TESTANDO QUEBRA ESTRUTURAL NA REGRA DE TAYLOR: UM ESTUDO EMPÍRICO PARA O BRASIL ( )

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1 TESTANDO QUEBRA ESTRUTURAL NA REGRA DE TAYLOR: UM ESTUDO EMPÍRICO PARA O BRASIL ( ) Nadja Simone Menezes Nery de Oliveira * Edilean Kleber da Silva Bejarano Aragón ** Universidade Federal da Paraíba nadja_menezes@homail.com edilean@homail.com Resumo: O presene esudo invesiga a exisência de mudança esruural na regra de políica moneária adoada pelo Banco Cenral do Brasil no período de 000 a 009, iso é, a pesquisa busca invesigar alerações na dinâmica de definição da axa Selic pelo Banco Cenral brasileiro no período de meas de inflação. Para ese fim foram uilizadas as meodologias proposas por Chow (1960), Andrews (1993) e Andrews e Ploberger (1994), ese úlimo consise esimar a ocorrência de um pono de quebra esruural em uma daa desconhecida. Os resulados obidos mosram que desde adoção do regime de meas inflacionárias os coeficienes da regra de políica moneária adoada pelo BACEN durane o período de permaneceram consanes. Esse resulado diferiu das evidências em favor de mudanças esruurais na função de reação do Banco Cenral enconradas por Lima e al. (007) e Barcellos Neo e Porugal (007). Palavras-chave: Regra de Taylor; Função de Reação; Mudanças Esruurais; Meas de Inflação. 1. Inrodução A regra de políica moneária proposa inicialmene por Taylor (1993) esabelece que a axa de juros definida pelo Banco Cenral depende fundamenalmene da axa de inflação e do hiao do produo. Desde enão, vários esudos passaram a ser realizados usando ese mesmo princípio, nos quais se busca esimar uma função de reação capaz de descrever a evolução do insrumeno de políica moneária do Banco Cenral, a axa básica de juros, ao longo do empo. * Graduada em Ciências Econômicas pela UFPB. ** Professor do PPGE/UFPB.

2 Clarida e al. (000) propuseram uma imporane modificação na regra de Taylor ao formularem uma regra de políica moneária capaz de relacionar os ajuses da auoridade moneária na axa de juros correne com base nos valores fuuros esperados da inflação e no hiao do produo. Na lieraura nacional, alguns auores buscaram descrever uma regra de Taylor com o inuio de inerprear como se dá a condução da políica moneária sob o regime de meas inflacionárias (ver, por exemplo, Minella e al. 00; Neo, 003; Holland, 005; Salgado e al., 005; Soares e Barbosa, 006). Seis meses após os aaques especulaivos invesidos conra o Real em janeiro de 1999, que fizeram com que a axa de câmbio nacional passasse de adminisrada para fluuane, o Brasil adoou o regime de meas de inflação. Com a implemenação dese regime de políica, o Banco Cenral do Brasil passou a alerar o insrumeno de políica moneária, a axa Selic, com o principal objeivo de fazer com que a inflação convergisse à mea esabelecida pelo Conselho Moneário Nacional (CMN). Um ema basane imporane que ambém vem sendo esudado na lieraura econômica, porém pouco explorado na lieraura nacional, é o exame na mudança dos parâmeros da função de reação do Banco Cenral. Alguns auores brasileiros abordam essa emáica, por exemplo, o rabalho proposo por Lima e al. (007), no qual aravés de um modelo markoviano de mudanças, esimaram as funções de reação para o período pós-plano Real e localizaram exisência de dois regimes para o período de agoso de 1999 a janeiro de 006. Neo e Porugal (007) enconraram evidências empíricas de que na adminisração do aual presidene do Banco Cenral do Brasil, Henrique Meirelles, a axa básica de juros (Selic) em reagido menos aos desvios na inflação esperada em relação a sua mea e mais a variações na axa de câmbio quando comparada a adminisração de Armínio Fraga. Porano, a moivação do presene rabalho se deve, principalmene pela fala de consenso de um modelo mais apropriado para caracerizar o comporameno da políica moneária do Brasil a parir da implanação do sisema de meas de inflação. Nese senido, o presene rabalho em por objeivo esimar uma regra de Taylor para o regime de meas brasileiro e, por meio de uma meodologia para seleção de quebras esruurais, idenificar as possíveis mudanças de regimes na dinâmica de definição da axa básica de juros da economia, a axa Selic, por pare da auoridade moneária no período de 000 a 009. Para isso, uilizamos a meodologia proposa por Chow (1960), Andrews (1993), Andrews e Ploberger (1994) e Hansen (001), aravés do ese de quebra esruural para daas conhecidas a priori ou desconhecidas.

3 Além desa inrodução, o presene esudo se divide em mais cinco seções. A seção faz uma revisão da lieraura empírica para a regra de Taylor. Na seção 3 é realizado um breve hisórico quano à condução da políica moneária brasileira a parir da implanação do sisema de meas de inflação, em 1999, aé o final do ano de 009. Na seção 4 é apresenada a meodologia para a deecção de quebras esruurais e a especificação da regra de políica moneária a ser esimada. As esimações realizadas e os resulados obidos são apresenados na seção 5. Finalmene, a seção 6 apresena as conclusões dese esudo.. Revisão da Lieraura Em seu arigo, John B. Taylor (1993) apresenou uma equação linear simples enre o comporameno das axas inernas de juros de curo prazo dos Esados Unidos, o desvio da inflação em relação a uma mea de inflação esabelecida e o desvio do produo real em relação ao produo poencial para o período de 1987 a 199. Taylor procurou mosrar que a políica moneária deve ser conduzida por meio de regras ransparenes e críveis, uma vez que acrediava que esa era a forma mais eficaz de aingir os melhores resulados conjunos de desempenho econômico. De acordo com Taylor (1993), o desempenho da axa de juros nos EUA poderia ser represenado por uma relação linear simples com a axa de inflação ( π *), uma axa de juros de equilíbrio ( r*) e uma soma ponderada enre dois desvios: a diferença enre a axa de inflação (medida pelo deflaor do PIB) e a mea de inflação e o desvio percenual do PIB do seu poencial. Essa relação linear pode ser expressa como: i = π + r + 0,5( π π ) + 0,5( y ) (1.1) * * em que i é a axa básica de juros, r * é a axa real de juros de equilíbrio, π é a axa de inflação (medida pelo deflaor do PIB), π * é a mea de inflação e y é o hiao do produo (iso é, o desvio percenual do produo real em relação ao produo poencial). A parir do rabalho de Taylor (1993), inúmeros esudos, ano eóricos quano empíricos, foram realizados para a obenção de funções de reação. Denre os quais, desaca-se o rabalho de Clarida, Galí e Gerler (1998) que esimaram funções de reação para os bancos cenrais de países indusrializados. Os auores dividiram esses países em dois grupos o G3 composo por Alemanha, Japão e EUA e o E3 formado por Iália, França e Reino Unido. Esse esudo evidenciou que os bancos cenrais do grupo G3 êm perspeciva de fuuro (forward- 3

4 looking), eles respondem à inflação previsa como oposição à perspeciva backward-looking, adoada por Taylor (1993), onde os valores passados de inflação e produo foram uilizados no modelo. A regra básica esimada para cada um dos países é dada por: r = (1 ρ) α + (1 ρ) βπ + (1 ρ) γ x + ρ + r + ε (1.) + n 1 em que r é a axa de juros nominal, π +n é a axa de inflação no período +n, x é o hiao do produo e ε é o ermo de erro. Aravés de uma versão mais sofisicada, eses auores chegaram à conclusão de que os países que formam o grupo G3 possuem meas implícias de inflação. Levando em consideração os dados da amosra, os mesmos defendem expliciamene que um sisema de meas de inflação é possivelmene superior a um sisema de câmbio fixo, em ermos de desempenho conjuno das axas de inflação e de crescimeno econômico. Judd e Rudebusch (1998) analisaram uma função de reação à políica moneária americana durane o período de 1970 aé 1997, o objeivo era analisar o período correspondene a rês presidenes disinos e a parir dessa esimação avaliar a hipóese se a roca de diferenes presidenes alerava a condua do insrumenal de políica moneária. Para al, os auores subdividiram a amosra em rês pares: o período cuja gesão esava a cargo de Arhur Burns (1970. Q Q1), Paul Volcker (1979. Q Q), e Alan Greenspan (1987. Q Q1). Vale ressalar que durane o período oal de análise a presidência do Fed ambém eseve sob a gesão de Miller (1978. Q Q), que devido a sua cura duração foi desconsiderada pelos auores. Nesse rabalho foram localizados bons indícios de que os movimenos nas axas de juros são consisenes com uma políica moneária que almeja inflação baixa no longo prazo e crescimeno econômico próximo de seu poencial de curo prazo. No enano, os resulados dessa análise diferiram da especificação original de Taylor (1993) em dois imporanes aspecos. As axas de juros parecem reagir mais inensamene aos desvios do PIB ao conrário do que o arigo original supunha, ao passo que a velocidade do ajuse parece ser mais suave do que supôs Taylor. Ademais, foram enconrados sinais de que a regra de Taylor se adapa melhor ao período em que as decisões do Fed esiveram sob o comando de Alan Greenspan. 4

5 .1. Resulados empíricos para o Brasil Em relação ao Brasil, exisem vários rabalhos que procuram realizar esimações de funções de reação com a finalidade de capar o comporameno da auoridade moneária em sua condução de políica moneária. Denre esses podemos ciar Minella e al. (00) que esimaram uma função de reação para o Banco Cenral do Brasil que relaciona a axa de juros de curo prazo a desvios da axa de inflação esperada em relação à mea de inflação, permiindo alguma suavização da axa de juros, e ainda, ao hiao do produo e aos movimenos da axa de câmbio. A relação desas variáveis pode ser melhor visualizada com base na seguine especificação: i = ρi + (1 ρ)[ α + α D + α y + α e ] + ε (1.3) j onde i é a axa nominal de juros (Selic) esabelecida pelo Comiê de Políica Moneária (COPOM), D j é a média ponderada enre os desvios no ano correne e no ano seguine da expecaiva de inflação em relação à mea inflacionária, y -1 é o hiao do produo, e -1 é a variação da axa de câmbio nominal e ε é o ermo de erro. O hiao do produo é obido pela diferença enre o produo aual e o poencial, sendo usado como proxy do produo aual a produção indusrial mensal medida pelo IBGE, e o produo poencial esimado aravés do filro HP, proposo por Hodrick e Presco em esudo de 1997, que define uma endência de longo prazo como uma média ponderada da série em análise. A amosra uilizada foi formada por dados mensais para o período de julho de 1999 a dezembro de 00. Os auores uilizam ainda duas fones de expecaiva de inflação: a expecaiva de inflação esimada pelo Banco Cenral do Brasil em seu Relaório rimesral de inflação e as expecaivas obidas a parir de um levanameno diário que o Banco Cenral realiza enre insiuições financeiras e empresas de consuloria. Esse levanameno perguna o que as firmas esperam da inflação de períodos deerminados. Desse modo, Minella e al (00) concluíram que, no período observado, o BACEN eve uma posura forward-looking, ou seja, reagiu agressivamene aos desvios das expecaivas de inflação em relação à mea esabelecida. Barcellos Neo (003) esima uma função de reação do ipo Taylor (1993) para o Banco Cenral do Brasil no período sucedido pela adoção do regime de meas para a inflação, de acordo com a seguine especificação: 5

6 i= c+ β i + β D+ β y + β IPCAl + β IPCAa + ε (1.4) 1 j j onde i é a axa Selic mensal (média do período), Dj é o desvio ponderado da inflação esperada em relação à mea de inflação, y -1 é o hiao do produo defasado um período, IPCAl -1 é a soma móvel de 1 meses do Índice de Preços ao Consumidor Amplo (IPCA) para os preços livres e IPCAa -1 é a soma móvel de 1 meses do índice de preços ao consumidor amplo para os preços adminisrados. Denre os modelos desenvolvidos pelo auor esa equação sugere um excelene grau de explicação das variáveis às decisões do BACEN, pois se apresena em sinonia com as direrizes do regime de meas de inflação com câmbio fluuane, indicando que a auoridade moneária vem se comporando de modo consisene com o próprio sisema implemenado no Brasil a parir do segundo semesre de Dessa forma, os resulados obidos nesse esudo mosram que o BACEN leva em consideração em suas decisões de políica moneária o comporameno dos desvios ponderados das expecaivas de inflação em relação à mea do ano correne e do ano seguine, o comporameno do hiao do produo e o comporameno do IPCA 1 diferenciado enre preços livres e adminisrados. Holland (005) esimou uma função de reação para o BACEN para o período de meas de inflação com o objeivo de examinar empiricamene se a políica da auoridade moneária do Brasil sob um regime de câmbio fluuane em respondido aos choques de câmbio aravés de sua função de reação. Em sua proposa a axa de juros básica (i ), a axa Selic, é uma função da expecaiva de inflação (Eπ +n ), do hiao do produo (x ) e da axa de câmbio real (z ), que pode ser observada na função seguine: i = φ{ α + β E[ π / Ω ] + γ E[ x / Ω ] + ξ E[ z / Ω ]} + (1 φ) i (1.5) + n 1 A amosra de dados é mensal e abrange o período de julho de 1999 aé janeiro de 005. Como meodologia ese auor uiliza o méodo dos momenos generalizados (GMM). Os resulados obidos por Holland (005), foram os de que o Banco Cenral possui uma posura agressiva em relação ao conrole inflacionário, viso que os valores obidos dos coeficienes de inflação ( β ) em sua esimação iveram resulados bem superiores a 1 e esaisicamene significaivos, e dado que os valores esimados para os coeficienes da 1 O IPCA é calculado pelo IBGE desde 1980 e mede as variações de preços ao consumidor nas regiões meropolianas de Belém, Foraleza, Recife, Salvador, Belo Horizone, Rio de Janeiro, São Paulo, Curiiba, Poro Alegre, Brasília e no município de Goiânia. Ese índice reflee a variação dos preços das cesas de consumo de famílias com renda mensal de 1 a 40 salários mínimos, qualquer que seja a fone de renda. 6

7 depreciação cambial real ( ξ ) não foram esaisicamene significaivos, mosrando que a políica moneária do Brasil não responde a depreciação na axa de câmbio real. Salgado e al. (005) objeivando analisar os efeios de mudanças de regime na deerminação da axa básica de juros para o período enre agoso de 1994 e dezembro de 000 esimam uma função de reação para o BACEN fundamenada em um modelo TAR (Limiar Auo-Regressivo). Em paricular, o modelo proposo pelos auores faz uso de um indicador de crises cambiais para analisar variações nas dinâmicas da axa Selic em períodos com crises e fora de crises. A função esimada pode ser observada com a seguine especificação: h p q ( i) ( i) ( i) ( i) y = α 0 + α j y j + β j x j, + ε Ii ( q ) i= 1 j= 1 j= 1 (1.6) Os auores concluem que o modelo não-linear é significaivamene melhor do que o um com regra ipo Taylor ajusada para as axas de juros brasileiras, o que mosra o duplo comporameno da função de reação do BACEN. Desse modo, o modelo não-linear é a maneira mais adequada, de acordo com o resulado desse esudo, para explicar a função de reação do BACEN enre agoso de 1994 e dezembro de 000. Soares e Barbosa (006) procuram esimar uma regra de Taylor para o Brasil a parir da adoção do regime de meas de inflação em junho de 1999 considerando a axa de juros real de equilíbrio de longo prazo da economia e a mea inflacionária variáveis no empo. O modelo de esimação da função de reação proposa por esse rabalho pode ser observado na seguine especificação: i = ϕ( i π r ) + ϕβ ( π π ) + ϕ y x + ϕ y x + ϕλ( xr xr ) + ρ i (1.7) * * * 1 + n em que i = primeira diferença da axa de juros nominal, π +n = a inflação no período +n, x = hiao do produo, * π = mea de inflação no ano, i -1 = axa de juros defasada um período, xr = variação da axa de câmbio real, ρ = coeficiene da primeira diferença da axa de juros defasada, β = coeficiene do diferencial da inflação e φ [0,1]. Os auores baseiam seus modelos economéricos esimados em uma versão forward-looking da regra de Taylor, iso é, considera-se expecaiva de inflação correne ao invés da inflação correne ou passada. O índice de preço uilizado para a medida da inflação é o IPCA calculado pelo IBGE. Soares e Barbosa (006) concluíram que as evidências empíricas apresenadas não rejeiam a hipóese de que a axa de juros real de equilíbrio de longo prazo varia ao longo do empo. Os valores 7

8 calculados do coeficiene de suavização sugerem que o BACEN ajusa a axa básica de juros de maneira gradual. Em relação às esimaivas do hiao da inflação, os auores afirmam que o BACEN, no período analisado, reagiu agressivamene ao desvio enre a expecaiva de inflação e sua mea, a parir da adoção do regime de meas de inflação. Policano e Bueno (006) buscam esimar uma regra de políica moneária aravés do méodo Time Varying Parameer (TVP), no qual é permiido que seus coeficienes variem em cada período de empo de acordo com um processo de passeio aleaório. Os resulados obidos pelo modelo na realização de suas esimações, indicam que enre janeiro de 1995 e ouubro de 005, a políica moneária brasileira se dividiu em dois períodos. O primeiro é associado ao regime de câmbio fixo, a axa básica de juros reagiu negaivamene às reservas inernacionais e posiivamene ao hiao do produo. No segundo período, caracerizado pela adoção do regime de meas para a inflação, a Selic respondeu principalmene às expecaivas inflacionárias. Lima e al. (007) esimam a regra de políica moneária adoada pelo BACEN no período pós-plano Real. Com o inuio de lidar com a incereza referene às daas das mudanças ocorridas nos parâmeros da função de reação, os auores adoaram a hipóese de que essas mudanças são regimes dependenes e a probabilidade de ocorrência desses regimes segue uma cadeia de Markov de primeira ordem. Desse modo, o modelo economérico sugerido por esses auores possui uma esruura flexível que permie deecar possíveis desvios em relação a uma função de reação linear simples. Esse modelo markoviano de regressão com modificação de regime é descrio de acordo com as seguines equações: P p y = a ( S ) + b ( S ) y + c ( S ) x + ε m m m m m = 1 m = 1 ε N(0, σ ( S )) P= [ p ij ], pij= Pr[ S= i S 1= j], i, j= 1,..., 4 (1.8) (1.9) em que y é a axa de juros nominal, x é um veor de variáveis que o Banco Cenral leva em consideração quando da fixação da axa de juros, S é uma variável aleaória que evolui de acordo com a mariz de ransição apresenada na equação (1.9). Porano, esses auores concluem que de julho de 1996 a janeiro de 006, a políica moneária no Brasil pode ser caracerizada por quaro regimes, onde idenificaram diferenças subsanciais no modo como a políica moneária foi conduzida nos períodos anerior e poserior a1999, quando houve a passagem de câmbio adminisrado para fluuane. A políica 8

9 moneária no primeiro regime eseve preocupada com a defesa da axa de câmbio e as mudanças nas axas de juros se deveram fundamenalmene aos movimenos nas reservas inernacionais. O segundo regime esá associado a períodos de menor esresse no mercado de câmbio, o que permiiu ao Banco Cenral observar os valores assumidos pela inflação, nível de produção, e ainda a dinâmica da axa de juros anes de ser definida a axa Selic. Enre agoso de 1999 e janeiro de 006 a políica moneária brasileira, associada à adoção do regime de meas para inflação e de câmbio fluuane, foi caracerizada por ouros dois esados recorrenes, uma vez que no erceiro regime a aenção do BACEN volou-se à axa de inflação, diminuindo a aenção dada à axa de câmbio e ao produo. Em relação ao quaro regime, os auores concluem que o BACEN apresenou um comporameno mais flexível, dando aenção ano à inflação como ao hiao do produo. Neo e Porugal (007) com o objeivo de analisar a esabilidade da regra de políica moneária do ipo Taylor (1993) no Brasil após a implemenação do regime de meas para a inflação e endo em cona a mudança na presidência do Banco Cenral em 003, parem de uma função de reação dada por: i= i + Dj+ y + c + DDj+ D y + Dc + Dou + (1.10) β1 j β β3 β4 1 β5 1 β6 1 β7 1 1 β8 00 ε onde i = axa Selic mensal (média do período); Dj = desvio das expecaivas de inflação em relação à mea; D 1 = variável dummy que assume valor igual a 1 para o período de janeiro de 003 a dezembro de 006 e um valor zero, caso conrário (janeiro de 000 a dezembro de 00); e Dou00 = variável dummy com valor uniário em ouubro de 00 e zero no resane dos meses. Os resulados obidos com as esimaivas realizadas por esses auores foram os de que exise uma fore evidência da coninuidade e do compromisso com o sisema de meas no Brasil desde sua implemenação. Isso pôde ser observado quando o Banco Cenral eseve sob a gesão ano de Armínio Fraga quano de Henrique Meirelles. Embora enha se manido uma esruura de regra moneária do ipo Taylor (1993), algumas mudanças foram deecadas, denre as quais se desacam: i) a axa Selic na gesão de Meirelles reagiu 3,3 vezes menos em relação aos desvios da inflação esperada em relação à mea inflacionária em comparação à gesão Fraga; ii) o comporameno da axa Selic em resposa as variações cambiais foi mais significaiva durane a adminisração de Henrique Meirelles do que na adminisração de Armínio Fraga. 9

10 3. A Políica Moneária no Brasil Pós-99 Com a implemenação do Plano Real em 1994, a condução da políica moneária foi dividida em dois períodos. De julho de 1994 a janeiro de 1999, no qual o procedimeno de esabilização de preços foi caracerizado pelo esabelecimeno de uma políica de bandas cambiais. A segunda fase da condução da políica moneária de esabilidade dos preços no Plano Real foi inaugurada em janeiro de 1999, como complemeno de ransição, logo após a mudança do regime cambial, com a inrodução da livre flexibilidade. Poseriormene a adoção do regime de câmbio fluuane e devido ao cenário de fores pressões inflacionárias, foi insiuído como esraégia de condução da políica moneária brasileira o regime de meas para inflação aravés do Decreo nº , de 1 de junho do mesmo ano. A implanação do regime de meas apara a inflação foi moivada, sobreudo, pelo anseio de recuperação da credibilidade da políica moneária, dado que os agenes inham dúvidas quano à capacidade do governo em conrolar o processo inflacionário depois do abandono do regime de âncora cambial. Ouro moivo se deveu a conclusão a que chegou o Comiê de Políica Moneária (Copom), de que em um regime de câmbio fluuane não é possível o conrole da axa de inflação via inervenção na axa de câmbio, uma vez que o valor do dólar era deerminado no mercado. Assim, com a adoção de meas inflacionárias, a condução da políica moneária foi volada para o cumprimeno de uma mea explícia de inflação com inervalos de olerância definidos pelo Conselho Moneário Nacional (CMN). A auação da auoridade moneária passava a ajusar-se pelo compromisso de conrole da inflação, passando o Banco Cenral do Brasil a er, em práica, cera independência operacional, iso é, liberdade para uilizar insrumenos de políica moneária de modo a alcançar a mea de inflação esabelecida. No enano, ficou a cargo do governo a definição das meas e das bandas de variação para a inflação. O Índice de Preços ao Consumidor Amplo (IPCA), calculado pelo Insiuo Brasileiro de Geografia e Esaísica (IBGE), passou a ser o índice de preços que baliza o regime moneário. O Banco Cenral uiliza como principal insrumeno de políica a definição de uma mea anual da axa básica de juros, a axa Selic, para garanir a convergência da inflação para a mea anunciada, ficando as variações dessa condicionadas ao conrole do processo inflacionário. Vale desacar que se as meas não forem aingidas, ou seja, se a inflação não se siuar denro dos limies pré-esabelecidos, de acordo com o decreo nº , cabe ao presidene do 10

11 Banco Cenral divulgar, em cara abera ao Minisro da Fazenda, os moivos do descumprimeno bem como as providências e prazo para o reorno da axa de inflação aos limies esabelecidos. Com a adoção desse arcabouço de políica moneária, fica claro que o governo em como sua principal preocupação, o compromisso com a esabilidade de preços da economia. Levando em consideração o período de março de 1999 a dezembro de 009, a Figura 1 mosra que a auoridade moneária fez uso consanemene de seu insrumeno de políica moneária, a axa Selic, objeivando garanir a convergência da axa de inflação para o cenro da mea esabelecida. Figura 1 Comporameno da Taxa Selic e da Inflação no Brasil: Em % Selic IPCA Mea jan/99 jan/00 jan/01 jan/0 jan/03 jan/04 jan/05 jan/06 jan/07 jan/08 jan/09 Período Fone: Banco Cenral. Tabela 1 Meas de Inflação no Brasil: Ano Norma Daa Mea (%) Banda (p.p.) Limies Inferior e Superior (%) Inflação Efeiva (IPCA % a.a.) , Resolução /06/ , ,67 00 Resolução.744 8/06/000 3,5 1,5-5,5 1, / Resolução.84 8/06/001 3,5 1,5-5,5 Resolução.97 7/06/00 4,5 1,5-6,5 9,30 11

12 004 1/ Resolução.97 7/06/00 3,75,5 1,5-6,5 Resolução /06/003 5,5, , Resolução /06/003 4,5,5-7 5, Resolução /06/004 4,5,5-6,5 3, Resolução /06/005 4,5,5-6,5 4, Resolução /06/006 4,5,5-6,5 5, Resolução /06/007 4,5,5-6,5 4,31 Fone: Banco Cenral. A Tabela 1 acima mosra as meas de inflação para o Brasil no período de 1999 a 009, nela observa-se que os dois primeiros anos do regime de meas de inflação, assim como os anos de 004, 005, 006, 007, 008 e 009 a políica moneária apresenou efeio na convergência da inflação à mea esabelecida, com esaque para os anos de 004, 006, 007 e 009, onde a inflação efeiva siuou-se abaixo do cenro da mea preesabelecida pela auoridade moneária. Figura Inflação no Brasil: Em % , ,94 7,67 9,3 7, ,97 5,69 3,14 4,46 5,9 4, Ano Limie Inferior Mea Limie Superior Inflação efeiva (IPCA) Fone: Banco Cenral. Desde a implemenação do regime de meas para a inflação no Brasil em 1999, a auação do BACEN e a políica moneária proporcionaram alernâncias em relação à eficácia em convergir à mea esipulada, como pode ser observado na Figura. Foi a parir de 004, que o nível de preços da economia nacional obedeceu a rigor as meas esabelecidas pelo CMN, mosrando progressivamene índices relaivamene menores, aingindo índices abaixo 1

13 do cenro da mea, como no ano de 006, e bem próximo a ele, porém abaixo, como em 007 e 009. Mesmo endo sofrido aumenos relaivos à axa de inflação nos anos de 007 e 008 se maneve denro do inervalo de olerância aceio para as meas inflacionárias. Em 009, observa-se a reomada da rajeória relaivamene descendene dessa axa. 4. Esraégia Empírica 4.1. Procedimenos economéricos De acordo com Greene (003), quando se emprega um modelo de regressão que envolve o uso de séries emporais, pode-se observar uma mudança esruural na relação enre o regressando e os regressores. Por mudança esruural se enendem que os valores dos parâmeros do modelo não se manêm iguais durane odo o período considerado. As possíves diferenças, iso é, as possíveis mudanças esruurais, podem ocorrer por meio de diferenças no inercepo ou no coeficiene angular, ou em ambos. Para verificar a presença de mudança esruural, uilizamos os eses de Chow (1960), onde a daa da quebra esruural é suposa conhecida, e Quand-Andrews, em que a verificação da possível quebra esruural é realizada sem que se necessie supor conhecido o pono de quebra (Andrews, 1993; Andrews e Ploberger, 1994) O Tese de Chow Para verificar possíveis alerações nos valores dos parâmeros de um modelo, pode-se uilizar o ese de quebra esruural proposo por Chow (1960). Ese ese consise em dividir a amosra em dois subperíodos, esimar os parâmeros para cada um desses subperíodos e aravés de uma esaísica F esar a igualdade dos dois conjunos de parâmeros esimados. Uma resrição do ese de Chow é a de que a daa da provável quebra deve ser conhecida a priori. Esse ese pressupõe que: a) 1 (0, ) u N σ e (0, ) u N σ são normalmene disribuídos com a mesma variância σ ; b) os ermos de erro u1 e u êm disribuições independenes., iso é, os ermos de erro nas regressões dos subperíodos A mecânica do Tese de Chow funciona da seguine forma: i) esima-se a regressão, que é adequada se não houver insabilidade dos parâmeros e obêm-se a soma dos quadrados dos resíduos do modelo resrio (SQR R ); 13

14 ii) esima-se a primeira regressão e obêm-se a soma dos quadrados dos resíduos, SQR 1, com (n 1 k) graus de liberdade; iii) esima-se a segunda regressão e obêm-se a soma dos quadrados dos resíduos, SQR com (n k) graus de liberdade; iv) uma vez que consideramos que os dois conjunos de amosras são independenes, podemos somar SQR 1 e SQR para ober a soma dos quadrados dos resíduos irresria (SQR SR ), dada por: SQR SR = SQR 1 + SQR com (n 1 + n -k) graus de liberdade; A idéia que embasa o ese de Chow é que, se não há mudança esruural, iso é, se as regressões são essencialmene iguais, enão a SQR SR e a SQR R não deveriam ser esaisicamene diferenes. Dese modo, omando a razão ( SQRR SQRSR ) / k F = ( SQR ) / ( n + n k) SR 1 F[ k,( n + n k )] (4.1) 1 Chow (1960) mosrou que, sob a hipóese nula, as regressões esimadas são iguais, iso é, não há mudança ou quebra esruural e a razão F acima segue a disribuição F com K e (n 1 + n - k) graus de liberdade no numerador de no denominador, respecivamene. Porano, não rejeiamos a hipóese nula de esabilidade dos parâmeros (ou ausência de quebra esruural) se o valor calculado da esaísica F não for superior ao valor críico observado para um dado nível de significância. Em caso conrário, se o valor F calculado for superior ao valor críico abelado, rejeiamos a hipóese nula de esabilidade dos parâmeros e concluímos que há uma mudança esruural nos valores dos parâmeros das regressões esimadas. No enano, uma imporane limiação do ese de Chow é que a daa da quebra deve ser conhecida a priori. Um pesquisador em apenas duas opções: escolher arbirariamene um pono candidao para a daa da quebra ou escolher uma daa de quebra baseado em alguma caracerísica conhecida dos dados. No primeiro caso, o ese de Chow pode perder o seu poder informaivo, uma vez que, a verdadeira daa da quebra pode esar sendo desperdiçada. No segundo caso, o ese de Chow pode ser enganoso, pois como a daa da quebra elegida é endógena, iso é, esá relacionada com os dados, é provável que se indique uma falsa quebra quando esa não exisir na realidade. Além disso, uma vez que os resulados podem ser alamene sensíveis a essas escolhas arbirárias, diferenes pesquisadores podem facilmene chegar a conclusões basane disinas. 14

15 4.1. O Tese de Quand Andrews A solução para corrigir a limiação do ese de Chow, onde a daa da quebra deve ser conhecida a priori, é raar a daa da mudança esruural como desconhecida. Esa idéia foi inicialmene desenvolvida por Quand (1960), porém, apenas no início da década de 1990, com a publicação dos arigos de Andrews (1993), Andrews e Ploberger (1994) e Hansen (1997), que o enrave foi finalmene resolvido. A idéia por rás do ese de Quand-Andrews é que um único ese de Chow é realizado a cada observação enre duas daas, ou observações, τ 1 e τ. As esaísicas k dos eses de Chow são enão resumidas em uma esaísica de ese para esar a hipóese nula de ausência de quebra esruural enre τ 1 e τ. Por padrão o ese avalia se houve uma mudança esruural em odos os parâmeros da equação original. Do ese individual de quebra esruural de Chow são reiradas duas esaísicas, a Razão da Máxima Verossimilhança da esaísica F e uma esaísica F de Wald. A esaísica F de Wald é calculada a parir de um ese padrão de Wald, onde a resrição é a de que os coeficienes sobre os parâmeros da equação são os mesmos em odas as subamosras. Tal como a esaísica da Razão da Máxima Verossimilhança, a esaísica Wald em uma disribuição assinóica subamosras. χ com ( m 1) k graus de liberdade, onde m é o número de Do mesmo modo que o ese de quebra esruural de Chow, a hipóese nula do ese de Quand-Andrews é a de esabilidade dos parâmeros, iso é, ausência de mudança esruural. As esaísicas de ese individual podem ser resumidas em duas diferenes esaísicas: a SUP ou esaísica máximo e a esaísica de Ave. A esaísica de máximo é simplesmene o máximo da esaísica F do ese individual Chow: MaxF= Max( F( τ )) (4.) τ1 τ τ A esaísica Ave é a média simples das esaísicas F individuais: 15

16 1 AveF F( τ ) τ = kτ= τ1 (4.3) As disribuições dessas esaísicas de ese não são padrão, pois esas não avaliam o parâmero de ineresse sob a óica da hipóese nula (H 0 ) de consância dos parâmeros, e sim, sob a óica da hipóese alernaiva de que houve mudança esruural. Andrews (1993) desenvolveu sua verdadeira disribuição para esse ese e Hansen (1997) apresenou o cálculo aproximado do p-valor assinóico. A disribuição desas esaísicas orna-se degenerada no momeno em que τ 1 se aproxima do início da amosra, ou quando τ se aproxima do final da amosra. Para compensar ese comporameno, geralmene se sugere que as exremidades da equação da amosra não sejam incluídas no procedimeno de ese. Um nível normal para ese core é excluir 15% do oal da amosra, sendo 7,5% do início e 7,5% do final das observações. 4.. O modelo empírico O presene rabalho busca esimar uma função de reação do Banco Cenral do Brasil, endo por base a esruura proposa por Taylor (1993). Aravés da leiura das aas das reuniões do Comiê de Políica Moneária foi possível idenificar as variáveis que normalmene são uilizadas pelo BACEN na deerminação de sua regra moneária. Dado que o ambiene de auação operacional dos bancos cenrais é de basane incereza, a auoridade moneária ende a suavizar sua políica via variações progressivas em seu insrumeno de políica moneária, a axa básica de juros. Poso iso, a especificação para a função de reação do BACEN que procuraremos esimar é dada por: i = β0, j + β1, jdj + β, jgap + β3, j e 1 + ρ1, ji 1 + ρ, ji + ε para j = 1, (4.4) em que i é a axa Selic mensal (média do período) no período, Dj é a média ponderada enre os desvios no ano correne e no ano seguine da expecaiva da inflação em relação a sua mea de cada ano, Gap é a diferença do produo efeivo em relação ao seu poencial defasado em dois períodos, 1 é a variação da axa de câmbio nominal (R$/US$) no e período -1 e ε é o ermo de erro. 16

17 Desse modo, o comporameno da auoridade moneária quano à definição da axa básica de juros nominal de curo prazo leva em consideração a ponderação dos desvios das expecaivas em relação às meas no ano correne e no ano seguine, a diferença percenual defasada em dois períodos do produo efeivo em relação ao produo poencial, a variação da axa de câmbio nominal defasada em um período e as axas de juros nominais defasadas em um e dois períodos. O efeio imediao das variáveis explicaivas Dj, Gap e 1, sobre a axa de juros de curo prazo é represenado pelos coeficienes β 1, β e β 3, enquano que ρ1 e ρ medem a sensibilidade da axa Selic em resposa as variações nos componenes inerciais i e, respecivamene. 1 i Enreano, ao deerminar ou reajusar a axa básica de juros da economia para o curo prazo a auoridade moneária leva em consideração os efeios que essas medidas podem causar sobre a axa de juros fuura. Dio de oura forma, o Banco Cenral do Brasil considera os efeios secundários causados pelas variáveis explicaivas na axa Selic. Isso pode ser observado aravés do componene inercial i 1 e i que compõem a regra moneária de curo prazo, iso é, a regra no período irá influenciar as decisões do BACEN quano à deerminação da axa básica de juros nos períodos +1 e +. Assim, podemos medir esses efeios secundários aravés da expressão da regra de políica moneária de longo prazo, dada por: e i = γ + γ Dj + γ gap + γ e + ε (4.5) onde γ i = βi, para i 0,1,,3, 1 ρ ρ = 1 represenam a resposa de longo prazo da axa Selic as variáveis explicaivas Gap e e 1. Dj, 5. Resulados 5.1. Descrição dos dados Os dados uilizados no presene esudo compreendem o período de janeiro de 000 a dezembro de 009 e apresenam periodicidade mensal. Esses dados foram coleados dos sies de pesquisa do Insiuo de Economia Aplicada (IPEA) e do Banco Cenral do Brasil (BACEN). 17

18 A axa de juros ( i ) uilizada é a axa Selic acumulada no mês e anualizada. Para medir a sensibilidade da axa de juros em relação à diferença enre a inflação e sua mea, uilizamos a variável Dj, proposa em Minella e al. (003). Essa variável é esabelecida a parir das meas de inflação decididas em reunião prévia do Copom para os anos T e T+1 e da pesquisa diária que o Banco Cenral realiza enre as insiuições financeiras e as firmas de consuloria, onde são coleados os valores que esses agenes econômicos esperam para a inflação no período T ( Eπ j T ) e T+1 ( Eπ j T + 1). Assim sendo, a variável Dj assume a seguine especificação: (1 j) * j ( ) ( * Dj = E jπt πt + E jπt+ 1 πt+ 1 ). (5.1) 1 1 O hiao do produo é medido pela diferença percenual enre o índice de produção indusrial dessazonalizado ( y ) e o produo poencial ( yp ), e é dado por: ( y yp ) gap = 100 yp (5.) Em nosso rabalho serão uilizados rês méodos para esimação do produo poencial: o filro de Hodrick Presco (HP), de endência linear (TL) e de endência quadráica (TQ). Por fim, para variável axa de câmbio ( e ) uilizamos a média da axa de câmbio comercial para venda (R$/US$) com periodicidade mensal. A primeira eapa a ser omada quando se rabalha com uma série emporal é verificar se esa é produzida por um processo esocásico esacionário, ou seja, se as suas média e variância se apresenam consanes ao longo do empo e o valor da covariância enre dois períodos de empo depende apenas da disância enre os dois períodos. A imporância desa análise relaciona-se ao fao de que, em modelos economéricos que incluem variáveis nãoesacionárias, relações espúrias (ou ilegíimas) que podem aparecer na regressão obida e os eses e F usuais não são validos se esas variáveis não apresenarem uma relação de coinegração. 3 Com a finalidade de verificar se as variáveis uilizadas em nosso modelo seguem um processo esocásico esacionário, realizamos o ese de raiz uniária de Dickey-Fuller Para dealhes, ver Relaório de Inflação do Banco Cenral (se/99). 3 Para dealhes, ver Gujarai (000). 18

19 aumenado (ADF). 4 Baseado no criério de informação de Schwarz (SBIC), foi selecionado um número óimo de ermos de diferença defasados a serem incluídos em cada regressão, k. Como mosra a Tabela, o ese de raiz uniária realizado rejeia a hipóese nula de que as séries emporais são não esacionárias, o que mosra que as variáveis não possuem raiz uniária. Tabela Tese de raiz uniária ADF: 000:01-009:1 Variável K ADF α SBIC Regressores Exógenos i 1-3,81 ** c, gap( HP ) 1-4,00 * gap1( TL ) 1-3,1 * gap( TQ ) 1-3,1 * e 0-6,8 * Dj 0 -,45 ** Fone: Calculado aravés do programa economérico Eviews 7.0. Noa: * Significaivo a 1%. ** Significaivo a 5%. *** Significaivo a 10%. O ermo c indica a inclusão de uma consane e indica a inclusão de uma endência linear. 5.. Teses de quebras esruurais Para idenificar possíveis mudanças nos valores dos parâmeros na regra de políica moneária do Banco Cenral do Brasil no período de 000 a 009, realizamos os eses de Chow e de Quand-Andrews para verificar quebras esruurais. Para o procedimeno do ese Chow, elegemos como daas de quebras 00:1 e 003:1. A primeira daa foi escolhida pelo fao de marcar o fim da presidência de Armínio Fraga no Banco Cenral. Além disso, o esudo empírico realizado por Neo e Porugal (007) raz evidências de mudanças esruurais na regra de políica moneária brasileira enre os períodos da adminisração de Armínio Fraga (000:1-00:1) e de Henrique Meirelles (003:1-006:1). A segunda daa foi escolhida pelo fao de se acrediar que à época em que 4 Para dealhes sobre o ese ADF, ver Gujarai (000). 19

20 Henrique Meirelles assumiu a presidência do Banco Cenral, a economia brasileira ainda se enconrava em um cenário de insabilidade econômica decorrene da crise de 00. O resulado do ese de Chow, apresenado na Tabela 3, apona que há presença de uma mudança esruural na função de reação da auoridade moneária brasileira, uma vez que os p-values apresenados ano nas esaísicas Log Razão Verossimilhança (LR) e da esaísica F (F-saisic) permiem rejeiar a hipóese nula de esabilidade dos parâmeros a um nível de significância de 1%. Tabela 3 Tese de Chow para a axa Selic: 000:01-009:1 Daa/quebra LR P-value F-saisic P-value Filro ,75 0,0031 3, 0, ,8 0,0009 3,77 0, ,03 0,007 3,7 0, ,84 0,000 3,41 0, ,0 0,0041 3,09 0, ,50 0,003 3,35 0,0046 Fone: Calculado aravés do programa economérico Eviews 7.0. HP TL TQ O ese de Quand-Andrews raa a daa de mudança esruural como desconhecida e por esa razão é aponado como solução para corrigir a limiação do ese de Chow, no qual há a necessidade de se conhecer a daa de quebra a priori. Consideramos as esaísicas de eses individuais de MaxF e AveF. Ese ese realiza um core em 15% do amanho da amosra, 7,5% no início e 7,5% do final da amosra. Assim, o ese foi aplicado numa amosra compreendida pelo período de seembro de 001 a julho de 008. Como mosra a Tabela 4, o ese de esabilidade dos parâmeros de Quand-Andrews para esar a hipóese nula de ausência de quebra esruural conra a ocorrência de pelo menos uma quebra. Com base nos p-values enconrados, podemos verificar que as esaísicas individuais MaxF e AveF não permiem rejeiar a hipóese nula de consância dos parâmeros nas regressões esimadas. Filros Tabela 4 Tese de Quand Andrews Max LR F-saisic Esaísicas Ave LR F-saisic HP 4,413 3,1581 (0,9999) (0,9409) 0

21 TL 4,1350,959 (1,0000) (0,961) TQ 4,0711,9 (1,0000) (0,9638) Fone: Calculado aravés do programa economérico E-views 7.0 Noa: Valores enre parêneses correspondem aos p-values Esimação da função de reação para o BACEN ( ) Dado que o ese de quebra esruural de Quand-Andrews não rejeiou a hipóese nula de ausência de quebra esruural, esimamos a regressão que descreve a regra de políica moneária adoada pelo BACEN desde a adoção do regime de meas para a inflação sem considerar a presença de rupura esruural, iso é, sem a presença de mudanças de regime no período considerado de 000 a 009. Porano, a especificação final da função de reação para o BACEN é dada por: i = β + β Dj + β Gap + e + ρ i + ρ i + ε (5.3) 0, j 1, j, j 1 1, j 1, j Podemos observar na Tabela 5 os resulados da esimação da regra moneária do BACEN considerando as diferenes medidas de hiao do produo. Anes de verificar a significância esaísica dos parâmeros esimados, foram realizados eses para verificar se os resíduos dos modelos são bem comporados. Com o inuio de verificar a presença de heerocedasicidade nos erros, realizamos o ese Whie, que esa como hipóese nula a homocedasicidade dos erros. 5 Para as rês especificações esimadas, noa-se que o p-value obido para a esaísica de Whie foi superior a 10%, fazendo com que a hipóese nula para de que a variância dos erros é consane não fosse rejeiada. Tabela 5 Esimações das Funções de Reação para o BACEN: 000:01 009:1 Parâmeros Coeficienes HP TL TQ β 0 0,5499 * 0,6007 * 0,5787 * (0,15) (0,15) (0,15) β 0,1809 * 0,46 * 0,38 * 1 (0,05) (0,05) (0,05) β 0,030 * 0,068 * 0,065 * 5 Para dealhes sobre o ese de Whie, ver Gujarai (000). 1

22 (0,01) (0,01) (0,01) β 0,003 n,s 0,0037 n,s 0,0033 n,s 3 (0,01) (0,01) (0,01) ρ 1,5857 * 1,5586 * 1,5607 * 1 (0,07) (0,07) (0,07) ρ -0,685 * -0,6065 * -0,607 * (0,06) (0,06) (0,06) γ 1,848 * 14,035 * 13,50 * 0 (0,15) (0,15) (0,15) γ 4,66 * 5,476 * 5,89 * 1 (0,05) (0,05) (0,05) γ 0,7476 * 0,66 * 0,6191 * (0,01) (0,01) (0,01) γ 0,0537 n,s 0,0864 n,s 0,0771 n,s 3 (0,01) (0,01) (0,01) R - ajusado 0,994 0,994 0,994 Teses de especificação (p-values) LM(8) 0,4608 0,385 0,3408 Whie 0,1718 0,161 0,157 Fone: Calculado aravés do programa economérico E-views 7.0. Noas: *Significaivo a 1%. **Significaivo a 5 %. *** Significaivo a 10%. n,s Não significaivo. Valores enre parêneses correspondem ao erro-padrão. Adicionalmene, a fim de esar a presença de auocorrelação nos erros do modelo, realizamos o ese de Breusch-Godfrey (BG) ou ese LM(p), que esa a hipóese nula de que os erros do modelo não são auo-correlacionados aé a defasagem p. 6 Para as rês especificações esimadas, os valores dos p-values para esaísica LM com 8 defasagens foram superiores a um nível de significância de 10%, não permiindo rejeiar a hipóese nula de que os erros do modelo não são auo-correlacionados. O valor do R -ajusado = 0,994 indica um excelene grau de explicação das variáveis independenes para o modelo. Na análise da resposa da axa Selic em relação aos coeficienes de curo prazo, com exceção do coeficiene da variação da axa de câmbio para o período -1 ( β 3 ) que não foi significaivo, odos os demais coeficienes apresenaram significância esaísica de 1%. Os valores dos coeficienes da variável Dj, β 1, indicam que a posura de políica moneária adoada pelo BACEN para o período considerado foi relaivamene fore no senido de conrole inflacionário. Porém, observa-se que o coeficiene β 1 da especificação que uiliza o filro de endência linear (TL), indica uma posura ainda mais agressiva da auoridade moneária no combae a inflação. Além disso, os baixos valores dos coeficienes para o gap 6 Para dealhes sobre o ese LM, ver Gujarai (000).

23 do produo, principalmene o gap que uiliza o filro de endência quadráica ( β = 0, 065), mosram que essa variável possui um impaco relaivamene baixo na deerminação da axa básica de juros no período analisado. Na análise para o longo prazo, odos os coeficienes apresenaram significância esaísica de 1%, com exceção do coeficiene para a variação na axa de câmbio no período - 1 ( γ 3 ) que não se mosrou esaisicamene significaivo. Os valores apresenados por esses coeficienes indicam que a auoridade moneária reage posiivamene aos desvios da expecaiva de inflação em relação a sua mea e ao gap do produo, sendo essa reação mais sensível aos desvios das expecaivas inflacionárias em relação à mea de inflação. Vale ressalar que aumeno mais que proporcional da axa de juros em resposa a um desvio da inflação em relação à mea mosra que esa regra de políica saisfaz o princípio de Taylor (1993). Assim, quando há um aumeno susenado da inflação, o Banco Cenral aumena a axa de juros nominal em um valor suficiene para que a axa real de juros se eleve, o gap produo se reduza e a inflação vole à sua mea. 6. Conclusão Como desacado na inrodução, o presene rabalho buscou esar a hipóese da ocorrência de possíveis ponos de mudanças esruurais, iso é, de aleração na dinâmica de definição da axa Selic pelo Banco Cenral brasileiro no período de meas de inflação. Para al, uilizamos a meodologia proposa por Chow (1960), onde a daa da quebra é suposa conhecida, e a proposa por Andrews (1993), Andrews e Ploberger (1994) e Hansen (001), em que o pono da quebra é considerado desconhecido. Os resulados obidos no ese clássico de mudanças esruurais de Chow para as rês especificações do modelo indicaram que, para as daas de quebra conhecidas a priori 00:1 e 003:1, há evidências de mudanças esruurais nos coeficienes da função de reação do Banco cenral do Brasil no período de meas para a inflação. Enreano, os resulados obidos com o ese de esabilidade dos parâmeros de Quand-Andrews, que esa a hipóese nula de ausência de quebra esruural conra a ocorrência de pelo menos uma quebra em daa desconhecida, não permiiram rejeiar a hipóese nula de consância dos parâmeros nas regras de políica moneária esimadas. Esse resulado diferiu das evidências em favor de mudanças esruurais na função de reação do Banco Cenral enconradas por Lima e al. (007) e Barcellos Neo e Porugal (007). 3

24 Uma vez que não consaamos evidências de mudanças esruurais, nós esimamos uma função de reação do Banco Cenral com parâmeros consanes. Os resulados das esimações mosraram que a posura de políica moneária adoada pelo BACEN para o período considerado foi relaivamene fore no senido de conrolar a inflação. Nós consaamos que a auoridade moneária brasileira em reagido posiivamene aos desvios da expecaiva de inflação em relação a sua mea e ao gap do produo, sendo mais sensível aos desvios das expecaivas inflacionárias em relação à mea de inflação. Uma imporane limiação dos eses de Chow e de Quand-Andrews uilizados nese rabalho é que eles esam exclusivamene a exisência de apenas uma quebra esruural. Nese senido, sugerimos para rabalhos fuuros que sejam realizados eses para mais de uma quebra esruural, seguindo, por exemplo, o rabalho de Bai e Perron (003). Uma segunda sugesão é realizar eses de quebras esruurais para especificações da função de reação que são nãolineares em decorrência de preferências assiméricas do Banco Cenral em relação a desvios posiivos e negaivos da inflação em relação a mea e/ou do produo em relação ao produo poencial (ver, por exemplo, Aragón e Porugal, 010). Referências ANDREWS, D.W.K. Tess for Parameer Insabiliy and Srucural Change wih Unknown Change Poin. Economerica,v.61, n. 4, p , ARAGÓN, E.K.S.B. Três Ensaios sobre Políica Moneária no Brasil: Assimerias nos Efeios Reais de Choques Moneários, Preferências do Banco Cenral e Regras Moneárias Óimas. Poro Alegre: PPGE/UFRGS, 008. Disponível em: < hp:// BANCO CENTRAL DO BRASIL. Relaório de Inflação. Vários números. Disponível em: < hp:// >. Acesso em: 15 de maio de 010. BANCO CENTRAL DO BRASIL. Relaório de Inflação. Seembro de Disponível em: < hp:// >. Acesso em: 30 de julho de Aas das Reuniões do Comiê de Políica Moneária. Vários números. Disponível em: < hp:// >. Acesso em: 16 de maio de 010. BARBOSA, F. H; SOARES, J.J.S. Regra de Taylor no Brasil: In: ECONTRO DA ANPEC, 006. BARCELLOS NETO, Paulo Chananeco F. de.; Porugal, M. S. Deerminans of moneary policy commiee decisions: Fraga vs. Meirelles. Poro Alegre: PPGE/UFRGS, 007. (Texo para Discussão, 11). 4

25 BARCELLOS NETO, Paulo Chananeco F. de. Esimando uma regra de Taylor para o sisema de meas de inflação brasileiro. I Prêmio Banco Cenral de Monografias em Políica Moneária, 003. Disponível em: <hp:/ CLARIDA, R.; GALÍ, J.; GERTLER, M. Moneary policy rules in pracice: some inernaional evidence. European Economic Review, v. 4, p , GARCIA, M.; MEDEIROS, M.; SALGADO, M. Moneary policy during Brazil s Real Plan: esimaing he Cenral Bank s reacion funcion. São Paulo: USP, 00. (Texo para discussão, 18). GUJARATI, D. N. Economeria Básica. 4. ed. Rio de Janeiro: Elsevier, 006. HANSEN, B.E. The New Economerics of Srucural Change: Daing Breaks in U.S. Labor Produciviy. In: Journal of Economic Perspecives Volume 15, Number 4-Fall 001- Pages HOLLAND, Márcio. Moneary and exchange rae policy in Brazil afer inflaion argeing. Berkeley: Universiy of California, 005. INSTITUTO DE PESQUISA ECONÔMICA APLICADA. Disponível em: <hp:// Acesso em: de maio de 010. JUDD, J.; RUDEBUSCH, G. Taylor s rule and he FED: Federal Reserve Bank of San Francisco. Economic Review, v. 3, p. 3-16, LIMA, Elcyon C. R.; MAKA, Alexis; MENDONÇA, Mário. Moneary policy regimes in Brazil. Insiuo de Pesquisa Econômica Aplicada (IPEA). Rio de Janeiro, n. 185a, jun (Texo para Discussão). Disponível em: <hp:/ MINELLA, A. e al. Inflaion argeing in Brazil: consrucion credibiliy under exchange rae volailiy. Brasília: Banco Cenral do Brasil, 003. (Trabalhos para Discussão, 77). POLICANO, R.; BUENO, R. A sensibilidade da políica moneária no Brasil: In: BRAZILIAN ANNUAL MEETING OF ECONOMY, 34., 006. Salvador. Paper... Salvador: [s.n.], 006. TAYLOR, J. Discreion versus policy rules in pracice. Carnegie-Rocheser Conference on Public Policy, v. 39, p ,