Estimativas da Taxa de Câmbio de Equilíbrio Real vs. Dólar

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1 FACULDADE DE ECONOMIA E FINANÇAS IBMEC PROGRAMA DE PÓS-GRADUAÇÃO E PESQUISA EM ADMINISTRAÇÃO E ECONOMIA DISSERTAÇÃO DE MESTRADO PROFISSIONALIZANTE EM ECONOMIA Estimativas da Taxa de Câmbio de Equilíbrio Real vs. Dólar Joana Furtado Filogônio ORIENTADOR: PROF. DR. Marcelo de Albuquerque e Mello Rio de Janeiro, 19 de dezembro de 2011.

2 ESTIMATIVAS DA TAXA DE CÂMBIO DE EQUILÍBRIO REAL VS. DÓLAR JOANA FURTADO FILOGÔNIO Dissertação apresentada ao curso de Mestrado Profissionalizante em Economia como requisito parcial para obtenção do Grau de Mestre em Economia. Área de Concentração: Economia Empresarial ORIENTADOR: PROF. DR. MARCELO DE ALBUQUERQUE E MELLO Rio de Janeiro, 19 de dezembro de 2011.

3 ESTIMATIVAS DA TAXA DE CÂMBIO DE EQUILÍBRIO REAL VS. DÓLAR JOANA FURTADO FILOGÔNIO Dissertação apresentada ao curso de Mestrado Profissionalizante em Administração como requisito parcial para obtenção do Grau de Mestre em Economia. Área de Concentração: Economia Empresarial Avaliação: BANCA EXAMINADORA: Professor Dr. Marcelo de Albuquerque e Mello (Orientador) Instituição: Ibmec Professor: Dr. Christiano Arrigoni Instituição: Ibmec-RJ; BCB Professor: Dr. Marco Cavalcanti Instituição: IPEA Rio de Janeiro, 19 de dezembro de 2011.

4 FICHA CATALOGRÁFICA Prezado aluno (a), Por favor, envie os dados abaixo assim que estiver com a versão definitiva, ou seja, quando não faltar mais nenhuma alteração a ser feita para o biblioteca.rj@ibmecrj.br, colocando no assunto: FICHA CATALOGRÁFICA - MESTRADO. Enviaremos a ficha catalográfica o mais breve possível para o seu (se possível em até 72 horas). 1) Nome completo; Joana Furtado Filgonio 2) Título e subtítulo (se houver e separados); Estimativas da Taxa de Câmbio de equilíbrio Real VS. Dólar 3) Ano da defesa;2011 4) Área de concentração: 5) Assunto principal (contextualizado); 6) Assuntos secundários; 7) Palavras-chave, e 8) Resumo (se possível) 9) Curso (Mestrado profissionalizante em...) Economia Ou envie os anexos contendo a página de rosto e a do resumo, além da área de concentração.

5 DEDICATÓRIA Dedico esse título inicialmente ao Mestre Mauro Sudano (in memorium), que me ajudou na escolha do caminho a ser seguido. Agradeço à minha mãe, Angela, meu pai, Cícero, meu irmão Frederico e ao meu namorado, Tito, por me apoiarem em todas as decisões da minha vida. v

6 AGRADECIMENTOS Hoje é uma data especial na minha vida. Conquistar esse título tem um significado enorme para mim; é o símbolo de muita dedicação e superação. Agradeço imensamente à minha mãe pelas palavras sábia, ao meu pai pela paciência, ao meu irmão pelo carinho e ao Tito pela confiança depositada em mim. Agradeço ao orientador Marcelo Mello e a banca examinadora composta pelo Dr. Christiano Arrigoni e Dr. Marco Cavalcanti pelas valorosas críticas e sugestões de aperfeiçoamento do trabalho. vi

7 RESUMO O objetivo deste artigo é estimar a taxa de câmbio de equilíbrio do Real-Dólar no período de 1994 a São utilizados quatro métodos de estimações: Paridade do Poder de Compra, Paridade do Poder de Compra combinada com a Paridade Descoberta da Taxa de Juros, Taxa de Câmbio Comportamental e a Taxa de Câmbio Real Natural. Concluímos que o método da Paridade do Poder de Compra não se aplica para a relação entre o Brasil e os Estados Unidos. Ao testar o método que combina a Paridade do Poder de Compra com a Paridade Descoberta da Taxa de Juros, observamos que o câmbio é afetado pela taxa de juros e pelos preços de forma oposta e não simétrica. É possível estabelecer relação de longo prazo nos modelos da Taxa de Câmbio Comportamental e da Taxa de Câmbio Real Natural; de acordo com a taxa de câmbio de equilíbrio calculada no ano de 2010 e no primeiro trimestre de 2011 o Real estava em média depreciado 5% e 13% respectivamente. Palavras Chave: Taxa de Câmbio de Equilíbrio, Paridade do Poder de Compra, Paridade Descoberta da Taxa de Juros, Taxa de Câmbio Comportamental, Taxa de Câmbio Real Natural. vii

8 ABSTRACT The goal of this article is to estimate the equilibrium exchange rate of the Real-Dollar between 1994 and Four different estimation methods are used: Purchasing Power Parity, Purchasing Power Parity combined with the Uncovered Interest Rate Parity, Exchange Rate Behavioral, and Natural Real Exchange Rate. It has been concluded that the Purchasing Power Parity method is not applicable in the relationship between Brazil and the United States. After testing the method that combines the Purchasing Power Parity with the Uncovered Interest Rate Parity, it can be concluded that prices affect the exchange rate in the opposite way and nonsymmetrically, and by the interest rate. It is possible to establish a longterm relation in the models of Exchange Rate Behavioral and the Natural Real Exchange Rate; according to the equilibrium exchange rate calculated in 2010 and in the first quarter of 2011 the real was depreciated on average 5% and 13% respectively. Key Words: Equilibrium Exchange Rate, Purchasing Power Parity, Uncovered Interest Rate Parity, Behavioral Equilibrium Exchange Rate, Natural Real Exchange Rate viii

9 LISTA DE FIGURAS Figura 1: Gráfico do Câmbio Nominal Figura 2: Gráfico do Consumo Social do Brasil Figura 3: Gráfico do Consumo Social dos Estados Unidos Figura 4: Gráfico do log do Termo de Troca do Brasil Figura 5: Gráfico do Efeito Balassa-Samuelson Figura 6: Gráfico do Passivo Externo Líquido Figura 7: Gráfico de Resíduo da equação PPP Figura 8: Gráfico do Resíduo da PPP (Taylor) Figura 9: Taxa de Câmbio Observada e Taxa de Câmbio de Equilíbrio de acordo com PPP e UIP Figura 10: Gráfico do Resíduo da equação PPP e UIP (MQOD) Figura 11: Gráfico do Resíduo da Equação da Taxa de Câmbio Comportamental Figura 12: Taxa de Câmbio observada vs. Taxa de Câmbio Comportamental (MQOD) Figura 13: Gráfico do Resíduo da equação da Taxa de Câmbio Natural Figura 14: Taxa de Câmbio Observada vs. Taxa de Câmbio Natural (MQOD) Figura 15: Desalinhamento Cambial baseado nos Modelos da PPP e da PPP e UIP Figura 16: Desalinhamento Cambial baseado nos Modelos BEER e NATREX Figura 17: Comparação da Taxa de Câmbio Observada e a Taxa de Câmbio de Equilíbrio (Anos 2010/2011) Figura 18: Taxa de Câmbio Observada vs. Taxa de Câmbio Comportamental Figura 19: Desalinhamento Cambial Figura 20: Comparação da Taxa de Câmbio de Equilíbrio Figura 21: Taxa de Câmbio Observada vs. Taxa de Câmbio Comportamental ix

10 LISTA DE TABELAS Tabela 1: Índice Big Mac... 7 Tabela 2: Testes de Raiz Unitária- DF-GLS Tabela 3: Teste ADF em primeira diferença Tabela 4: Estatísticas Descritivas Tabela 5: Resultado dos Testes baseada nas hipóteses da PPP Tabela 6: Teste Raiz Unitária nos Resíduos da equação PPP- Engle e Granger Tabela 7: Teste Raiz Unitária ADF- GLS Tabela 8: Resultado dos Testes baseada nas hipóteses da PPP Tabela 9: Raiz Unitária nos Resíduos da equação PPP- Engle e Granger Tabela 10: Taxa de Câmbio baseada na PPP Tabela 11: Resultado das Hipóteses impostas na PPP e UIP Tabela 12: Teste de Raiz Unitária no Resíduos da equação PPP e UIP- Engle e Granger Tabela 13: Teste nos Resíduos da Equação da Taxa de Câmbio Comportamental Engle e Granger Tabela 14: Teste no Resíduo da equação Natrex- Engle e Granger Tabela 15: Cotações Ajustadas pelo Desalinhamento Cambial Tabela 16: Cotações Ajustadas pelo Desalinhamento Cambial de acordo com o Modelo BEER e NATREX Tabela 17: Exercício de Robustez: Teste Engle e Granger no Resíduo da PPP Tabela 18: Exercício de Robustez: Teste Engle e Granger no Resíduo do Modelo BEER Tabela 19: Exercício de Robustez:Cotações ajustada ao desalinhamento cambial de acordo com o modelo BEER x

11 LISTA DE ABREVIATURAS BEER NATREX PPP UIP VEC Taxa de Câmbio Comportamental Taxa de Câmbio Real Natural Paridade do Poder de Compra Paridade Descoberta da Taxa de Juros Vetor de Correção de Erros xi

12 SUMÁRIO 1 INTRODUÇÃO TEORIAS DE DETERMINAÇÃO DA TAXA DE CÂMBIO PARIDADE DO PODER DE COMPRA PARIDADE DO PODER DE COMPRA E A PARIDADE DESCOBERTA DA TAXA DE JUROS TAXA DE CÂMBIO COMPORTAMENTAL TAXA DE CÂMBIO REAL NATURAL LITERATURA DADOS ESTATÍSTICAS DESCRITIVAS ESTIMATIVAS ECONOMÉTRICAS TESTE DA PARIDADE DO PODER DE COMPRA Método de Co-integração de Johansen Método: Mínimo Quadrado Ordinário Dinâmico (MQOD) ESTIMATIVA DA UIP E PPP Método de Co-integração Johansen Método: Mínimo Quadrado Ordinário Dinâmico (MQOD) ESTIMATIVA DA TAXA DE CÂMBIO COMPORTAMENTAL Método de Co-integração Johansen Método: Mínimo Quadrado Ordinário Dinâmico (MQOD) ESTIMATIVA DA TAXA DE CÂMBIO REAL NATURAL Método de Co-integração Johansen Método: Mínimo Quadrado Ordinário Dinâmico (MQOD) ANÁLISE DOS RESULTADOS xii

13 7 EXERCÍCIO DE ROBUSTEZ Paridade do Poder de Compra Taxa de Câmbio Comportamental CONCLUSÃO APÊNDICE A: DEFINIÇÃO DE DEFASAGENS E TESTE DE CO-INTEGRAÇÃO DE JOHANSEN xiii

14 1 INTRODUÇÃO Atualmente, o tema guerra cambial está presente na agenda de políticos e economistas em todo o mundo. Este processo consiste na desvalorização competitiva de moedas, muitas vezes manipulada pelo próprio governo, que tem como objetivo proteger a economia do país de uma recessão ou da queda da demanda. Com a moeda depreciada, os produtos não perdem competitividade na economia mundial, e podem até mesmo aumentar suas exportações. A China é um exemplo de país que mantêm o Yuan desvalorizado como forma de proteger sua economia. Em contra partida, nos últimos anos, o Real apreciou levando a ocorrência do processo de desindustrialização classificado como doença holandesa. O processo de desindustrialização é caracterizado pela queda na relação entre emprego industrial e emprego total, e pela queda na relação entre o valor adicionado da indústria no PIB. Quando a exportação do país passa a ser baseada em commodities, produtos primários ou manufaturados com baixo valor agregado, o processo de desindustrialização é chamado de doença holandesa. Este processo faz com que a moeda aprecie dado que a existência de recursos naturais faz com que exista uma falha de mercado dado que o preço desses produtos são superiores ao custo marginal de produção. 1

15 Segundo o Banco de Internações de Compensações (BIS, na sigla em inglês), entre 2005 e 2011 o Real apreciou cerca de 45% em relação às moedas dos principais parceiros comerciais. Além disso, neste mesmo período o Real apreciou 58% frente ao Dólar. Este artigo tem como objetivo, sob a aplicação de métodos já desenvolvidos e conhecidos no meio econômico, tais como Paridade do Poder de Compra, Paridade da Taxa de Juros combinada com a Paridade do Poder de Compra, Taxa de Câmbio Comportamental e Taxa de Câmbio Real Natural, determinar a taxa de câmbio de equilíbrio do Real frente ao Dólar. Foi utilizado para estudo o período entre 1994 e o primeiro quadrimestre de Com base na taxa de câmbio de equilíbrio encontrada, avaliamos se o Real encontra-se apreciado ou depreciado. Além disso, analisamos os anos de 2010 e 2011 para saber se o Real se encontrava apreciado em relação à taxa de câmbio de equilíbrio encontrada. É importante relembrar que no período entre 1994 e 2011 ocorreram dois momentos de forte desvalorização do Real frente ao Dólar. Nos anos de 2001 e 2002, houve instabilidade nas expectativas dos investidores frente à eleição presidencial onde havia risco eleitoral de candidato de esquerda, e, em 2008 a depreciação do Real ocorreu devido à crise sub-prime, que diminui a pressão da demanda internacional por commodities. Através deste estudo encontramos a taxa de câmbio de equilíbrio e analisamos o desalinhamento cambial. Westaway (2004) e MacDonald (2000) definem os modelos econômicos usados para a estimação da taxa de câmbio de equilíbrio. Nesses artigos são definidos os quatro métodos usados neste estudo que são: a Paridade do Poder de Compra, a Paridade do Poder de Compra combinada com a Paridade Descoberta da Taxa de Juros, a Taxa de Câmbio Comportamental e a Taxa de Câmbio Real Natural. 2

16 Adicionalmente Lane e Ferreti (1999) que definem como a variável passivo externo líquido é composta, usada como variável explicativa no modelo da taxa de Câmbio Comportamental, e qual o impacto desta variável sobre a taxa de câmbio. O artigo de Dominick (2004) é usado como base para elaboração dos testes e estimações do modelo da Paridade do Poder Compra combinado com a Paridade Descoberta da Taxa de Juros. A principal contribuição deste trabalho é apontar que de acordo com a taxa de câmbio de equilíbrio calculada baseada no modelo da Taxa de Câmbio Comportamental e da Taxa de Câmbio Real Natural, no período entre 2010 e 2011 o Real estava depreciado em média 5% e 13% respectivamente. Entretanto ao realizar o exercício de robustez, mostramos que ao restringir a amostra para o período com regime cambial flexível o resultado modifica. De acordo com o modelo da Taxa de Câmbio Comportamental, nos anos de 2010 e 2011 o Real estava apreciado em 19%. Este trabalho se encontra dividido da seguinte forma: na seção 2 apresentamos a teoria dos modelos usados para determinação da taxa de câmbio de equilíbrio; na seção 3 apresentamos a literatura utilizada para a elaboração deste estudo; na seção 4 apresentamos as bases de dados e as estatísticas descritivas; na seção 5 é explicada a metodologia de estimação dos modelos, além de apresentadas as respectivas estimativas; na seção 6 apresentamos a análise dos resultados; na seção 7 é realizado um exercício de robustez, e por último na seção 8 apresentamos a conclusão do trabalho. 3

17 2 TEORIAS DE DETERMINAÇÃO DA TAXA DE CÂMBIO Neste artigo utilizamos quatro diferentes métodos para estimar a taxa de câmbio de equilíbrio que são: a Paridade do Poder de Compra, (Purchasing Power Parity, PPP na sigla em inglês); a Paridade da Taxa de Juros combinada com a Paridade do Poder de Compra, (Capital Enhanced Equilibrium Exchange Rate, CHEER na em sigla inglês); a Taxa de Câmbio de Equilíbrio Comportamental, (Behavioral Equilibrium Exchange Rate, BEER na sigla em inglês); e a Taxa de Câmbio Real Natural, (Natural Real Exchange Rate, NATREX na sigla em inglês). As definições são relatadas nesta seção. 2.1 PARIDADE DO PODER DE COMPRA Uma forma de pensar na taxa de câmbio de equilíbrio de longo prazo baseada na PPP é através do enfoque monetário, onde os preços são flexíveis podendo se ajustar imediatamente para manter o pleno emprego e a PPP. O nível de preço pode ser explicado pela relação entre demanda e oferta de moeda, descrita por: Da mesma forma; 4

18 Onde representa a oferta de moeda de um país e representa a demanda por moeda, que diminui quando a taxa de juros (R) se eleva e aumenta quando a produção real (Y) se eleva. Dessa forma podemos observar que os níveis de preços são determinados pela oferta e demanda de moeda. Podemos assim fazer inferências de mudanças na taxa de câmbio de longo prazo devido a mudanças nessas variáveis. O aumento na oferta de moeda do Brasil, ceteris paribus, provoca aumento nos níveis de preços do Brasil, levando a depreciação do Real frente ao Dólar; inversamente, o aumento na oferta de moeda dos Estados Unidos leva a apreciação do Real no longo prazo. O aumento na taxa de juros do Brasil sobre os ativos expressos em reais diminui a demanda por moeda do Brasil. O nível de preços no longo prazo aumenta, e de acordo com esse modelo o Real deve depreciar em relação ao Dólar na mesma proporção do aumento do nível de preços. De forma inversa acontece com o aumento da taxa de juros dos Estados Unidos. O aumento da produção brasileira leva ao aumento da demanda por moeda, consequentemente diminuindo os níveis de preços, causando a apreciação da moeda. Já o aumento da produção dos Estados Unidos leva a depreciação do Real frente ao Dólar. 5

19 A idéia da PPP é que os níveis de preços dos países sejam iguais quando medidos na mesma moeda. Sendo assim a taxa de câmbio nominal é igual à diferença entre os níveis de preços, como mostra a equação abaixo: Tomando o logaritmo obtemos a relação abaixo: onde é o log do câmbio nominal em R$/US$, é o log do preço doméstico e é o log do preço internacional. A equação acima mostra que o aumento dos níveis dos preços doméstico é associado à depreciação proporcional da moeda. Esse método assume que a taxa de câmbio real é estacionária, dessa forma ela é convertida em um equilíbrio constante ao longo dos anos, com pequenos desvios. Apesar de ser um dos métodos mais utilizado em pesquisas, ele ignora fatores reais como nível de atividade da economia, a influência do fluxo de capital, entre outros. Um exemplo do uso da PPP é o Big Mac Index calculado pela revista The Economist, que compara os preços do sanduíche Big Mac em diferentes países, com o objetivo de mostrar o quão longe as moedas estão do valor previsto; abaixo segue um exemplo: 6

20 Tabela 1: Índice Big Mac Preço Big Mac PPP Taxa de Apreciada(+) País Em moeda Em dólar câmbio Depreciada(-) local americano (14/10/2011) Em relação US$ Estados Unidos $4,07 4,0700 1,0000 Argentina 20 Pesos 4,7488 4,92 4, ,70% Brasil 9,50 Reais 5,1070 2,34 1, ,36% China 14,7 Yuan 2,3008 3,60 6, ,71% Área do Euro 3,44 Euro 4,5812 1,18 0, ,42% India 84 Rupee 1, ,7 49, ,26% Suiça 6,50 Sfr 7,0537 1,60 0, ,21% A forma mais restrita da PPP é a Lei do único preço ( Law of one price, LOOP na sigla em inglês), que diz que se existe suficiente arbitragem no mercado, as forças de demanda e oferta irão equalizar os preços, dessa forma o preço de um determinado bem ou serviço vendido no mercado internacional deve ser equalizado. Existem objeções de pesquisadores como Krugman (1987), Driver and Westaway (2001), contra a LOOP; eles argumentam que existem duas razões para que essa lei não se concretize; a existência de barreiras comerciais e de custos de transportes, além da competição imperfeita, onde empresas possuem poder de mercado para precificar seus produtos. A maioria dos estudos realizados com o objetivo de testar a PPP utiliza o valor médio no processo de agregação temporal das variáveis envolvidas. Mas Alan M. Taylor (2000) evidencia que o uso da agregação temporal média nas séries de dados pode ser uma armadilha para estimar a PPP, pois tornam os valores encontrados enviesado. Quanto mais distante for a agregação temporal em relação ao processo temporal observado da variável, mais enviesado o coeficiente estimado será. Taylor propõe o uso do último valor observado do período como forma de minimizar este problema. Neste estudo, estimamos a PPP usando ambos os processos de agregação da variável; o valor médio e o último valor observado. 7

21 2.2 PARIDADE DO PODER DE COMPRA E A PARIDADE DESCOBERTA DA TAXA DE JUROS Na Paridade Descoberta da Taxa de Juros, (Uncovered Interest Rate Parity, UIP na sigla em inglês) assume-se que existe mobilidade de capital perfeita e que o prêmio de risco é zero. Dessa forma os tomadores de empréstimos são neutros ao risco fazendo com que os investidores busquem os ativos com melhores retornos. Portanto se a taxa de juros doméstica está em nível menor que a taxa de juros estrangeira, é esperado que a moeda doméstica deprecie frente à moeda estrangeira; isso acontece, pois os investidores são indiferentes em investir em ativos domésticos ou estrangeiros, devido à neutralidade ao risco. Este método que combina a PPP e a UIP é de curto prazo. A idéia desse modelo é tentar explicar os movimentos de longo prazo do câmbio, mas inserindo o diferencial de taxa de juros pelo fato de estar fora do equilíbrio. O modelo é definido na equação abaixo: onde representa o log da taxa de câmbio nominal, representa o preço doméstico, representa o preço internacional, representa a taxa de juros doméstica e representa a taxa de juros internacional. O aumento da taxa de juros doméstica atrai divisas para o país fazendo com que a taxa de câmbio aprecie. 2.3 TAXA DE CÂMBIO COMPORTAMENTAL O objetivo do uso deste modelo é capturar o movimento da taxa de câmbio real ao longo da amostra, incluindo variáveis de médio (como o diferencial da taxa de juros) e longo prazo (como o termo de troca e o efeito Balassa-Samuelson). A condição da UIP é utilizada no modelo, mas assumimos a existência do prêmio de risco representado pela relação entre a dívida e o PIB. Além disso, é usada a variável passivo externo líquido que é tida entre os 8

22 autores como importante na determinação da taxa de câmbio de longo prazo. Lane e Ferreti (2000) afirma que países credores tendem a ter a taxa de câmbio mais apreciada e mostra que a melhora da posição externa do país é associada a apreciação da moeda. Segundo Lane e Ferreti (1999), o passivo externo líquido é definido por: Onde representa o montante de reserva internacional, representam respectivamente o estoque de investimento estrangeiro direto, investimento em carteira e dívida, sendo que a indicação A e P indica o ativo e o passivo respectivamente. Nesse estudo o e o são definidos por: Onde e representam respectivamente o portfólio de investimento externo em ativos e em obrigações, e representam outros investimentos em ativos e em obrigações, representa erros e emissões, representa fundo de crédito e de empréstimo e representa financiamentos excepcionais. De acordo com as equações 7 e 8 e com os dados disponíveis no balanço de pagamento no sítio IPEADATA, a variável é dada por: 9

23 Neste modelo queremos calcular a taxa de câmbio real que é dado por: onde é a taxa de câmbio real, é a taxa de câmbio nominal, é o preço estrangeiro e é o preço doméstico. A elevação da taxa de câmbio real Real/Dólar está associada à depreciação real do Real. O uso da taxa de câmbio real nas estimações permite que a determinação da taxa de câmbio de longo prazo inclua elementos do enfoque monetário, mas admite que elementos nãomonetários, como excesso de demanda ou excesso de oferta, causem desvios constantes na paridade do poder de compra. A equação 10 deixa claro que a taxa de câmbio real não varia na PPP relativa (equação 4). A variação de 10% na razão do nível dos preços seria compensada por uma de 10% na taxa de câmbio nominal. O modelo inclui determinantes reais e pode ser expresso pela equação abaixo: onde é o log da taxa de câmbio real, é a taxa de juros doméstica, ou seja, a taxa Selic ; é a taxa de juros estrangeira,ou seja, a taxa Federal Fund; representa o passivo externo líquido; representa o log do termo de troca do Brasil que é dado pela divisão entre o preço de exportação e o de importação ; representa o risco do Brasil e é a Proxy usada para capturar o efeito Balassa, variável dada pelo log da fração do Índice de Preço ao 10

24 Consumidor Amplo (IPCA) dividido pelo Índice de Preço do Atacado (IPA) doméstico relativo à mesma relação relativo aos Estados Unidos. O efeito Balassa Samuelson é um mecanismo que mensura flutuações na taxa de câmbio devido ao processo de catching up, que leva à apreciação da moeda. Esse efeito consiste no processo de desenvolvimento de países onde ocorre rápido ganho de produtividade e crescimento no setor de bens comercializáveis. Dado que o preço desses bens é determinado pelo mercado internacional, o aumento da produtividade faz com que ocorra aumento nos salários. Quando esse aumento se espalha pela economia como um todo, o preço relativo no setor de bens não comercializáveis aumenta também, devido ao maior poder aquisitivo das pessoas e a uma maior demanda pelos serviços. Esse movimento gera apreciação no câmbio do país. É possível capturar o risco do país através da relação entre dívida e PIB ou pela variável chamada EMBI+ Brasil (Emerging Markets Bond Index Plus). A relação entre divida e PIB é indicador importante da saúde financeira pública, pois sinaliza a capacidade de solvência do país; manter esta relação baixa é importante para a economia do país dado que ela externaliza para o mercado internacional a condição de liquidez. O EMBI+ Brasil mensura o excedente que se paga em relação à rentabilidade garantida pelos bônus do governo norte-americano (país considerado o mais solvente do mundo), desta forma quanto maior a pontuação deste indicador maior o risco de aplicar no país, exigindo maiores retornos. Neste estudo optamos por utilizar a relação dívida/pib para captar o risco-brasil devido a três razões: (i) fato de que em outros estudos foi utilizada esta relação; (ii) no artigo de Fiorencio e Moreira mostra evidência que esta relação contribui de forma consistente para encontrar a taxa de câmbio real; (iii) e pelo fato que a relação dívida/pib é uma relação quantitativa inquestionável, já o 11

25 indicador EMBI+ Brasil é uma variável mais volátil pelo fato de ser determinado em função de oferta e demanda de títulos e por outras variáveis de curto prazo. 2.4 TAXA DE CÂMBIO REAL NATURAL Esse modelo originou-se do modelo de taxa de câmbio comportamental, sendo utilizado para estimar a taxa de câmbio real de longo prazo. Esse equilíbrio é definido por Stein (1994) como a taxa que prevaleceria se fatores especulativos e cíclicos pudessem ser removidos enquanto o desemprego estivesse na taxa natural. Em outras palavras, a Taxa de Câmbio Natural é aquela que prevaleceria se fatores especulativos, mudanças na política monetária e movimentos na reservas pudessem ser removidos, e se a atividade econômica estivesse operando em seu PIB potencial. A taxa de equilíbrio de longo prazo será aquela que (i) consistir com a balança interna, situação em que o nível de atividade seja igual à capacidade da economia, (ii) consistir com a balança externa, onde a soma da conta corrente com o capital não especulativo seja zero, (iii) paridade da taxa de juros prevaleça, de tal forma que os investidores são indiferentes entre ativos domésticos ou estrangeiros e, finalmente, (iv) o fluxo de capital especulativo e a mudança na reserva sejam zero. O modelo pode ser definido pela equação abaixo: As variáveis acima são apresentadas e descritas abaixo: 12

26 Consumo social : essa variável é dada pela soma do consumo privado e público dividido pelo PIB. O aumento do consumo social implica que a taxa de câmbio associada deve apreciar no curto prazo para reduzir o excesso de demanda, consequentemente deteriorando a conta corrente. Mas no longo prazo o câmbio deve depreciar devido aumento do consumo social doméstico, pois seu aumento leva ao aumento da dívida externa. Já o aumento do consumo social dos Estados Unidos aprecia o Real. Termo de Troca : Essa variável é dada pela divisão entre os preços de exportação e de importação. O aumento dessa relação significa que um mesmo volume físico de exportações de um país gera uma receita de divisas que permite a aquisição de maior volume físico de importação, como conseqüência a moeda aprecia. Diferencial na taxa de juros: Quanto maior a taxa de juros doméstica em relação à taxa de juros externa, mais apreciado é o câmbio devido ao influxo de capital. Produtividade : Essa variável é representada pela diferença entre o crescimento do Brasil e dos Estados Unidos. A melhora do nível da atividade econômica do Brasil em relação aos Estados Unidos é associada à apreciação do Real. 13

27 3 LITERATURA Nesta seção, apresentamos as sínteses dos trabalhos utilizados como fonte de informação e alguns resultados apresentados nessas bibliografias. A Paridade do Poder de Compra (PPP, na sigla em inglês) é a forma clássica e muito utilizada para determinar a taxa de câmbio nominal de equilíbrio no longo prazo. Apesar de ser um modelo muito usado, é criticado pelo fato de não utilizar determinantes reais e por ser restritivo. Adicionalmente, sua aplicação requer atenção as armadilhas e limitações do método, que são apontadas no artigo de Rogoff (1996). Taylor (2000) tem participação importante na estimação da PPP, uma vez que demonstrou que não deve ser utilizada a média no processo de agregação temporal das séries que envolvem o método. No seu artigo ele demonstrou a importância da qualidade da amostra para não gerar estimadores enviesados. No entanto, muitos estudos não levam em conta esse fato. Neste estudo estimamos a PPP usando ambas as formas de processo de agregação, mas o resultado de ambas as estimações não aceitaram a hipótese de relação entre as variáveis no longo prazo. MacDonald (2000) e Driver e Westaway (2004) definem diferentes formas de estimar a taxa de câmbio de equilíbrio. Baseada na idéia básica da PPP surgiu modelos que utilizam a estrutura básica da PPP, acrescentando a ela algumas outras variáveis. Dentre esses modelos estão a Taxa de Câmbio Comportamental e a taxa de câmbio baseada na Paridade do Poder de Compra juntamente e na Paridade Descoberto da Taxa de Juros. No estudo feito pelo Banco Central da Nova Zelândia em 2001, é estimada a taxa de câmbio de equilíbrio US$/NZD. São usados quatro modelos diferentes, entre eles a PPP, a Taxa de 14

28 Câmbio Comportamental e a PPP combinada com a UIP. É utilizado o método do Mínimo Quadrado Ordinário Dinâmico para estimar o coeficiente de co-integração dos modelos. Concluiu-se nesse estudo que a única relação válida entre as moedas da Nova Zelândia e dos Estados Unidos é a PPP. Stephens (2004) elaborou um estudo para o Banco Central da Nova Zelândia no qual se discutiu a taxa de câmbio de equilíbrio NZD/US$ de acordo com a PPP e UIP. Para verificar essa relação, foi utilizada a metodologia de Johansen. Baseada na evidência de uma possível relação de co-integração é estimado o Modelo de Correção de Erros (VEC, na sigla em inglês). Foram testadas formas estritas e formas fracas da PPP e UIP. Baseado nos resultados apresentados, o estudo mostrou evidências estatísticas que a única forma válida de estimar a taxa de câmbio de equilíbrio entre a moeda da Nova Zelândia e dos Estados Unidos é através da PPP estrita combinada com a forma fraca da UIP. Neste estudo, as estimativas e testes realizados no modelo PPP e UIP são todos baseado nesse artigo. A construção e interpretação da variável chamada passivo externo líquido é baseada nos trabalhos de Lane e Ferretti (1999,2000). No estudo de 1999 a variável é definida e decomposta nos elementos que formam o passivo externo líquido, e no estudo do ano 2000 mostra que na média, países devedores tendem a ter a moeda mais depreciada. Alguns estudos foram realizados para analisar o Real. Emerson Marçal procura pesquisar as determinantes da taxa de câmbio real. Ele utiliza o termo de troca, o passivo externo líquido, Efeito Balassa e a paridade real das taxas de juros para determinar a taxa de câmbio de equilíbrio. Ele conclui que no final de 2010 o Real estava apreciado em relação a uma cesta de moedas. 15

29 No estudo do Instituto de Estudos de Desenvolvimento Industrial (IEDI) constatou que o comportamento do câmbio é explicado através dos fundamentos reais tais como termo de troca, diferencial de crescimento entre países e o saldo da balança comercial; e do fundamento monetário, como a Paridade Descoberta da Taxa de Juro. Assim é concluído que a queda da taxa de juros é um instrumento importante para recolocar a taxa de câmbio em seu patamar de equilíbrio. O FMI realizou um estudo aplicando o modelo da Taxa de Câmbio Comportamental para o Real no período entre 1970 e Foi utilizado o termo de troca, o Efeito Balassa, o diferencial da taxa de juros, o passivo externo líquido e a dívida pública para determinar a taxa de câmbio de equilíbrio. A conclusão do trabalho foi que a apreciação que ocorreu em foi em resposta da melhora das variáveis da economia desde o começo do uso do regime de câmbio flutuante. Podemos perceber que os estudos realizados para o Brasil têm diferentes objetivos. Marçal e IEDI têm como objetivos encontrar variáveis que ajudam a determinar a taxa de câmbio. O presente artigo segue a mesma linha de raciocínio do estudo realizado pelo FMI; aplicar métodos já existentes e que já foram aplicados para outras economias, e aplicar no caso Brasil. 16

30 4 DADOS A base de dados utilizada neste estudo é extraída do site do Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada (IPEA), do Bureau of Labor Statics e do Fundo Monetário Internacional. Todas variáveis são apresentadas em freqüência trimestral entre o primeiro trimestre de 1994 até o primeiro trimestre de São utilizados os dados a partir de 1994, ano que coincide com o início do Plano Real que tinha como principal objetivo controlar a hiperinflação e que deu início à estabilidade da economia. A taxa de câmbio comercial média representa a taxa de câmbio nominal ; é importante salientar que esta representa quantos Reais são necessário para comprar uma unidade de Dólar (R$/US$), consequentemente um aumento nesta variável representa a desvalorização do Real. O preço doméstico e o preço internacional são representados pelo Índice de Preço do Consumidor Amplo (IPCA) e pelo Consumer Price Index (CPI) respectivamente. A taxa de juros doméstica é representada pela SELIC, e o Federal Fund Rate representa taxa de juro internacional, ambas estão em percentagem. A série do termo de troca do Brasil é extraída do sítio IPEADATA já pronta, construída a partir da razão entre os índices de preços de exportação e os índices de preço das importações. As variáveis de consumo privado e consumo público do Brasil e dos Estados Unidos estão expressas em bilhões, em real e em dólar respectivamente. Essas variáveis são importantes para a construção da variável consumo social respectiva a cada país, que é dada pela razão entre a soma do consumo privado e público pelo PIB. 17

31 É utilizado como proxy para o risco-brasil a dívida líquida total do governo federal e do Banco Central em relação ao PIB. O índice de preço ao consumidor (IPCA para o Brasil e CPI para os Estados Unidos) junto com o Índice de Preço por Atacado (IPA para Brasil e WPI para os Estados Unidos), também são utilizados para criação da variável responsável pelo Efeito Balassa. As séries históricas de investimento direto estrangeiro, de investimento em carteira, de reserva de moeda internacional, dívida externa líquida, outros investimentos e de erros e omissões são usadas para a criação da variável chamada passivo externo líquido. 4.1 ESTATÍSTICAS DESCRITIVAS A partir do gráfico abaixo podemos observar que o câmbio nominal após 1999, data que marcou o início do câmbio flexível e da meta de inflação, seguiu com tendência de depreciação até Mas a partir de 2002 o Real foi se apreciando frente ao Dólar, uma vez que a economia apresentava sinais de melhorias; como controle da inflação, melhora no crescimento, atração de investimento, além de praticar alta taxa de juro atraindo capital de investidores. Esses elementos macroeconômicos, aliado a fase de incerteza pós-terrorismo dos Estados Unidos, foram fatores determinantes para a apreciação do Real. 18

32 Figura 1: Gráfico do Câmbio Nominal A taxa de juros do Brasil foi diminuindo ao longo dos anos, uma vez que a inflação foi sendo controlada. Isso é notado quando observamos o período entre 1994 e 2011, os juros no final do ano de 1994 eram de 84%, caindo para 11,5% no início de A taxa de juros dos Estados Unidos, diferentemente da do Brasil, durante esses anos sempre esteve entre 0.5% e 6%. Devido ao efeito recessivo da crise sub-prime americana, em 2008 a taxa de juros foi reduzida ao nível próximo de 0% como forma de incentivo à economia americana 19

33 Figura 2: Gráfico do Consumo Social do Brasil Figura 3: Gráfico do Consumo Social dos Estados Unidos 20

34 Figura 4: Gráfico do log do Termo de Troca do Brasil Através dos gráficos vemos que o consumo social do Brasil (representado pela soma do consumo publico e privado dividido pelo PIB) é praticamente constante ao longo dos anos, representando em média 82% do PIB. Já o consumo social dos Estados Unidos apresenta tendência crescente, mas na média representa 85% do PIB. O termo de troca é uma medida do poder aquisitivo das exportações de um país. No caso do Brasil, como mostra o figura 4 é crescente, mostrando que o nível de preço da exportação sobe em um nível mais rápido que da importação, melhorando a relação de troca do Brasil; consequentemente apreciando o Real. O aumento dessa relação significa que um mesmo volume físico de exportações de um país gera uma receita de divisas que permite a aquisição de um maior volume físico de importações. 21

35 Figura 5: Gráfico do Efeito Balassa-Samuelson O gráfico acima mostra o Efeito Balassa-Samuelson onde podemos verificar que a relação entre o Índice de Preço ao Consumidor e o Índice de Preço ao Atacado dos Estados Unidos é relativamente constante; portanto o efeito muda ao longo dos anos devido mudanças na relação entre o IPCA e IPA do Brasil. O IPCA do Brasil é composto por uma cesta de produtos, na qual o serviço tem peso de quase 25% no cálculo do indicador. Dado que o efeito Balassa está ligado ao fato de que o país está se desenvolvendo, levando ao aumento dos preços dos bens não comercializáveis, esperamos sinal negativo para o Efeito Balassa, já que o aumento do IPCA está relacionado ao aumento dos preços do serviço gerando a apreciação do Real. Em alguns estudos empíricos como de Engel (1993) e o de Rogers e Jenkins (1995) mostra-se que o Efeito Balassa-Samuelson exerce influência nos movimentos da taxa de câmbio, mas ele não é grande o suficiente para explicar grandes mudanças. 22

36 Figura 6: Gráfico do Passivo Externo Líquido O gráfico acima mostra a série histórica do Passivo Externo Líquido. Quando o valor é positivo mostra que o país é devedor, e quando o valor se torna negativo significa que o país passou a ser credor mundial. A melhora nas contas de um país é associada à apreciação da moeda do país. Se analisarmos a série da taxa de câmbio R$/US$ e a do Passivo Externo Líquido observa-se que a queda do passivo externo líquido é acompanhada pela apreciação do Real frente ao Dólar. Os métodos utilizados na realização dos testes e estimações dos modelos apresentados têm como premissa que as variáveis envolvidas sejam integradas. Portanto é realizado o teste de raiz unitária para testar as variáveis. Utilizamos o teste DF-GLS, pois maximiza o poder do teste, desta maneira minimizamos a probabilidade de não rejeitarmos a hipótese nula de existência de raiz unitária com maior freqüência do que o correto. A tabela abaixo apresenta o a estatística do teste e os valores críticos do teste de raiz unitária realizado nas variáveis. 23

37 Tabela 2: Testes de Raiz Unitária- DF-GLS Variável Termos na equação Estatistica do Valores Críticos Teste 1% 5% 10% Intercepto -0,5293-2,5994-1,9456-1,6137 Intercepto -1,0606-2,5994-1,9456-1,6137 Intercepto e tendência -1,3312-3,6902-3,126-2,827 Intercepto e tendência -2,1516-3,694-3,126-2,83 Intercepto -2,1236-2,5979-1,9454-1,6137 Intercepto -2,0408-2,5979-1,9455-1,6137 Intercepto e tendência -1,6442-3,7054-3,1356-2,8390 Intercepto e tendência -0,8765-3,7016-3,1324-2,8360 Intercepto -0,8351-2,5983-1,9455-1,6137 Intercepto e tendência -0,7676-3,6978-3,1292-2,8330 Intercepto -1,0541-2,5989-1,9455-1,6137 Intercepto e tendência -1,7493-3,7016-3,1324-2,8360 Intercepto -1,4909-2,5989-1,9455-1,6137 Intercepto -3,1200-2,5989-1,9455-1,6137 Intercepto 0,2839-2,6010-1,9459-1,6135 Como mostra a tabela acima, todas as variáveis, com exceção da variável, não rejeitam a hipótese nula do teste de raiz unitária, implicando que as séries possuem raízes unitárias. Dado que nenhum dos testes de raiz unitária disponíveis aponta existência de raiz unitária na variável, criamos a variável que representa a diferença entre a taxa de crescimento da economia do Brasil e dos Estados Unidos. Ao realizar o teste de raiz unitária nesta variável não rejeitamos a hipótese nula de existência de raiz unitária. Na co-integração é importante que as variáveis sejam integradas de mesma ordem. Portanto, fazemos o teste de raiz unitária nas variáveis em primeira diferença. O resultado do teste é apresentado na tabela abaixo: 24

38 Tabela 3: Teste ADF em primeira diferença Variável Termos na equação Estatistica do Valores Críticos Teste 1% 5% 10% Intercepto -11,5540-3,5315-3,9055-2,5900 Intercepto -7,0850-3,5315-2,9055-2,5902 Intercepto e tendência -45,2700-4,1009-3,4783-3,1667 Intercepto e tendência -8,8145-4,1031-3,4793-3,1674 Intercepto -7,8440-3,5285-2,9091-2,5895 Intercepto -3,5300-3,5285-2,9041-2,5895 Intercepto e tendência -6,3948-4,0966-3,4762-3,1656 Intercepto e tendência -6,6875-4,1009-3,4783-3,1667 Intercepto -6,0925-3,5285-2,9041-2,5895 Intercepto e tendência -7,0172-4,0966-3,4762-3,1656 Intercepto -11,9528-3,5285-2,9041-2,5895 Intercepto e tendência -9,6797-4,1009-3,4783-3,1667 Intercepto -10,4792-3,5285-2,9041-2,5895 Intercepto Intercepto -18,7371-3,5348-2,9069-2,5910 O teste acima aponta que não podemos aceitar a hipótese nula, concluindo assim que todas as variáveis são integradas de primeira ordem, ou seja, são I(1). A tabela abaixo mostra algumas estatísticas descritivas das variáveis. Observamos que as variáveis relativas ao Brasil possuem maior desvio padrão. Uma possível razão para este resultado é pelo fato que a amostra engloba um período de transição na economia brasileira. 25

39 Tabela 4: Estatísticas Descritivas Variável Média Mediana Valor Máximo Valor Mínimo Desvio Padrão 1,87 1,84 3,60 0,24 0,73 0,24 0,23 0,46 0,15 0,07 6,79 6,82 7,35 4,60 0,44 4,81 4,81 5,01 4,60 0,12 21,24 18,38 67,89 8,65 12,14 3,52 4,45 6,52 0,12 2,11 4,61 4,60 4,84 4,49 0,07 0,91 0,85 1,18 0,73 0,14 25,75 28,75 38,66 9,47 7,76 0,82 0,82 0,93 0,72 0,03 0,84 0,85 0,87 0,81 0,01 0,09 0,05 2,52-0,10 0,35 0,08 0,03 2,50-0,12 0,35 5 ESTIMATIVAS ECONOMÉTRICAS Nesta seção são apresentadas as estimativas dos modelos apresentados na seção 2. A bibliografia sobre o método utilizado no teste dos modelos encontra-se dividida entre o modelo de co-integração de Johansen e o uso de uma única equação de co-integração utilizando o Mínimo Quadrado Ordinário Dinâmico (MQOD). Clark e MacDonald (1999), Jun Nagayasu utilizam a co-integração de Johansen, já Brook e Hargreaves (2001) utilizam o MQOD para estimar a taxa de câmbio de equilíbrio da Nova Zelândia. Neste estudo são abordadas as duas formas apresentadas acima. A co-integração testa a existência da relação de equilíbrio. Existe co-integração quando as variáveis integradas são combinadas, resultando uma série estacionária, ou seja, I(0); mostrando uma relação de dependência. 26

40 A pré-condição para existência de co-integração é que as séries envolvidas sejam integradas de mesma ordem, razão pela qual é feito o teste de raiz unitária nas séries. Através do teste de Johansen verificamos a existência do vetor de co-integração, e quando indicado a existe desse vetor é estimado o Modelo de Correção de Erros (Vector Error Correction, VEC na sigla em inglês) para determinar os efeitos. Já o método de Mínimo Quadrado Ordinário Dinâmico (MQOD), proposto por (Stock e Watson, 1993), se baseia na estimação de uma única equação de co-integração que inclui valores passados, presentes e futuros das variáveis explicativas; que pode ser definido por: Onde é o log da taxa nominal de câmbio R$/US$, é a constante, representa o estimador MQO das variáveis independentes relevantes no modelo, representa o multiplicador dinâmico acumulado de longo prazo e é o resíduo. Para que o modelo seja validado, é necessário que os resíduos da equação sejam estacionários. 5.1 TESTE DA PARIDADE DO PODER DE COMPRA Método de Co-integração de Johansen Como já mencionado, a relação de equilíbrio de longo prazo das variáveis é testada através do método de co-integração. De acordo com as tabelas 2 e 3 sabemos que as variáveis envolvidas na estimação são todas integradas de primeira ordem. Dessa forma queremos testar se: 27

41 Estimamos o Vetor Auto Regressivo (VAR) com duas defasagens, tal como determinado pelo Critério de Informação de Schwarz. As estatísticas do traço e do auto-valor máximo são responsáveis na indicação da existência de relação de co-integração; que neste modelo aponta a existência de um vetor. Algumas vezes essas estatísticas podem gerar resultados conflitantes, e quando isso ocorre alguns autores preferem utilizar a estatística do autovalor máximo, pois alegam que a sua hipótese nula é mais específica. Estimamos o Vetor de Correção de Erros (VECM, na sigla em inglês) com as seguintes restrições: PPP na forma estrita, testando na equação acima se, ou seja, se o impacto do preço do Brasil e dos Estados Unidos possuem o mesmo impacto na taxa de câmbio porém com efeito oposto. PPP na forma simétrica, testando na equação acima se, ou seja, o efeito sobre a taxa de câmbio é oposto, mas possuem pesos diferentes. A distinção entre as restrições acima é importante, pois a existência do custo de transporte e o uso de diferentes pesos na composição do índice de preço dos países mostram a dificuldade de impor valores específicos, sendo possível inferir somente que seus sinais opostos. Tabela 5: Resultado dos Testes baseada nas hipóteses da PPP PPP estrita PPP simétrica p- valor 0,0000 0,0000 A tabela acima mostra o resultado dos testes, ambas as formas da PPP não podem ser aceitas para a relação entre Brasil e Estadas Unidos. Uma possível razão para esse resultado é o fato de estarmos comparando economias em nível de desenvolvimento econômico muito diferente. 28

42 5.1.2 Método: Mínimo Quadrado Ordinário Dinâmico (MQOD) Utilizamos o programa Eviews7 para estimar a equação abaixo utilizando o MQOD: Onde representa o log da taxa de câmbio nominal e representa o log da diferença de preços entre os países. Os coeficientes da equação acima estão expressos abaixo: Ao nível de significância de 10% todas as variáveis são significativas no modelo. O diferencial de preços tem o sinal esperado, pois maior nível de preço no Brasil é associado à depreciação do Real. No entanto, para que essa equação seja validada é preciso que o resíduo seja estacionário, I(0). O gráfico abaixo mostra o comportamento do resíduo da equação: Figura 7: Gráfico de Resíduo da equação PPP 29

43 Aparentemente o resíduo apresenta comportamento de forma não estável, com fortes tendências crescentes e decrescentes. Para confirmar o comportamento do resíduo é necessário realizar o teste de raiz unitária. Dado que o teste será aplicado no resíduo de uma equação com potencial de ser espúria, optamos em utilizar o teste Engle e Granger, pois este utiliza maiores valores crítico. A tabela abaixo mostra o resultado: Tabela 6: Teste Raiz Unitária nos Resíduos da equação PPP- Engle e Granger Nível de Estatística t 1% 5% 10% significânia Valor Crítico -0,8396-3,90-3,34-3,04 De acordo com o teste, não podemos rejeitar a hipótese nula de existência de raiz unitária na série. Concluímos que não é possível verificar a relação de longo prazo entre as variáveis. Seguindo Taylor (2000), estimamos a relação PPP utilizando a última observação de cada trimestre entre o período de 1994 e 2011, a tabela abaixo mostra os resultados do teste ADF- GLS realizado nas variáveis: Tabela 7: Teste Raiz Unitária ADF- GLS Variável Termos na equação Estatistica do Valores Críticos Teste 1% 5% 10% Intercepto -0,4323-2,5984-1,9456-1,6137 Intercepto e tendência 1,8674-3,6978-3,1292-2,8330 Intercepto e tendência -3,5565-3,6978-3,1292-2,8330 A tabela acima mostra que não podemos rejeitar a hipótese de que todas as variáveis possuem raiz unitária. Dessa forma podemos verificar a existência de co-integração. Inicialmente estimamos o VAR com uma defasagem, definido pelo Critério de Informação de Schwarz. O teste de Johansen aponta a existência de um vetor de co-integração. Estimamos o VEC com as mesmas restrições impostas na equação 14, ou seja, a PPP estrita e PPP 30

44 simétrica. Como mostra na tabela abaixo, não podemos aceitar nenhuma das duas restrições, confirmando a não existência de relação de longo prazo. Tabela 8: Resultado dos Testes baseada nas hipóteses da PPP PPP estrita PPP simétrica p- valor 0,0000 0,0000 Estimando a equação 15 novamente e usando o MQOD, encontramos o resultado abaixo: Ao nível de significância de 10%, todas as variáveis são significativas no modelo. O diferencial de preços apresenta sinal esperado, pois é esperado que com o maior nível de preço do Brasil em relação aos Estados Unidos deprecie o Real frente ao Dólar. O modelo explica 59% das variações da variável dependente. No entanto devemos verificar se o resíduo da equação é estacionário. O gráfico abaixo sugere que o resíduo não é estacionário, devido presença de fortes tendências crescentes e decrescentes. 31

45 Figura 8: Gráfico do Resíduo da PPP (Taylor) Mas para confirmar o resultado, realizamos o teste Engle e Granger, testando a hipótese nula da série ser integrada. O resultado é apresentado na tabela abaixo: Tabela 9: Raiz Unitária nos Resíduos da equação PPP- Engle e Granger Nível de Estatística t 1% 5% 10% significânia Valor Crítico -1,0072-3,90-3,34-3,04 Com o teste acima, concluímos que mesmo corrigindo o problema de agregação temporal, não podemos rejeitar a hipótese de que o resíduo possua raiz unitária, ou seja, a relação de longo prazo da PPP entre o Brasil e os Estados Unidos não pode ser validada. Apesar da não validação do modelo PPP entre o Real e o Dólar, a tabela abaixo mostra a taxa de câmbio nominal assumindo a PPP relativa, ou seja,, dessa forma assumimos que a taxa de câmbio real é constante. É usado o primeiro trimestre do ano de 2000 como ano base de referência. Foi escolhida essa data pelo fato de ser o primeiro ano após a implementação da meta de inflação como ferramenta monetária e da mudança do 32

46 regime cambial. No cálculo para saber se o real encontra-se apreciado (sinal positivo) ou depreciado (sinal negativo) utilizamos a relação entre o câmbio observado e a taxa de câmbio encontrada baseada na PPP. O desalinhamento é dado por abaixo:. Os resultados encontrados seguem na tabela Período Tabela 10: Taxa de Câmbio baseada na PPP Taxa de Câmbio (PPP) Sobre (+) Des (-) (%) Período Taxa de Câmbio (PPP) Sobre(+) Des (-) (%) 2000T1 1, T3 1,34 5, T2 1,00-2, T4 1,37 2, T3 1,02-2, T1 1,37 10, T4 1,03-7, T2 1,35 9, T1 1,03-16, T3 1,36 9, T2 1,04-21, T4 1,38 13, T3 1,06-30, T1 1,38 17, T4 1,09-17, T2 1,37 24, T1 1,10-17, T3 1,38 31, T2 1,11-32, T4 1,39 36, T3 1,13-49, T1 1,39 38, T4 1,20-40, T2 1,38 51, T1 1,24-35, T3 1,40 27, T2 1,26-23, T4 1,47 9, T3 1,27-24, T1 1,47 10, T4 1,29-21, T2 1,47 31, T1 1,29-22, T3 1,48 45, T2 1,30-27, T4 1,49 49, T3 1,32-19, T1 1,51 48, T4 1,35-11, T2 1,52 47, T1 1,35-11, T3 1,53 57, T2 1,36 0, T4 1,56 63, T1 1,56 67,75 A tabela acima mostra que até o ano de 2005 o Real encontrava- se depreciado em relação à taxa de câmbio de equilíbrio, e após esse período ele tornou-se cada vez mais apreciado em relação ao equilíbrio. No entanto é preciso levar em consideração que o cálculo da PPP relativa é muito sensível ao ano base escolhido para criação do índice. 33