. Nese arigo, bscamos preencher esa lacna na lierara, conornando os problemas spraciados aravés de ma única meodologia para analisar, simlaneamene, a exisência do canal de cso da políica moneária e os deerminanes do price pzzle. A esraégia ilizada foi esimar, aravés da meodologia DSGE-VAR, m modelo novo-keynesiano para a economia brasileira, ampliado de forma a exisir m canal de cso da políica moneária. O grande mério do so desa meodologia no esdo do price pzzle e do canal de cso reside em sa capacidade de, simlaneamene, esimar m modelo de eqilíbrio geral e m VAR esrral. Como veremos mais dealhadamene à frene, com base nesa esraégia, é possível não apenas eliminar o price pzzle do VAR, como ambém conclir, condicionado no modelo ilizado, qe o canal de cso não se mosra relevane na economia brasileira. 2. Revisão da Lierara A discssão sobre possíveis impacos da políica moneária na ofera agregada não é recene. Em 1844, a Banking School, liderada por Thomas Tooke, já defendia ma redção da axa nominal de jros como forma de redzir os preços vigenes, alegando qe jros mais baixos proporcionariam csos financeiros menores. No enano, a lierara empírica moderna referene à dinâmica enre jros e inflação em sas origens ligadas à disseminação do so dos modelos VAR como ferramena de análise da dinâmica das séries macroeconômicas. Especificamene no qe se refere ao price pzzle, o pono de parida é o arigo de Sims (1992) 4, onde, a parir de m VAR composo por dados mensais 5 referenes à prodção indsrial, axa nominal de jros, M1 e Índice de Preços ao Consmidor, observa-se o comporameno poco convencional da inflação em odos os cinco países analisados. O aor observa qe al reslado 4 Embora, a rigor, como descrio na noa de rodapé número 1, o ermo price pzzle só enha sido cnhado poseriormene, em Eichenbam (1992), em comenário ao arigo de Sims. 5 Sims (1992) faz ma análise para Esados Unidos, Japão, Reino Unido, França e Alemanha. As amosras ilizadas êm início enre janeiro de 1957 e 1964 e erminam enre 1990 e 1991, com exceção da Alemanha, onde a amosra foi rncada em 1989 para eviar evenais disorções provenienes do processo de nificação.

4 não se alera em fnção de diferenes ordenações de Choleski. De acordo com Sims (1992), o moivo para o comporameno conrainiivo da inflação frene ao choqe moneário seria a incapacidade do modelo esimado capar o amplo conjno de informação do Banco Cenral, principalmene qano às previsões realizadas pela aoridade moneária. Sege do argmeno qe o Banco Cenral, com base em ses modelos de previsão, eleva a axa básica de jros qando crê qe a inflação sbirá em decorrência de algm choqe, sem necessariamene esperar aé qe o efeio dese se maerialize nos preços. Logo, m modelo qe não levasse em cona o comporameno forward looking da políica moneária inferiria, de forma errônea, qe a inflação eria sbido em decorrência do ameno dos jros, qando, na verdade, a axa de jros é qe eria sido elevada para garanir a esabilidade dos preços. Desa forma, o price pzzle nada mais seria do qe m problema de idenificação, decorrene de variáveis omiidas. Para conornar ese problema, Sims (1992) incli nos modelos esimados ma série referene à coação inernacional de commodiies e ora referene à axa nominal de câmbio. Com isso, observa-se ma redção sbsancial do price pzzle 6. Ainda assim, o aor não faz qalqer menção a m possível canal de cso da políica moneária 7. Em relação à economia brasileira, há ma série de rabalhos baseados em modelos VAR qe se deparam (o esam a exisência) com o price pzzle por meio da inclsão de oras variáveis, em linha com a hipóese qe al fenômeno seria fro de falhas de idenificação orindas da omissão de variáveis. Minella (2003), baseado em m conjno de Veores Aorregressivos, se depara com o price pzzle qando resringe se exercício ao período de elevada inflação ( ) 8. A esraégia para conornar o problema foi o so de ma série de inflação cenrada, viso qe o Banco Cenral dava grande aenção a esa medida de inflação. Lpporini (2008) esende a análise de Minella (2003), inclindo em sas esimações a axa nominal de câmbio 9. Todos os modelos esimados reprodzem o price pzzle. Ese reslado não se alera mesmo após a inclsão de ma série de oras variáveis, como, por exemplo, preço de commodiies e razão dívida/pib. Mesmo assim, o arigo não faz qalqer referência a m possível canal de cso da políica moneária, impliciamene assmindo qe a resposa posiiva da inflação frene ao choqe moneário seria fro da incapacidade da análise economérica em recperar os choqes orogonais. Por fim, Rabi Jnior (2008) ambém enconra o price pzzle após esimar m VAR com dados mensais do índice de prodção indsrial, da axa Selic analizada, do IPCA e do esoqe de M1. Como proxy para o comporameno forward looking da políica moneária, o aor iliza o IPA-DI Maérias Primas, o qe se mosra eficaz em eliminar o pzzle 10. Por sa vez, como desacado no início dese arigo, a relação não convencional enre preços e jros gerada pelos modelos VAR ambém esimlo o desenvolvimeno de ora linha de pesqisa, onde a correlação posiiva enre inflação e axa de jros após a realização m choqe moneário poderia ser fro de canais de ransmissão da políica moneária alernaivos, com foco na ofera agregada. Um dos pioneiros na análise empírica do canal de cso foi o rabalho de Barh e Ramey (2001), qe analisa a evenal inflência da axa de jros na ofera agregada com base em dados mensais de 21 seores da indúsria americana enre 1959 e Os aores enconram qe o canal de cso da políica moneária é 6 Com exceção dos modelos esimados para França e Japão, onde a inflação não apenas se eleva como permanece em paamar elevado frene ao choqe moneário. 7 Desde enão, orno-se sal a inclsão do preço das commodiies em modelos VAR, como, por exemplo, em Sims e Zha (1998) e Chrisiano e. al. (1999). Eses dois arigos ambém bscam refinar as resrições imposas na mariz qe recpera os choqes esrrais a parir dos resídos do modelo na forma redzida. 8 Esimados a parir de dados mensais referenes à prodção indsrial, axa de inflação (e ambém nível de preços, como exercício de robsez), axa Selic e M1. 9 Além disso, Lpporini rabalha com as séries em primeira diferença, ignorando possíveis relações de co-inegração enre as mesmas. 10 Um pono comm enre Rabi Jnior (2008) e Minella (2003) é qe ambos enconram ma sbsancial redção do price pzzle ao limiarem sas esimações a períodos mais recenes. O crioso é qe, ano no caso americano como no brasileiro, a redção do price pzzle em períodos mais recenes é conrainiiva. Isso porqe, seja no Brasil pós-plano Real o nos EUA pós-volcker, a políica moneária não apenas se orno menos permissiva qano à inflação, como ambém inensifico o se caráer forward looking. 11 Para cada m dos 21 seores, eses aores esimaram m veor aorregressivo qe inclía, além da prodção indsrial e da razão preço-salário específicas, a prodção indsrial agregada, a fed fnd rae, M2, CPI e m índice de preços de maérias primas, além de dmmies ilizadas para conrolar os efeios sazonais e os choqes de peróleo.

5 exremamene relevane, dado qe em boa pare dos seores analisados enconro-se qe choqes moneários são freqenemene scedidos por elevação dos preços e qeda do prodo. Tal reslado se maném robso a inclsão de índices alernaivos de preços de commodiies. Gaioi e Secchi (2004) analisam o canal de cso com base em m painel desbalanceado composo por 2192 empresas ialianas enre 1988 e 2001, oalizando 9751 observações. A base de dados ilizada é especialmene rica por coner, a nível empresarial, informações ano sobre os preços dos prodos comercializados qano os gasos com o pagameno de jros. Gaioi e Secchi (2004) obêm reslados exremamene favoráveis à imporância do canal de cso. Além disso, o arigo enconra qe o efeio das axas de jros nos preços é proporcional à razão enre working capial definido como esoqes menos dívida comercial líqida e vendas, o qe dá spore à visão qe liga o canal de cso ao papel do working capial no processo prodivo das firmas. No enano, a grande maioria dos rabalhos empíricos recenes referenes ao canal de cso da políica moneária em se desenvolvido com base em modelos da radição novo-keynesiana, modificados de forma a possibiliar a exisência dese canal. Esa modificação é necessária porqe, ao menos em se formao original, o modelo novo-keynesiano básico não conempla a possibilidade de canal de cso da políica moneária. Iso porqe, nese modelo, o deerminane da dinâmica inflacionária é o cso marginal real de prodção das firmas inermediárias qe, por sa vez, é fnção do salário real e da axa de reorno do capial. Como esas das variáveis sempre se reraem após ma conração moneária, devido à redção da demanda por rabalho e dos invesimenos, m choqe moneário conracionisa sempre será scedido por imediaa qeda dos csos de prodção e, conseqenemene, dos preços. Para conornar esa qesão e inclir o canal de cso no modelo, a solção freqenemene ilizada em sido a inrodção da hipóese de working capial, sob a qal as firmas deveriam conrair emprésimos (à axa livre de risco) no início de cada período para pagar anecipadamene os salários. Com isso, a axa nominal de jros afea direamene o cso niário do rabalho, o qe faz com qe a políica moneária possa m canal direo com a ofera agregada. Chrisiano e. al. (2005) é ma das principais referências qano à esimação de modelos novokeynesianos com o canal de cso. Enqano pare dos parâmeros é calibrado com base em valores já sais na lierara de Real Bsiness Cycles (RBC), a ora pare é esimada de forma a minimizar a disância enre as fnções de resposa ao implso (FRI) esimadas (por meio de m VAR) e as FRI prodzidas pelo modelo em relação a m choqe de políica moneária. Como o VAR ilizado pelos aores reprodz o price pzzle, os parâmeros esimados fazem com qe o modelo ambém gere ma correlação posiiva enre a axa nominal de jros e a axa de inflação em resposa a m choqe de políica moneária. A calibragem de algns parâmeros ambém conribi para qe o modelo seja capaz de prodzir ais reslados. Inicialmene, os aores admiem qe odas as empresas esão sjeias à resrição de working capial, gerando elevada elasicidade do cso marginal real em relação à axa nominal de jros. Além disso, os aores inrodzem a indexação oal de preços e salários, além de aribírem m valor relaivamene elevado (qando comparado à lierara exisene) para a elasicidade da ilização do esoqe de capial em relação à axa de reorno do mesmo. Ravenna e Walsh (2006) analisam a relevância do canal de csos a parir de ma Crva de Phillips Novo-Keynesiana (CPNK) microfndamenada, em qe a inflação é fnção da inflação esperada para o próximo período e do cso marginal real, sendo ese úlimo deerminado pela axa de reorno do capial, pelo salário real e pela axa nominal de jros. A relevância do canal de cso é medida pela elasicidade do cso marginal real à axa nominal de jros. A esimação dos parâmeros da CPNK é feia pelo Méodo Generalizado dos Momenos, a parir de dados rimesrais da economia nore-americana enre 1960 e Os aores enconram qe esa elasicidade não é esaisicamene diferene de m, conclindo assim qe o canal de cso é relevane e em conseqências direas na políica moneária óima. No enano, por esimar apenas ma eqação do modelo, o procedimeno adoado não permie simlar o impaco de choqes moneários na inflação, endo em visa qe para al necessiaria ao menos ma eqação descrevendo o comporameno do mercado de bens (Crva IS) e ma eqação referene à fnção de reação do Banco Cenral. Em linha com Chrisiano e. al. (2005), Rabanal (2007) esima a maior pare dos parâmeros esrrais, não se limiando aqeles referenes à CPNK. No enano, a esimação é baseada na fnção de

6 verossimilhança do modelo, qe leva em consideração odos os segndos momenos conidos nos dados, não se limiando a fnções de resposa ao implso em relação a choqes de políica moneária. Para ano, Rabanal (2007) incli, além do choqe de políica moneária, oros rês choqes exógenos: m choqe de prodividade, m choqe do gaso exógeno do governo e m choqe no markp das empresas inermediárias 12. Ao conrário de Ravenna e Walsh (2006), o arigo enconra ma baixa elasicidade do cso marginal referene ao jro nominal (a média da disribição a poseriori é 0.15), o qe faz com qe a probabilidade da inflação sbir após m choqe moneário seja zero. Mais ainda, a probabilidade do modelo reprodzir o price pzzle é nla mesmo no caso em qe se imponha a resrição de working capial a odas as empresas. Isso porqe, nese caso, o valor esimado para os demais parâmeros ambém se alera, compensando a resrição imposa. Por fim, adicionando oras resrições em linha com Chrisiano e. al. (2005), ais como indexação oal de salários e maior rigidez salarial, o modelo acaba por reprodzir o price pzzle. No enano, o modelo esimado na forma mais resria apresena ma verossimilhança marginal sbsancialmene inferior àqela prodzida pelo modelo não resrio, mosrando qe ais resrições são largamene rejeiadas pelos dados. Para a economia brasileira, o primeiro a analisar o canal de cso por meio da esimação de modelos esrrais foi Rabi Jnior (2008). Assim como Ravenna e Walsh (2006), Rabi Jnior (2008) faz a análise da relevância do canal de cso com base na esimação de ma Crva de Phillips Novo-Keynesiana amenada, de forma a coner a axa nominal de jros. No enano, em linha com Chrisiano e. al. (2005), Rabi Jnior (2008) incli a inflação defasada em sa esimação. Uilizando dados mensais, enre 1994 e 2007, da axa selic, do IPCA e da paricipação dos salários no prodo, o aor não enconra indícios da relevância do canal de cso na economia brasileira. Ao resringir a amosra ao período referene ao regime de meas para a inflação, o canal de cso perde inclsive sa significância esaísica. Ese reslado sege em linha com o enconrado no mesmo rabalho por meio de Veores Aorregressivos, onde o price pzzle desaparece ao se resringir a amosra a dados somene a parir do ano Nese arigo, ambém analisaremos a qesão do canal de cso por meio de modelos novo-keynesianos, amenados com a hipóese de working capial. No enano, ao conrário dos demais esdos referenes à lierara nacional e inernacional, o esdo aqi realizado não se limiará à análise dos parâmeros esimados. Isso porqe, além disso, a meodologia aqi proposa erá das fnções adicionais: (i) gerar simlações qe serão ilizadas como prior na esimação de m VAR bayesiano (BVAR); e (ii) axiliar, por meio de sa esrra, na recperação dos choqes esrrais do BVAR, permiindo conornar possíveis problemas de idenificação qe gerem o price pzzle. Desa forma, o méodo aqi ilizado (DSGE-VAR) permie, simlaneamene, ober m modelo esrral para analisar a relevância do canal de cso e esimar m BVAR esrral, capaz de mosrar se o pzzle seria fro meramene de problemas de idenificação dos choqes esrrais. Além disso, a meodologia DSGE-VAR é mais robsa em relação às demais já ilizadas na análise do canal de cso por, no processo de esimação, levar em consideração qe o modelo não condiz oalmene com a realidade, sendo meramene ma aproximação do mndo real. Como veremos, os reslados sgerem qe o price pzzle obido nos modelos VAR nada mais é do qe m problema de idenificação dos choqes esrrais. Além disso, os parâmeros do modelo keynesiano esimado sgerem qe o canal de cso é irrelevane no Brasil. Na próxima seção, apresenamos o modelo DSGE ampliado com a resrição de working capial, de forma a ornar possível (eoricamene) a resposa posiiva dos preços frene a ma conração moneária inesperada. Na seqência, calibramos ma versão do modelo obido, de forma a reprodzir o comporameno conra iniivo dos preços já mencionado nese parágrafo. O objeivo desa simlação é enender melhor qais resrições são imporanes para qe o modelo gere o price pzzle. Poseriormene, esimamos o modelo DSGE-VAR, obendo, simlaneamene, m VAR esrral para analisar o price pzzle e m modelo esrral para analisar a imporância do canal de cso. A úlima seção sineiza as conclsões dese arigo. 12 Para a esimação do modelo, são ilizados dados rimesrais da fed fnd rae, do Deflaor do PIB, do PIB, do número de horas rabalhadas e do salário nominal médio (as das úlimas variáveis exclem o seor agrícola), em ma amosra qe vai do primeiro rimesre de 1959 ao úlimo rimesre de 2004.

7 3. Inrodzindo o Canal de Cso em Modelos Novo-Keynesianos 3.1 A resrição de working capial A inrodção do canal de cso é feia de forma análoga a Chrisiano e. al. (2005). Para ma fração 1 das empresas prodoras de bens inermediários, o processo de prodção é feio em linha com os modelos convencionais: a cada período, empresas conraam serviços de capial e rabalho, efeando o pagameno deses imediaamene, com recrsos próprios No enano, ma fração deve conrair emprésimos no início de cada período à axa nominal livre de risco para pagar sas despesas com salários 13. Nese grpo, o problema de minimização de csos da empresa i no insane é dado por: L i, K i ( n ) n n k Min R W L i R K i a s 1 s. Y i K i L i n k n Onde, L i e K i correspondem à qanidade de horas conraadas e de capial algado, R, R e W correspondem à axa nominal (bra) de jros livre de risco, à axa nominal de reorno do capial e ao a salário nominal, Y i, e são, respecivamene, a qanidade prodzida pela empresa i, a axa de crescimeno da mão de obra, o cso fixo de prodção e m choqe de prodividade. Devido à resrição n n de working capial, o cso niário do rabalho nominal agora é dado por RW, e não mais por apenas n W. As condições de primeira ordem do problema são dadas por: n n a s L i : R W i K i 1 L i 0 ( ) 1 n k a s 1 K i : R i K i L i 0 Onde i é o mliplicador de Lagrange. Dividindo (1) por (2), n n s s n n R W 1 K i L i K i R W (3) ( n) 1 ( n) k s k R K i L i L i 1 R Em (3), vemos qe a razão capial-rabalho é a mesma para odas as empresas, endo em viso qe o lado direio da eqação não depende de i. Desa forma, emos qe a qanidade de capial conraada pelas empresas sjeias à resrição de working capial é dada por: n n s RW 1 R Sbsiindo (4) na fnção de prodção das firmas, emos qe: K ( n ) k n n 1 a RW ( n ) k 1 R Y i L L i Rearranjando os ermos em fnção de L i, emos qe: L i L n n Y i RW a ( n ) k 1 R n Sbsiindo-se (4) e (5) na expressão do cso nominal oal CT e derivando a expressão reslane em n relação à Y i, chegamos à expressão do cso marginal nominal MC para as empresas sjeias à resrição de working capial: 13 De forma alernaiva, poderíamos desenvolver m modelo em qe odas as firmas esivessem sjeias à resrição de working capial, mas qe ivessem qe anecipar somene ma fração da folha de salários, obendo exaamene os mesmos reslados. ( n ) (1) (2) (4) (5)

8 MC 1 ( n ) n n k R W R n n CT 1 a Y 1 (6) Por fim, o cso marginal real é dado por: Onde W e MC 1 n k R W R n MC 1 a P 1 k R correspondem, respecivamene, ao salário real e à axa real de reorno do capial. Sendo assim, com a inclsão da resrição de working capial a axa nominal de jros passa a inflenciar posiivamene o cso marginal real, gerando m canal direo enre políica moneária e ofera. 3.2 A versão log-linearizada A segir, apresenamos a versão log-linearizada do modelo novo-keynesiano qe incli a resrição de working capial 14. No qe se sege, ilizamos leras minúsclas para odas as variáveis qe esão em sas versões log-linearizadas em orno da rajeória de crescimeno balanceado de esado esacionário (S.S.). Como o foco aqi é esdar como a presença do canal de cso afea a dinâmica inflacionária, primeiramene analisamos as implicações qe ese canal de ransmissão da políica moneária gera em comparação aos modelos novo-keynesianos radicionais. Começando pela Crva de Phillips Novo-Keynesiana, vemos qe esa possi o mesmo formao qe os modelos radicionais, acrescida da hipóese de indexação. (7) p E mc (8) 1 c c 1 1 p 1 p p Onde, e c c 1 c p p p 1 1 p p p Dessa forma, a inflação é deerminada pela inflação passada, pela expecaiva de inflação e pelo cso marginal real das firmas mc. Logo, qano maior for o gra de indexação de preços p, maior será a persisência da resposa da inflação a choqes exógenos. Por oro lado, m maior gra de rigidez nominal, medido por ma maior probabilidade de as firmas não poderem reoimizar ses preços p, 3 acarreará em menor resposa da inflação a mdanças no cso marginal real, dado qe. p 0. Mesmo assim, vemos qe os parâmeros e afeam direamene a amplide e a persisência da resposa da p p inflação aos choqes de políica moneária, sem, no enano, inflenciar o sinal desa resposa. Em (8), fica claro qe o faor gerador da dinâmica inflacionária é o cso marginal real modelos radicionais, esa variável é deerminada apenas por choqes de prodividade real w e pela axa de reorno do capial k r a mc. Nos, pelo salário. No enano, como vimos em (7), com a inclsão da hipóese de working capial, o cso marginal real ambém é inflenciado pela axa nominal de jros, como fica evidenciado na eqação (9): k n a mc ( r ) 1 w r (9) 14 O modelo em qesão é o mesmo qe o apresenado em Smes e Woers (2007), adapado de forma a inclir o canal de cso.

9 Em modelos qe não possem o canal de cso da políica moneária, emos qe o cso marginal real sempre cai após m ameno da axa nominal de jros decorrene de m choqe de políica moneária, já qe, nese caso, os salários se conrairão em virde de ma menor demanda por rabalho e a axa de reorno do capial cairá em fnção do reco no invesimeno. Desa forma, a políica moneária operaria somene pelo lado da demanda, gerando a radicional correlação negaiva enre preços e axa de jros. Já no caso em qe, há m canal direo enre políica moneária e ofera agregada, já qe a elevação da axa de jros afea direamene os csos das firmas. No enano, para qe o cso marginal real e, conseqenemene, a axa de inflação se elevem após o apero moneário, é preciso qe o impaco do choqe de ofera compense os radicionais canais de demanda. Para ano, é preciso qe o modelo prodza ma resposa savizada ano do salário real qano da axa de reorno do capial ao choqe moneário. As das próximas eqações mosram como viabilizar al savização. A eqação (10) raz a relação enre a axa de reorno do capial e a ilização do esoqe de capial z. k z z r (10) 1 Onde z e é ma fnção posiiva da elasicidade do cso de ajsameno da ilização do 1 capial, normalizada de forma qe ses valores esejam conidos no inervalo 0,1. Qando 1, é exremamene csoso mdar a ilização do capial, o qe faz com qe esa úlima se manenha consane. No oro exremo, qando 0, mdanças na ilização do capial viralmene não acrescem novos csos, o qe orna esa variável exremamene voláil, fazendo com qe a axa de reorno do capial se manenha inalerada. Desa forma, para qe o modelo reprodza o price pzzle é necessário m baixo valor de, fazendo com qe, em resposa ao choqe moneário, as famílias pronamene mdassem a ilização do capial, manendo assim esável a axa de reorno do capial. Além da axa de reorno do capial, ambém é necessário ma grande rigidez do salário real, cja dinâmica é dada pela eqação (11). 1 c onde 1 1 w w w w w w E w E w w w (11) 1 c w w w w w w w w w w, 1,, e w 1 3 w c w w w é o markp do salário real em relação à axa marginal de sbsiição consmo-lazer. Como vemos em (11), o salário real será mais inelásico à políica moneária qão maior for sa rigidez w e se gra de indexação w. A úlima eqação afeada pelo canal de cso envolve a razão óima capial-rabalho, sendo esa úlima obida a parir do problema de minimização de csos das firmas inermediárias. Como a políica n moneária, por meio da axa nominal de jros r, passa a afear o cso niário do rabalho, a razão óima capial-rabalho passa a ser dada por: Compleam o lado da ofera as segines eqações: s n k k l w r r (12) s a y k (1 ) l (13) p s 1 k k z (14) i (1 ) k k k k i k (15) 1 1 w w mrs w l c c l 1 Onde (13) represena a versão log-linearizada da fnção de prodção, qe combina capial (16) k e rabalho

10 l, (14) represena a relação de eqilíbrio enre o capial ilizado na prodção e a ilização do esoqe de capial por pare das famílias, (15) represena a lei de movimeno do capial e (16) mosra a relação enre o markp do salário real w e a axa marginal de sbsiição enre consmo e lazer mrs. Nas eqações (15) e (16), c e i são, respecivamene, desvios percenais do consmo das famílias e do invesimeno em relação a ses valores de esado esacionário. Do lado da demanda, a versão log-linearizada do modelo é composa pelas segines eqações: g y y y y c c i i z z (17) n b c c c (1 c ) E c c l E l c r E (18) i (1 ) i i i i E i i q (19) k n b (1 ) q q E q q E r r E (20) Onde (17) represena a resrição agregada de recrsos, (18) a eqação de Eler do consmo, (19) a eqação de Eler do invesimeno e (20) represena a eqação do valor do esoqe de capial q. A políica moneária se dá por meio de ma regra de Taylor na qal o Banco Cenral responde a desvios da inflação e do prodo em relação à rajeória de crescimeno balanceado de esado esacionário: n n r 1 1 y r r r r y (21) A maioria dos choqes exógenos é modelada de acordo com m AR(1). As exceções são o choqe de gaso exógeno, correlacionado com o choqe de prodividade em virde da inclsão da balança comercial no componene exógeno do PIB e os choqes dos markps de preços e salários, qe são modelados de acordo com m ARMA(1,1) para capar as oscilações de ala freqência. 3.3 Price pzzle: ma versão calibrada Nesa seção, calibramos o modelo acima de forma qe ese reprodza o price pzzle. Para isso, impomos a resrição de working capial a odas as empresas inermediárias da economia, além de indexação complea de preços e salários w p, elevada rigidez salarial acompanhada de moderada rigidez de preços 0.6 e 0.85 p w e baixo cso de variação da ilização do capial Os demais parâmeros correspondem à média das disribições a priori qe serão ilizadas no exercício de esimação, expressos na abela 1. O gráfico 1 mosra a resposa da inflação a m choqe de políica moneária qe se manifesa na forma de ma elevação inesperada da axa nominal de jros em 0.25 pono percenal. Na calibragem padrão (modelo base), vemos qe a inflação inicialmene se eleva, demorando see rimesres para aingir nível inferior ao de esado esacionário. Ese comporameno é reslado de da combinação de ma série de faores. De m lado, ano a elevada rigidez salarial qano a elásica ilização do capial indzidas pela calibragem fazem com qe o salário real e a axa de reorno do capial se manenham praicamene esáveis após o choqe moneário Modelo Base Gráfico 1- Resposa da inflação a m choqe de 0,25 pono percenal na axa nominal de jros

11 Por oro lado, o fao de odas as firmas esarem sjeias à resrição de working capial faz com qe o impaco da elevação da axa nominal de jros seja imediao e foremene repassado ao cso marginal real agregado. Dada a relaiva esabilidade inicial dos demais componenes do cso marginal real (salário real e axa de reorno do capial), a inflação se eleva drane os primeiros rês rimesres qe scedem o choqe, para qe, somene enão, o canal de demanda (efeio das qedas do salário real e da axa de reorno do capial no cso marginal) passe a er efeio preponderane. Ainda assim, a spremacia inicial do canal de cso faz com qe o efeio do choqe moneário na inflação se manenha no campo posiivo por qase dois anos. Com o inio de compreender melhor a forma com a qal as rigidezes aqi imposas afea a relação enre inflação e jros nominal, vamos exclí-las por pares do modelo base e analisar o impaco desas exclsões nas fnções de resposa ao implso da inflação. Primeiramene, analisamos o caso em qe há maior flexibilidade de preços. Como mosra o gráfico 2, qando o modelo se aproxima do caso em qe os preços são oalmene flexíveis p e não indexados 0 p, o ameno da resposa inflacionária ao choqe moneário cresce significaivamene (na comparação com o modelo base). Ainda assim, a nova paramerização não afea a dração do período em qe o efeio do choqe moneário na inflação se maném posiivo. Ese fao já era esperado, dado qe, como vimos aneriormene na eqação (8), os parâmeros em qesão afeam somene a amplide da elasicidade da inflação ao jros nominal, sem, condo, afear o sinal desa resposa Modelo Base Preços Flexíveis Gráfico 2 - Resposa da inflação a m choqe de 0,25 pono percenal na axa nominal de jros Por oro lado, é possível noar qe a elevada elasicidade do cso marginal real em relação à axa nominal de jros não é sficiene para garanir qe a inflação se eleve após o choqe moneário posiivo. Como vemos no gráfico 3, mesmo com 1, no caso em qe os salários sejam flexíveis w e não indexados 0 w, o modelo gera ma qeda imediaa da inflação após o choqe moneário posiivo. Como mosra o mesmo gráfico, comporameno similar pode ser obido no caso limie em qe não há variação na ilização do capial, embora a qeda seja menos acenada qe no caso de asência de rigidez salarial. Assim, é imporane ressalar qe a presença do canal de cso não é sficiene para qe o modelo prodza resposa posiiva da inflação frene a ma conração moneária. Além de elevada elasicidade da axa nominal de jros no cso marginal real, ambém são necessárias as presenças de elevada rigidez (e inércia) do salário nominal (e, conseqenemene, do salário real) e/o flexibilidade da ilização do capial, redzindo a volailidade da axa de reorno do mesmo Salários Flexíveis Uilização do Capial Flexível Modelo Base Gráfico 3 - Resposa da inflação a m choqe de 0,25 pono percenal na axa nominal de jros

12 4. Abordagem Economérica 15 Um dos ponos fracos exisenes nos modelos VAR reside na fala de parcimônia dos mesmos no qe diz respeio ao número de parâmeros a ser esimado. Dessa forma, geralmene o amanho da amosra acaba resringindo o número de variáveis endógenas qe podem ser efeivamene ilizadas no processo de esimação, assim como o número de defasagens do modelo. Uma das conseqências desa sobreparamerização se dá no baixo poder prediivo dos modelos VAR radicionais. Uma solção ilizada para conornar ese problema consise na redção do espaço paramérico para regiões em orno de algns ponos específicos. Por exemplo, Doan e. al. (1984) propõe encolher o espaço paramérico de veores aorregressivos formados por séries macroeconômicas em orno de represenações de passeios aleaórios nivariados. A jsificaiva para al é pramene esaísica: segndo os aores, modelos de passeio aleaório cosmam prever razoavelmene bem o comporameno de séries macroeconômicas. A abordagem ilizada nese arigo, cja lierara convenciono chamar de DSGE-VAR, possi a mesma esraégia de redção do espaço paramérico. No enano, ao conrário de fazê-lo com base em criérios pramene esaísicos, as resrições aqi imposas são obidas a parir do modelo dinâmico de eqilíbrio geral esocásico descrio acima, sem, no enano, impô-las de maneira dogmáica. Mais do qe isso, o méodo aqi ilizado permie qe os choqes esrrais sejam recperados da forma redzida do VAR a parir da esrra do modelo DSGE, criando assim m VAR esrral (SVAR) cjas resrições esão direamene fndamenadas na eoria econômica. Os esimadores obidos a parir do espaço paramérico resrio podem ser inerpreados como esimadores bayesianos derivados de disribições qe concenram boa pare de sa densidade em orno das resrições desejadas. Afinal, as priors nada mais são do qe ma forma sisemáica de acrescenar informações ao processo de esimação. É comm a incorporação de priors no processo de esimação por meio de observações dmmy (dmmy observaions): grosso modo, a prior do modelo DSGE é inrodzida aravés da expansão dos dados, inclindo observações obidas a parir de simlações dese modelo. A razão enre os dados simlados e os dados reais qe aqi será represenada pelo parâmero mede exaamene a imporância da prior em relação aos dados amosrais no processo de esimação. Assim, seja o modelo VAR represenado por: y y y p p Onde y e são veores (nx1), sendo qe o primeiro represena as séries observadas e o segndo raz os erros de previsão m passo a frene. As marizes k, k=0, 1,..., p são marizes (kxn) de coeficienes. Por sa vez, indexamos o modelo DSGE pelo veor, qe concaena odos os ses parâmeros esrrais. Assim, a esraégia de esimação da abordagem DSGE-VAR consise na consrção de ma prior hierárqica, formada pela disribição marginal de, pela disribição marginal de e pela disribição dos parâmeros do VAR, esa úlima condicionada ano em como em. Como veremos adiane, esa condicionalidade decorre do fao da prior dos parâmeros do VAR ser obida a parir de dados simlados do modelo DSGE. Com base na regra de Bayes, é possível ober a disribição conjna dos parâmeros do VAR e do modelo DSGE. Para obenção da disribição poseriori dos parâmeros do VAR e do modelo DSGE, começamos definindo a fnção de verossimilhança do modelo VAR. Para al, assmimos qe N 0,, condicionado nas informações passadas de (Txn) cja -ésima linha corresponda a ésima linha é dada por ' ' ' 1,,..., 1 p y, o qe é sal na lierara. Definimos Y como ma mariz y. Para k 1 np, em-se qe X é ma mariz (TxK), cja - ' ' x y y. Seja U a mariz (Txn) cja -ésima linha é dada por e,,..., 0 1 p. Assim, a represenação maricial do VAR é dada por: Y X U 15 O procedimeno aqi descrio pode ser enconrado de forma mais dealhada em Del Negro e Schorfheide (2004). Para ma avaliação críica sobre a análise do canal de cso por meio de oras abordagens economéricas, ver Sanos (2012).

13 E, por sa vez, a fnção de verossimilhança, condicional em y,..., y, é dada por: 1 p 0 T 1 p Y r Y Y X Y Y X X X 2 1, 2 exp ' ' ' ' ' ' Embora os modelos DSGE não possam represenação na forma de m veor aorregressivo de ordem finia, o VAR acima pode ser inerpreado como ma aproximação da represenação VMA infinia dos modelos esrrais de eqilíbrio geral. A magnide do erro de aproximação será menor qão maior for o número de defasagens ilizadas. Como a dimensão do veor de parâmeros do modelo DSGE é menor do qe a do veor de parâmeros do VAR, a esrra hierárqica aqi ilizada impõe resrições na represenação aproximada do veor aorregressivo em y. Para obenção das priors, parimos do pressposo qe a amosra é ampliada com T observações Y, X geradas a parir de simlações do modelo DSGE cjos parâmeros esrrais são concaenados no veor. A fnção de verossimilhança p Y, por sa vez, é dada por: T 1 p Y r Y Y X Y Y X X X 2,, 1 ' ' ' ' 2 exp ' ' No caso em qe de fao fossem gerados soreios aleaórios a parir do modelo DSGE, a realização repeiiva de al procedimeno adicionaria m ermo esocásico à prior, algo evidenemene indesejado. No enano, há ma forma simples de remover o componene esocásico de p Y : sbsiir ' ' ' os momenos simlados Y Y, Y X e X X por ses valores esperados incondicionais. Afinal, de acordo com o modelo DSGE, o veor y é esacionário, garanindo qe o valor esperado dos momenos amosrais possa ser obido a parir dos momenos poplacionais reponderados, yy, e xx, onde, por exemplo, E y y ' yy. O fao de os momenos poplacionais serem compados de forma analíica orna o procedimeno exremamene eficiene do pono de visa compacional. Desa forma, sbsiindo os momenos amosrais da eqação acima pelos poplacionais, em-se qe: T 1 1, 2 exp ' ' r yy xy yx xx p Y 2 Para ober a disribição a priori dos parâmeros do VAR,, condicionada nos parâmeros esrrais, combinamos a disribição p Y acima com a prior de Jeffrey p ( n 1) / 2,. Assim, em-se qe: T n1 1 p c r 2 1 1, 2 exp ' ' yy xy yx xx Dado qe k n e qe xx é inversível (o qe é garanido pelo fao do número de choqes esrrais ser igal ao número de variáveis observadas no modelo DSGE), em-se qe a prior acima é 1 própria e não degenerada. Nese caso, c é apenas m faor de normalização qe garana qe d p,, 1., yx Definindo as fnções: 1 xx xy 1 yy yx xx xy

14 Temos qe, condicionado em e em, a disribição a priori dos parâmeros do VAR é al qe:, ~ IW T, T k, n T,, ~ N, xx A disribição a priori conjna é complea com a inclsão da disribição p referene aos parâmeros do modelo DSGE e da disribição p referene ao peso do modelo no processo de esimação. Assim, a esrra hierárqica da prior conjna é dada por: 1,,,,, p p p p Logo, as fnções e delimiam m sbespaço no espaço paramérico do modelo VAR cja inição se dá da segine forma: no caso em qe os dados fossem gerados a parir de m modelo DSGE com parâmeros, o VAR com mariz de coeficienes seria aqele qe minimizaria o erro qadráico médio da esimação. Além disso, a mariz de variância-covariância dos respecivos erros de previsão seria dada por. É imporane ressalar qe a prior desenvolvida acima aribi massa de 1 xx probabilidade fora do sbespaço delimiado por e. Afinal, a mariz de variânciacovariância T disribi massa de probabilidade em orno de, além, é claro, da variância conida nas priors p e p. Tendo a fnção verossimilhança e a disribição a priori, podemos ober a poserior conjna dos parâmeros do VAR e do modelo DSGE. Para al, é úil decompor a disribição de sore qe:,,,,,,, p Y p Y p Y Definindo e como os esimadores de máxima verossimilhança de amosra ampliada pelos dados arificiais, em-se qe: 1 xx xy ' ' T X X T X Y obidos da, 1 1 ' ' ' ' T Y Y T Y X T X X T X Y 1 yy yx xx xy T Como mosrado em Zellner (1971), a disribição poseriori de e Normal Wishar Inverida na forma:,, Y ~ IW 1 T, 1 T k, n ',,, ~, xx Y N T X X ambém sege ma disribição Desa forma, em-se qe a disribição poseriori de consise em ma combinação convexa enre sa OLS ' e o esimador de mínimos qadrados 1 prior ' X X X Y, obido na esimação realizada a parir da amosra qe coném apenas dados reais. O peso de cada m deses dois componenes é dado pelo parâmero. Qando ende ao infinio, a média da poserior converge para a média da prior, iso é, para a projeção do modelo DSGE no VAR(p). Por oro lado, qando converge para zero, a média da poserior converge para os parâmeros obidos por meio da regressão de mínimos qadrados dos dados originais. Ao conrário de p,,, Y, não possímos ma forma fechada para a poserior p, Y enano, ese pono é facilmene conornado por meio do so do algorimo Markov-Chains Meropolis- 1. No

15 Hasings. Além de esimarmos os parâmeros do VAR, a meodologia DSGE-VAR nos permie recperar choqes esrrais de forma a ober fnções de resposa ao implso confiáveis. Para al, o mapeameno enre os choqes de forma redzida do VAR e os choqes esrrais é feio de acordo com as resrições imposas pela esrra de choqes do modelo DSGE. Seja a decomposição de Choleski de. Como se sabe, em qalqer VAR esrral onde haja exaa r idenificação, a relação enre e os choqes esrrais pode ser caracerizada da segine forma: r Onde é ma mariz oronormal e os choqes esrrais são normalizados de forma qe E ' Assim, emos qe o impaco inicial de m choqe de em y é dado por: I. y y ' ' ' r VAR VAR O problema de idenificação reside no fao de os dados não conerem qaisqer informações sobre a ' ' ' escolha da mariz de roação. Mais especificamene, como, emos qe a fnção r r r r de verossimilhança é invariane a. Na lierara radicional de modelos VAR, a obenção das FRIs por meio nicamene da decomposição de Choleski nada mais é do assmir qe I. Macroeconomisas geralmene impõe resrições em qe possam algma jsificaiva ex-ane, prodzindo fnções de resposa ao implso com comporameno razoável ex-pos, iso é, em linha com ma o mais dimensões derivadas a parir de modelos eóricos. Dada à asência de consenso sobre qais dimensões devem ser consideradas, foram proposas inúmeras esraégias de idenificação. Como aqi ilizamos o modelo DSGE para derivar as priors para os parâmeros da forma redzida do VAR, é naral aproveiar o mesmo modelo esrral no processo de idenificação do VAR. Assim, a meodologia DSGE-VAR consrói a mariz de roação com base no modelo DSGE. O modelo DSGE é idenificado no senido em qe para cada valor de há ma única mariz A0, obida a parir da represenação de espaço de esado do modelo, qe deermina o efeio conemporâneo de em y. A parir de ma faorização QR de A0, a resposa inicial de y aos choqes esrrais pode ser decomposa nicamene em: y ' DSGE 0, A Onde é ma mariz rianglar inferior e é oronormal. Para idenificar o VAR, manemos o r so de, mariz rianglar qe represena a decomposição de Choleski de. No enano, ilizamos a r mariz de roação do modelo DSGE. Assim, emos qe a resposa imediaa de y aos choqes esrrais é dada por: y ' r VAR A adoção desa esraégia é rivial. Em fnção da capacidade de realizar soreios da poserior conjna de, e, conforme o procedimeno descrio acima, podemos ilizar cada soreio para (i) ilizar para consrir ma represenação MA de y em ermos dos choqes na forma redzida ; (ii) compar a decomposição de Choleski de ; e (iii) calclar para ober a represenação MA em ermos dos choqes esrrais. Desa forma, obemos ma esraégia de idenificação dos choqes esrrais cjas hipóeses esão compleamene enraizadas na eoria econômica. Mais qe a criação de m VAR com elevado poder de previsão e cjos choqes esrrais podem ser facilmene recperados, a abordagem DSGE-VAR possi ma moivação alernaiva, descria em Del r

16 Negro e. al. (2007). Como mosramos, os parâmeros do VAR são esimados simlaneamene com os parâmeros do modelo DSGE. Dessa forma, é possível dizer qe os parâmeros do modelo DSGE são esimados levando em cona o fao de o modelo impor fores resrições ao processo gerador das séries, resrições esas qe por mias vezes não são condizenes com aqilo qe se observa nos dados. Assim, pode-se afirmar, grosso modo, qe os parâmeros do modelo DSGE aqi esimados seriam de cera forma mais robsos aqeles obidos por meio da esimação bayesiana direa, dado qe levam em cona possíveis erros de especificação do modelo. Especificamene para a qesão da análise do canal de cso, o so da meodologia DSGE-VAR se faz frífera por dois aspecos. O primeiro deles reside na possibilidade de se ober m VAR esrral cjo processo de esimação é robso à presença de peqenas amosras e cjos choqes esrrais podem ser recperados a parir de hipóeses direamene baseadas na eoria econômica, com base em m modelo onde famílias maximizam sa ilidade, firmas maximizam lcros, ec. Desa forma, a meodologia DSGE-VAR cria m modelo robso para analisar aé qe pono o price pzzle se raa realmene de m pzzle o de apenas m problema de idenificação do modelo. Além disso, o segndo aspeco favorável do so da meodologia DSGE-VAR na análise do canal de cso, como já mencionamos acima, é a possibilidade de qe, simlaneamene à esimação do VAR, obenhamos os parâmeros do modelo DSGE, de forma a flexibilizar as rígidas resrições qe o modelo impõe nos momenos condicionais dos dados. Mais do qe isso, os parâmeros do modelo esrral são esimados de forma mais robsa a possíveis erros de especificação do modelo do qe no caso em qe fosse esimada por meio da abordagem bayesiana radicional. Em sma, o so do méodo de esimação DSGE-VAR possi rês vanagens sobre os rês procedimenos spraciados. Primeiramene, al procedimeno em como reslado m modelo esrral microfndamenado cjo processo de esimação leva em consideração qe algmas das resrições imposas não correspondem à realidade. Com isso, o modelo esrral esimado com base no DSGE- VAR é mais robso do qe aqele esimado pelo méodo bayesiano radicional. Em segndo lgar, a meodologia DSGE-VAR fornece ora forma de analisar diferenes modelos qe não a comparação das fnções de verossimilhança reslanes. Esa consise na análise da disribição do parâmero, qe, como se sabe, nos fornece o peso dado ao modelo DSGE na esimação do VAR esrral. Sendo assim, valores maiores de são oro indício qe o modelo se ajsa bem aos dados. Por fim, o DSGE-VAR ambém prodz m VAR esrral cjas resrições esão profndamene enraizadas em princípios da eoria econômica. Dessa forma, podemos analisar o price pzzle sem a necessidade de inclir variáveis esranhas ao modelo microfndamenado, como, por exemplo, o preço de commodiies. 5. Reslados Em nossas esimações, ilizamos see séries macroeconômicas radicionalmene empregadas na esimação de modelos DSGE: PIB, Consmo das Famílias e Formação Bra de Capial Fixo, Taxa de Inflação do IPCA, Rendimeno Médio Real (RMR), Horas Trabalhadas, e axa de jros (Selic). A amosra vai do primeiro rimesre de 2002 aé o qaro rimesre de Como desacamos na revisão da lierara, inúmeros esdos se depararam com o price pzzle após a esimação de modelos VAR para dados referenes à economia brasileira. No enano, como desacado, denre oros, por Rabi Jnior (2008), ese fenômeno se aena sbsancialmene qando a amosra ilizada na esimação se limia ao período de vigência do regime de meas para a inflação. No nosso caso, a amosra ilizada não apenas se limia a ese período, como é composa por dados rimesrais, resringindo ainda mais os gras de liberdade da esimação. Para conornar ese problema, moivamos nossa análise com base em m VAR bayesiano, fazendo so da prior Sims-Zha. O gráfico 4 raz a resposa da inflação a m choqe posiivo na axa nominal de jros. Como podemos observar, o BVAR esimado reprodz o price pzzle de forma exremamene acenada: m choqe posiivo na Selic elevaria 16 As rês primeiras séries foram obidas das Conas Nacionais Trimesrais do IBGE. As das séries referenes ao mercado de rabalho foram exraídas da Pesqisa Mensal do Emprego, ambém do IBGE. Exceção feia à série de jros, odas as demais foram ilizadas na esimação em sas versões dessazonalizadas.

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