FACULDADE IBMEC SÃO PAULO Programa de Mestrado Profissional em Economia. Rodrigo de Araujo

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1 FACULDADE IBMEC SÃO PAULO Programa de Mesrado Profissional em Economia Rodrigo de Arauo ATIVOS E A INFLAÇÃO: UMA APLICAÇÃO EMPÍRICA NA ECONOMIA BRASILEIRA PÓS REGIME DE METAS INFLACIONÁRIAS São Paulo 2007

2 Rodrigo de Arauo Aivos e a inflação: uma aplicação empírica na economia brasileira pós regime de meas inflacionárias Disseração apresenada ao Programa de Mesrado Profissional em Economia da Faculdade Ibmec São Paulo, como pare dos requisios para a obenção do íulo de Mesre em Economia. Campo de conhecimeno: Macroeconomeria Orienador: Prof. Dr. Pedro Luiz Valls Pereira IBMEC SÃO PAULO São Paulo 2007

3 Arauo, Rodrigo de Aivos e a inflação: uma aplicação empírica na economia brasileira pós regime de meas inflacionárias/ Rodrigo de Arauo São Paulo: IBMEC SÃO PAULO, f. Disseração (Mesrado Programa de Mesrado Profissional em Economia. Área de concenração: Finanças e Macroeconomia Aplicada) Faculdade Ibmec São Paulo. 1. Macroeconomeria 2. Aivos e a inflação 3. Efeio Fisher

4 4 Folha de Aprovação Rodrigo de Arauo Aivos e a inflação: uma aplicação empírica na economia brasileira pós regime de meas inflacionárias Disseração apresenada ao Programa de Mesrado Profissional em Economia da Faculdade Ibmec São Paulo, como pare dos requisios para a obenção do íulo de Mesre em Economia. Área de concenração: Macroeconomeria Aprovado em: Julho de 2007 Banca Examinadora: Prof. Dr Pedro L. Valls Pereira Insiuição: Ibmec São Paulo Orienador Assinaura: Prof. Dr. Fabio Gomes Insiuição: Ibmec São Paulo Assinaura: Prof. Dr. Emerson Marçal Insiuição: Faculdades Mackenzie Assinaura:

5 5 Dedicaória Aos meus pais

6 6 Agradecimenos Primeiramene, gosaria de agradecer ao meu orienador, Pedro Valls, pelo incenivo, apoio e auxilio na elaboração da disseração. Agradeço ambém aos professores Eurilon Alves Araúo Junior, Ricardo Dias de Oliveira Brio e Anonio Zorao Sanvicene pelas sugesões e comenários essenciais para a consrução e conclusão dese rabalho. Agradeço aos meus colegas e professores do mesrado do IBMEC SÃO PAULO pela roca de conhecimeno, experiências, ensino e convívio durane esses dois anos. Aos meus chefes Bruno Sein e Luiz Felipe Pinheiro de Andrade pela oporunidade e incenivo na realização do mesrado. Por úlimo, mas não menos imporane, aos meus pais pela educação recebida e por sempre acrediar e esimular a concreização dos meus sonhos. A minha irmã pelo apoio e orcida e a minha esposa pela paciência, compreensão e apoio.

7 7 Resumo Arauo, Rodrigo de. Aivos e a inflação: uma aplicação empírica na economia brasileira pós regime de meas inflacionárias. São Paulo, f. Disseração (Mesrado) Faculdade de Economia do IBMEC SÃO PAULO. No Brasil, após a adoção do regime de meas inflacionárias, qual aivo serve como proeção conra a inflação? Nese rabalho, uilizamos a hipóese de Fisher - que decompõe a axa de inflação em duas componenes: esperada e não-esperada - para verificar, aravés de dados mensais, no período de unho de 1999 e dezembro de 2006, quais os diversos ipos de aivos exisenes no mercado brasileiro como: imóvel, poupança, cerificado de depósio bancário (CDB) prefixado, íulos de uros prefixados, renda do capial humano, ouro e ações apresenam significane coberura em relação às oscilações das componenes esperadas e nãoesperadas da inflação? Para isso, esimaram-se, de forma similar, as especificações de obras aneriores, como Fama (1977) e Magalhães (1982), e concluiu-se que embora não se enha enconrado de modo esaisicamene significaivo aquele que se apresene como proeção complea frene às oscilações das componenes esperada e não-esperada da inflação, as evidências obidas sugerem a variação dos íulos de uros prefixados para diferenes mauridades, CDB prefixado e a variação dos preços dos imóveis serviram como coberura para a variação esperada da axa da inflação. Por ouro lado, não foi possível afirmar que a poupança, a renda do capial humano, o ouro e as ações mosram coberura para ambas as componenes. Palavras-chave: Aivos e Inflação; Esimaiva da inflação esperada; Hipóese de Fisher.

8 8 Absrac Arauo, Rodrigo de. Asses and Inflaion: empirical applicaion o he Brazilian economy afer inflaion arge period. São Paulo, p. Disseraion Faculdade de Economia e Adminisração. IBMEC SÃO PAULO. In Brazil, afer adopion of he inflaion arge policy, which asse is effecive hedge agains he inflaion? In his disseraion, using he Fisher hypohesis ha decomposes he inflaion rae in wo componens: expeced and unexpeced, we verify hrough monhly daa from June 1999 o December 2006 various asses in he Brazilian marke as: real sae, saving accoun, cerificaes of deposi (CD), fixed income bonds, income, gold and common sock. Which asses are hedge agains he expeced and unexpeced inflaion rae? For his, we esimae he similar form of he previous papers by Fama (1977) and Magalhães (1982) and conclude ha even he resuls were no found a complee hedge agains he expeced and unexpeced inflaion rae, he fixed income bonds for differen mauriies, CDs and real sae were a hedge agains he expeced inflaion rae. On he oher hand, i was no possible o conclude ha he saving accoun, income, gold and common sock were a hedge agains boh componens. Keywords: Asse reurns and Inflaion; Esimaion of expeced inflaion rae; Fisher hypohesis.

9 9 Sumário Inrodução Revisão da Lieraura Evidências Inernacionais Evidências no Brasil Modelos e Esimaivas Modelo Teórico Esimaiva da expecaiva da inflação Base de Dados Ações Imóvel Renda do capial humano Índice de preços Tíulo de uros prefixado Ouro Poupança Cerificado de depósio bancário Análise dos resulados Inflação esperada Os aivos como proeção conra as oscilações da inflação esperada Os aivos como proeção conra as oscilações da inflação não-esperada...30 Conclusão...33 Referências bibliográficas...35 Apêndice...37

10 10 Lisa de abelas Tabela 1 Análise descriiva da axa de uros de curo prazo e da inflação (Índice de Preço ao Consumidor Amplo)...28 Tabela 2 Resulados da regressão do ipo ( R ~ + ε ) sendo os dados mensais de unho/1999 a dezembro/ Tabela 3 Resulados da regressão do ipo ~ R ~ ~ α β φ γ φ )] + ε = + E( / 1 ) + [ / 1 para a variação mensal dos aivos (esaísica enre parêneses)...32 Tabela A.1.1 Análise descriiva dos aivos...37 Tabela A.1.2 Resulado do ese de Wald para o coeficiene β da regressão do ipo R + ε ) para a variação mensal do íulo de uros prefixado em 30 ( dias e inflação (IPCA)...37 Tabela A.1.3 Resulado dealhado da regressão do ipo ( R ~ + ε ) para a variação mensal do íulo de uros prefixado em 30 dias e inflação (IPCA)...38 Tabela A.1.4 Resulado dealhado da regressão do ipo ( R / φ [ / φ )] + ε ) para a variação mensal do 1 íulo de uros prefixado em 60 dias...38 Tabela A.1.5 Resulado dealhado da regressão do ipo ( R / φ [ / φ )] + ε ) para a variação mensal do 1 íulo de uros prefixado em 90 dias...39 Tabela A.1.6 Resulado dealhado da regressão do ipo ( R / φ [ / φ )] + ε ) para a variação mensal do 1 Ibovespa...39

11 11 Tabela A.1.7 Resulado dealhado da regressão do ipo ( R / φ [ / φ )] + ε ) para a variação mensal do 1 IBrX Tabela A.1.8 Resulado dealhado da regressão do ipo ( R / φ [ / φ )] + ε ) para a variação mensal do 1 preço do imóvel...40 Tabela A.1.9 Resulado dealhado da regressão do ipo ( R / φ [ / φ )] + ε ) para a variação mensal da 1 renda do capial humano...41 Tabela A.1.10 Resulado dealhado da regressão do ipo ( R / φ [ / φ )] + ε ) para a variação mensal do 1 preço do ouro...41 Tabela A.1.11 Resulado dealhado da regressão do ipo ( R / φ [ / φ )] + ε ) para a variação mensal da 1 poupança...42 Tabela A.1.12 Resulado dealhado da regressão do ipo ( R / φ [ / φ )] + ε ) para a variação mensal do CDB 1 pré-fixado...42 Tabela A.1.13 Resulado do ese de Wald para os coeficienes β e γ da regressão do ipo ( R E / φ ) ( 1 / φ )] + ε [ 1 ) para a variação mensal dos aivos...43

12 12 Lisa de gráficos Gráfico. A.1.1 Resulado do ese de esimação recursiva do coeficiene β da regressão do ipo ( R + ε ) para a variação mensal do íulo de uros prefixado de 30 dias...43 Gráfico. A.1.2 Resulado do ese de esimação recursiva do coeficiene β da regressão do ipo ( R / φ [ / φ )] + ε ) para a variação 1 mensal do íulo de uros prefixado de 60 dias...44 Gráfico. A.1.3 Resulado do ese de esimação recursiva do coeficiene β da regressão do ipo ( R / φ [ / φ )] + ε ) para a variação 1 mensal do íulo de uros prefixado de 90 dias...44 Gráfico. A.1.4 Resulado do ese de esimação recursiva do coeficiene β da regressão do ipo ( R / φ [ / φ )] + ε ) para a variação 1 mensal do preço do imóvel...45 Gráfico. A.1.5 Resulado do ese de esimação recursiva do coeficiene β da regressão do ipo ( R / φ [ / φ )] + ε ) para a variação 1 mensal do CDB pré-fixado...45

13 13 Inrodução Em unho de 1999, o Brasil presenciou a criação de um novo sisema de políica macroeconômica de combae à inflação denominado de regime de meas de inflação precedido por um período de crise cambial, em que passou de um regime de bandas cambiais para um regime de câmbio fluuane. A políica adoada visava aingir um alvo inflacionário aceiável num período predeerminado, uilizando, para isso, insrumenos como a axa de uros e depósio compulsório na busca de maior esabilidade econômica. Mas será que, devido a maior ransparência e credibilidade por pare do Banco Cenral Brasileiro uno aos agenes econômicos, exise algum aivo que sirva como proeção conra a axa de inflação? Esimar e inerprear o comporameno dos aivos em relação à axa de inflação vem sendo, nas úlimas décadas, obeo de grande ineresse por pare dos economisas. Uma das razões para al ineresse é a melhora no processo de omada de decisão na alocação de aivos, principalmene para as economias emergenes, como a brasileira, ou para períodos de inflação ala, como vivenciado pelos Esados Unidos na década de 70, em que a insabilidade econômica pode inerferir de forma significaiva no resulado previso. Fama e Schwer (1977) enconraram, para os Esados Unidos, fores evidências da coberura por pare dos íulos do governo americano em relação à inflação esperada e da coberura de imóveis no que ange à inflação esperada e não-esperada. Gulekin (1983), para 26 países, e Fama e Schwer (1977), para os Esados Unidos, concluíram a não exisência de uma relação posiiva enre os reornos nominais das ações e a inflação. Brio (198 e Magalhães (1982) localizaram, no Brasil, evidências da coberura das leras do esouro nacional no que diz respeio à inflação esperada. Magalhães (1982) descobriu evidências da coberura das leras de câmbio quano à inflação esperada e da coberura de íulos indexados a correção moneária em relação à inflação esperada e não-esperada. Ese rabalho, valendo-se da hipóese de Fisher, modelos eóricos e eses empíricos semelhanes ao proposo nos esudos cuas origens daam da década de 70 e 80, procura avaliar aravés de dados mensais no período de unho de 1999 e dezembro de 2006, quais os aivos exisenes no mercado brasileiro (imóvel, poupança, cerificado de depósio bancário prefixado, íulo de uros prefixado, renda do capial humano, ouro e ações) apresenam significane coberura em relação às oscilações das componenes esperada e nãoesperada da inflação. Chega-se a resulados que mosram, de forma expressiva, a não

14 14 exisência do aivo que funcione como proeção complea frene às oscilações das componenes esperada e não-esperada da inflação. Enreano, enconra-se na variação dos íulos de uros prefixados de diferenes mauridades, no cerificado de depósio bancário prefixado e na variação dos preços dos imóveis a coberura para a variação da componene esperada da inflação. Mais imporane do que isso, o rabalho apresena as peculiaridades da economia brasileira na relação enre os aivos brasileiros e a inflação, conribuindo para compreensão quano à possibilidade de redução do risco de perda real dos reornos decorrene da incereza da oscilação fuura nos preços dos bens do consumidor. No Capíulo 1, esá a resenha da lieraura exisene, mosrando os resulados obidos por rabalhos realizados na área. No Capíulo 2, inroduz-se o modelo eórico, no qual esarão baseadas as esimaivas do presene esudo e apresenada às especificações para a esimaiva da expecaiva da axa de inflação. No Capíulo 3, delineiam-se os dados empregados na pesquisa. No Capíulo 4, os resulados esimados são analisados. E, ao final do rabalho, são exposas as conclusões da pesquisa. No Apêndice, emos os dados do rabalho ciados no Capíulo 3 e os resulados dealhados das esimaivas ciadas no Capiulo 4.

15 15 1 Revisão da Lieraura 1.1 Evidências Inernacionais Fama e Schwer (1977) invesigaram a qualidade de uma variedade de aivos 1 exisenes na economia americana como proeção às componenes esperada e não-esperada da axa de inflação 2. Para isso, examinaram a relação das Noas do Tesouro 3 no período de aneiro de 1953 a ulho de 1971, como medida de previsão para a inflação esperada, seguindo o modelo apresenado por Fama (1975). Aravés de dados mensais, foi enconrado coeficiene β de 0,98 e desvio-padrão de 0,10 para o índice de inflação em quesão. A parir daí, capuraram a relação dos diversos aivos versus a inflação esperada e não-esperada, por meio de eses empíricos 4 em bases mensais, e concluíram a exisência de grandes evidências da coberura por pare dos íulos do governo americano no que diz respeio à inflação esperada, permiindo, assim, perceberem grandes evidências da coberura de imóveis quano à inflação esperada e não-esperada. Descobriram ambém fraca evidência da coberura da renda do capial humano em relação à inflação esperada e não-esperada e uma relação negaiva enre o aivo ações e a inflação. Segundo Fama e Schwer (1977, p. 144), [...] The evidence suggess ha, all he asses examined, only privae residenial real sae is a complee hedge agains boh expeced and unexpeced inflaion during he period. Gulekin (1983) invesigou os reornos das ações de vine e seis países no que ange às componenes esperada e não-esperada da axa de inflação dos respecivos países, enre o período de aneiro de 1965 e dezembro de Com essa perspeciva, inquiriu o vínculo dos íulos de curo prazo de cada nação, uilizando como medida de previsão para a inflação esperada o modelo apresenado em Fama (1975). Com o uso de dados rimesrais, foi enconrado coeficiene β posiivo e significane para a maioria dos países. Isso poso, capurou a relação dos diversos aivos versus a inflação esperada e não-esperada, por meio de eses empíricos 5 com dados em freqüência rimesral, e concluiu a não exisência de uma ligação posiiva enre os reornos nominais das ações e a inflação, uma vez que os coeficienes foram 1 Os aivos uilizados foram: imóvel, ações, renda do capial humano, Noas do Tesouro e Tíulos do Tesouro. 2 Índice de inflação uilizado foi o Índice de Preço ao Consumidor (CPI). 3 Mauração mensal, rimesral e semesral. 4 Foi usado o méodo de esimaiva de Mínimos Quadrados Ordinários. 5 Foi empregado o méodo de esimaiva por SURE (regressões aparenemene não correlacionadas).

16 16 predominanemene negaivos. Esse resulado corroborou o resulado obido por Fama e Schwer (1977), o que possibilia reeiar a Hipóese de Fisher 6 para os reornos ações. [...] Our resuls do no suppor de Fisher Hypohesis, which saes ha real raes of reurn on common socks and expeced inflaion raes are independen and nominal sock reurn vary in one-o-one correspondence wih expeced inflaion (GULTEKIN, 1983, p.49). Huizinga e Mishkin (1983) esaram a capacidade de diversos aivos 7 com diferenes caracerísicas de risco como proeção às componenes esperada de diversas axas de inflação 8 americana. Desse modo, indagou a relação dos reornos reais ex ane dos aivos com a axa nominal de uros do íulo do governo americano de 3 meses (Treasury Bills) e os diversos índices de inflação. Seguindo o modelo fisheriano, no período de maio de 1959 e ouubro de 1979, verificou a exisência de um vínculo negaivo enre os reornos reais dos see aivos analisados com a axa nominal de uros e os diversos índices de inflação; afora isso, percebeu que os uros de curo prazo do esouro americano, denre odos os aivos avaliados, são a melhor proeção conra a inflação esperada. Segundo afirmações de Huizinga e Mishkin (1983, p.71, [ ] This suggess ha all seven asses have been poor hedges agains expeced inflaion, and ha longer-mauriy asses have been he wors hedges [...] e [ ] This suggess alhough shor-erm U.S. Treasury bills are, of all he asses we sudy, he bes hedge agains expeced inflaion, none of he asses are perfec hedges. 6 Assume-se que o reorno real dos aivos e a expecaiva de inflação são independenes, e que os reornos nominais dos aivos variam um para um com a expecaiva de inflação. 7 Os aivos uilizados foram: Noas do Tesouro (3 meses), Noas do Tesouro (6 meses), Noas do Tesouro (12 meses), Tíulos do Tesouro (5 a 10 anos), Tíulos do Tesouro (10 a 20 anos), Tíulos Corporaivo de longo prazo e ações. 8 Os índices de inflação usados foram: índice de preços ao consumidor (CPI), índice de preços do produor (PPI), índice de preço ao consumidor sem emprésimo imobiliário (CPIX), Gaso com consumo pessoal deflacionado (PCDE).

17 Evidências no Brasil Brio (198 avaliou a hipóese conuna da axa de uros real da Lera do Tesouro Nacional (LTN) ser consane e das expecaivas da inflação serem eficienes, conforme abordado por Fisher (1930) e Fama (1975). Sendo assim, invesigou a relação dos uros nominais de Lera do Tesouro Nacional (LTN), em diferenes prazos 9, como medida de previsão para a inflação esperada no período de agoso de 1972 a novembro de De forma apropriada para o mercado brasileiro no período de análise, diferenemene de Fisher 10, Brio fragmenou a axa de uros real em uma axa real adicionada a um prêmio de risco, devido à grande volailidade enconrada na formação do processo inflacionário brasileiro, mais o valor esperado da inflação no período. Concluiu, aravés dos resulados obidos na esimaiva 11, que para freqüência rimesral a hipóese de mercado eficiene não pode ser reeiada 12, pois o coeficiene β enconrado foi de 1,154 e não houve indícios de auocorrelação serial nos resíduos. Já para períodos mensais e bimesrais, embora os coeficienes β s seam próximos a 1, verificou auo-correlação serial nos resíduos. [...] O Trabalho examina, enão, a eficiência com que operadores e preços refleem expecaivas de inflação no mercado de LTNs. Os resulados são consisenes com a hipóese conuna de que o mercado de LTNs é eficiene e de que os prêmios de risco são eficienes (BRITO, 1981, p.263). Magalhães (1982), de forma similar a ese rabalho, esou a capacidade de diversos aivos 13, como proeção às componenes esperada e não-esperada da axa de inflação brasileira. Desse modo, pesquisou a relação dos uros nominais de Lera do Tesouro Nacional (LTN) como medida de previsão para a inflação esperada, seguindo o modelo de apresenado por Fama (1975) no período de março de 1972 e ouubro de Aravés de dados mensais, foram enconrados coeficienes β s de 1,08 e 1 com desvios-padrão de 0,20 e 0,17, 9 Mauridade dos íulos: mensal, rimesral e semesral. 10 No caso da economia americana apresenar baixa volailidade e uma baixa e consane correlação ao longo das defasagens do índice de preço, a componene prêmio de risco pode ser desprezada. 11 Foi uilizado o méodo de Mínimos Quadrados Ordinários. 12 Para um nível de significância de 5%. 13 Os aivos empregados foram: imóvel, ações, renda do capial humano, íulos indexados pela correção moneária, íulos indexados pela correção cambial e íulos de renda fixa.

18 18 respecivamene, para dois índices de inflação diferenes 14.. As esimaivas alcançadas 15 foram compaíveis com a proposição de que as variações das axas de uros nominais deerminadas em (- sevem como proxy da inflação esperada para o período. A parir daí, com a uilização da equação de regressão demonsrada por Fama e Schwer (1977), realizou-se os eses empíricos 16 com dados mensais e concluiu-se a exisência de grandes evidências da coberura por pare das Leras do Tesouro Nacional e Leras de Câmbio em relação à inflação esperada, assim com elevada evidência da coberura de íulos indexados à correção moneária em relação à inflação esperada e não-esperada. Descobriu-se ambém evidências 17 da coberura de imóveis para a inflação não-esperada, da coberura de ações para a inflação esperada e nãoesperada. [...] os íulos indexados pela correção cambial, uma caracerísica de nosso mercado de capiais, apresenaram-se, no que se refere especificamene a essa componene de sua renabilidade nominal, como coberura quase que perfeias ano com relação à inflação esperada quano a componene não-esperada da axa de inflação (MAGALHÃES, 1982, p.470). Garcia (199 esou a aplicabilidade do modelo de Fisher para o Brasil no período de 1973 a 1990, uilizando os reornos dos Cerificados de Depósios Bancários (CDB) não indexados à inflação. Conclui-se, aravés dos resulados obidos que o modelo se adequa aos dados brasileiros analisado no período. Segundo afirmação, [...] he fisher model performs subsanially beer. Therefore, he empirical evidence canno reec de exisence of Fisher effec in Brazil, alhough oher facors also influenced ineres raes [...] (GARCIA, 1993, p.90). 14 Os índices de inflação uilizados foram: Índice Geral de Preços (IGP) e Índice do Cuso de Vida do Rio de Janeiro (ICVRJ). 15 Embora enha enconrado indícios de auo-correlação serial nos resíduos para dados mensais, Magalhães valeu-se do modelo por enconrar resulados iguais ao do Brio em períodos rimesrais. 16 Foi uilizado o méodo de Mínimos Quadrados Ordinários. 17 No caso de imóveis e ações, embora ciado pelo auor do arigo, os valores da esaísica para os coeficienes em quesão não foram significanes.

19 19 2 Modelos e Esimaivas 2.1 Modelo Teórico Fisher (1930) demonsrou que o reorno nominal de qualquer aivo apresena em sua composição influências da expecaiva da axa de inflação para o período. Em ouras palavras, a formação do reorno nominal esperado do aivo é, assumindo eficiência de mercado, deerminado pela soma do reorno real esperado de equilíbrio e a melhor esimaiva da axa de inflação esperada no período de (- e. Formalmene, essa relação é expressa pela equação a seguir 18 : ( E R φ ) E( r φ ) + E( φ ), ( 1 = 1 1 em que, R é a axa do reorno nominal do aivo enre (- e ; E φ ) é a axa do ( r 1 reorno real de equilíbrio do aivo, ausado pelo risco, com base emφ 1 ; φ 1 é o conuno de informação disponível em (- e E φ ) é a melhor esimaiva do valor esperado da axa da inflação φ., com base em 1 ( 1 Conforme expliciado no modelo de Fisher, assume-se a hipóese de que a axa do reorno real esperado não é correlacionada com a axa de inflação esperada, permiindo, assim, esar a hipóese de mercado eficiene e a independência da variação enre as duas variáveis sem a inrodução de um modelo compleo de equilíbrio geral para os reornos esperados, de al forma que essas relações possam ser obidas aravés da esimaiva da regressão abaixo 19. (2) R φ 1 ) + ε, em que, o inercepo α é o esimador da axa real do aivo; β é a relação enre a axa do reorno nominal esperado do aivo e a axa da inflação esperada e ε são os erros. 18 Fama e Schwer (1977). 19 Id., Ibid.

20 20 Os resulados esperados da regressão são que β sea, esaisicamene, igual a 1, o que orna válida a hipóese de que a axa do reorno nominal esperado do aivo varie numa relação um para um com a axa da inflação esperada, e que haa ausência da correlação significaiva do reorno real esperado e da axa de inflação esperada. De forma complemenar, Fama e Schwer (1977) esenderam a equação (2) na busca de verificar quais reornos de aivos refleem a componene não-esperada da axa da inflação enre o período (- e. Para isso, acrescenaram o ermo E φ ), que ( 1 represena a axa da inflação observada para o período menos a axa da inflação esperada para o mesmo empo. As relações são aingidas aravés da esimaiva da regressão abaixo 20. (3) R φ ) [ φ ] + ε 1, em que os resulados esperado são que coeficieneγ sea esaisicamene igual a 1, implicando que o reorno nominal do aivo varie na relação um para um com a axa de inflação não-esperada para o período. Respeiadas as relações aneriores 21, a regressão (3) pode ser uilizada na realização de eses empíricos quano à coberura complea de diferenes aivos no que diz respeio às componenes esperada e não-esperada da inflação, em que β γ = 1 sugere que o aivo serve como proeção complea para a inflação. Segundo a afirmação de Fama, The fac ha asse is a complee hedge agains expeced and/or unexpeced inflaion does no imply ha real reurn on asse has zero variance or even a small variance (FAMA, 1977, p.117). = 2.2 Esimaiva da expecaiva da inflação Para implemenar os eses empíricos proposos nese rabalho, faz-se necessário a mensuração da expecaiva da axa de inflação. Dessa forma, uilizou-se a meodologia 20 Fama e Schwer (1977). 21 Por definição, inflação inesperada não correlacionada com a axa de inflação esperada e reorno real esperado não correlacionado com a axa de inflação esperada.

21 21 apresenada por Fama (1975) 22, cuas premissas advêm do modelo Fisheriano expliciado aneriormene. Segundo Fama (1975), na esimaiva da regressão linear simples assume-se que: a inflação observada no final do período será igual ao valor esperado da inflação para o período mais o erro de previsão e 2) a axa de uros nominal deve ser igual à axa de uros real consane mais um valor esperado da inflação, sendo expressa maemaicamene da seguine forma 23 : (4) R r + E φ ) = ( 1 Dessa forma, a axa de inflação esperada é: (5) E φ ) = r + R ( 1 Sendo sua esimaiva obida aravés da regressão abaixo: (6) R + ε, Em um ambiene de mercado eficiene, o coeficiene (-α ) será o esimador para a axa real de uros de curo prazo, o coeficiene β não deverá ser, significaivamene, diferene de um e os erros de previsão no período, ε, não devem apresenar correlação serial. 22 O moivo pelo qual opou-se pela adoção desse modelo foi que o mesmo serviu de alicerce para rabalhos aneriores sobre o mesmo assuno: Fama e Schwer (1977); Gulekin (1983); Huizinga e Mishkin (1983); Brio (198; Magalhães (1982), e porque não houve sucesso nos resulados do modelo de esimaiva da axa de inflação esperada aravés das componenes exraídas dos filros de Kalman, conforme apresenado por Schor, Bonomo e Valls (2002). 23 Todas as passagens maemáicas esão disponíveis em Fama (1975).

22 22 3 Base de Dados Para a realização do esudo rabalhou-se com dados mensais de um indicador de índice de preços e de diferenes ipos de aivos exisenes no mercado brasileiro como: ações, imóvel, renda do capial humano, íulos de uros prefixado, ouro, poupança e cerificado de deposio bancário no período compreendido enre unho de 1999 e dezembro de 2006, inclusive. 2.1 Ações Para formação dos reornos das ações foram uilizados dois índices da Bolsa de Valores de São Paulo (BOVESPA) como parâmeros de variação de valores do mercado acionário devido à relevância, represenaividade, inegridade de dados e radição. O primeiro raa-se do índice Ibovespa 24, criado em aneiro de 1968, que conempla as ações que respondem por mais de 80% do número de negócios e do volume financeiro verificados no mercado à visa, além de responder por, aproximadamene 70% do somaório da capialização bursáil de odas as empresas com ações negociáveis na BOVESPA; o segundo é o IBrX - Índice Brasil 25, criado em aneiro de 1998, é composo pelas 100 ações melhores classificadas quano ao seu índice de negociabilidade nos úlimos doze meses e negociadas em pelo menos 70% dos pregões ocorridos no mesmo período. A diferença exisene enre os dois índices é que no caso do IBrX, é possível dizer que ele é um índice de maior abrangência, pois incorpora as ações exisenes na careira eórica do Ibovespa e mais algumas de menor liquidez (Bovespa, 2007). Os dados foram exraídos do sisema economáica e suas variações obidas pela diferença do logarimo do número índice no inervalo de e -1, conforme ilusrado abaixo. (7) ln( Indice ) ln( Indice ) s, = 1 24 A composição do Índice Bovespa é feia pela soma da quanidade eórica de cada ação muliplicada pelo úlimo preço, sendo sua composição reavaliada a cada quaro meses. 25 A composição do IBrX - Índice Brasil é realizada pela apuração do reorno de uma careira eórica composa pelos papéis que aendam a odos os criérios necessários, ponderados pelo seu respecivo valor de mercado, sendo sua composição reavaliada a cada quaro meses.

23 23 em que s é o reorno do índice no período, Indice 1 é o valor do índice de bolsa na daa -1. Indice é o valor do índice de bolsa na daa, e 2.2 Imóvel Para a formação da valorização imobiliária foi uilizado o índice CUB 26 do esado de São Paulo, que é a sigla para o cuso uniário básico da consrução, criado em Ese índice visa refleir a variação dos cusos de maeriais e mão-de-obra inerenes ao processo de consrução civil. Embora o índice não consiga capurar, efeivamene, a relação de compra e venda de imóveis no mercado secundário, denre odos os possíveis indicadores, acredia-se que o CUB s é uma das melhores proxies vigenes no mercado, pois além de sua represenaividade, radição, mensuração e inegridade de dados, capura o cuso do comprador dos insumos e serviços, elimina possíveis disorções quano aos preços fornecidos por disribuidores, além de servir como referência para a precificação imobiliária (SINDUSCONSP, 2007). Os dados foram exraídos do sie do SindusCon-SP - Sindicao da Indúsria da Consrução Civil do Esado de São Paulo - e suas variações obidas pela diferença do logarimo do preço no inervalo de e -1, conforme ilusrado a seguir. (8) ln( Pr eço ) ln( Pr eço ) I, = 1 em que, I é o reorno do índice no período, valor obido na daa -1. Pr eço é o valor obido na daa e Pr eço 1 é o 2.3 Renda do capial humano Para a consiuição de um indicador de renda do capial humano, verificou-se a uilização de um índice de abrangência nacional, mas endo em visa a necessidade de séries 26 A apuração do índice é realizada aravés de pesquisa de colea de dados como salários, preços dos maeriais e equipamenos, previsos na NBR /99, adoando a mediana como medida de endência cenral no cálculo dos cusos uniários.

24 24 de dados longas, ornou-se necessário o uso da Pesquisa de Emprego e Desemprego 27 (PED) realizada, desde 1984, pela Fundação Seade e o Deparameno Inersindical de Esaísica e Esudos Sócio-Econômicos (DIEESE) 28. As informações exraídas desa fundação foram referenes ao iem: Rendimeno Médio Nominal Mensal no Trabalho Principal dos Ocupados e Assalariados (em reais - R$), obidos mediane enrevisas domiciliares em diversos municípios. Os dados foram reirados do sie do Insiuo de Pesquisa Econômica Aplicada (IPEA), e suas variações conseguidas pela diferença do logarimo da renda do capial humano no inervalo de e -1, conforme ilusrado abaixo. (9) Re ln( Re ) ln( Re nda ) = 1 nda, em que, Re é o reorno do índice no período, o valor aingido na daa -1. Re nda é o valor obido na daa e Re nda 1 é 2.4 Índice de preços Uma vez que o ema cenral dese rabalho visa verificar o comporameno de diversos aivos em relação aos componenes da axa de inflação na economia brasileira, no período poserior à adoção do regime de meas inflacionárias 29, pensou-se em uilizar o Índice de Preço ao Consumidor Amplo 30 (IPCA) realizado pelo Insiuo Brasileiro de Geografia e Esaísica (IBGE), desde aneiro de 1979, por ser o índice oficial do Governo Federal na medição das meas inflacionárias conraadas com o Fundo Moneário Inernacional (FMI), a parir de unho de A colea de dados foi exraída do sie do Insiuo de Pesquisa 27 Embora a periodicidade dos levanamenos das informações sea mensal, o cálculo do indicador é feio com informações de rimesres móveis, para garanir a precisão deseada pela Fundação. De cera maneira, o criério adoado pode diluir um pouco o efeio das oscilações na renda no mês em específico. 28 A Fundação Seade e o Deparameno Inersindical de Esaísica e Esudos Sócio-Econômicos (DIEESE) conemplam hoe as regiões meropolianas de São Paulo, Belém, Belo Horizone, Curiiba, Disrio Federal, Poro Alegre e Salvador. 29 As meas inflacionárias consiuem num mecanismo da políica econômica de curo prazo, em que o governo se compromee a fazer prevalecer um paamar dado de inflação em um período predeerminado. Para isso, o Banco Cenral do Brasil fica responsável pelo seu cumprimeno uilizando insrumenos com depósios compulsórios, volume de crédio disponível na economia e a axa de uros na busca do alvo inflacionário. 30 O índice verifica as variações dos cusos com os gasos das pessoas que ganham de um a quarena salários mínimos nas regiões meropolianas de Belém, Belo Horizone, Curiiba, Foraleza, Poro Alegre, Recife, Rio de Janeiro, Salvador, São Paulo, município de Goiânia e Disrio Federal, sendo que seu período de colea esendese, em geral, do dia 01 a 30 do mês de referência.

25 25 Econômica Aplicada (IPEA), e suas variações obidas pela diferença do logarimo do índice no inervalo de e -1, como podemos observar abaixo. (10) ln( Indice ) ln( Indice ) Inf, = 1 em que, Inf é a variação do índice no período, Indice 1 é o valor do número índice na daa -1. Indice é o valor do número índice na daa e 2.5 Tíulo de uros prefixado Para a elaboração dos reornos dos íulos prefixados, verificou-se a uilização da Esruura a Termo das Taxas de Juros (ETTJ) formada pelas axas exraídas das Leras do Tesouro Nacional (LTN) divulgadas pela Associação Nacional das Insiuições do Mercado Financeiro (Andima). Porém, endo em visa a necessidade de séries a parir da daa do esudo, ornou-se necessário o uso da Esruura a Termo das Taxas de Juros (ETTJ) exraída do sie Riskech. Nesa esruura foram consideradas as axas do úlimo dia úil de cada um dos meses para os vérices de prazo de 30, 60 e 90 dias corridos, sendo que o criério esabelecido segue a meodologia adoada pelo sie Riskech 31. Uma vez que as informações obidas no sie esão expressas por uma axa percenual ao ano, a axa foi ausada para o período mensal conforme meodologia descria por Fama (1975) e ilusrado a seguir. du 252 (1 Ji = [( 1 + ) ] 1 em que, Ji é o reorno das axas de uros de cada vérice represenado por i para o período, é a axa de uros ao ano e du são os dias úeis compreendidos para o mês. 31 As axas prefixadas para os vérices escolhidos foram obidas pela inerpolação exponencial, em que os pesos são dados pela disância em dias úeis aé as axas mais próximas disponíveis. A fone para os dados primários conseguidos no sie são os conraos fuuros de DI da Bolsa de Mercadorias e Fuuros (BM&F) para os próximos doze vencimenos. Sendo as axas médias de swap pré X CDI da BM&F, para os vencimenos 30, 60, 90, 120, 150, 180, 210, 240, 270, 360, 540, 720, 1.080, 1.440, dias e a axa média do CDI Ceip para compor o vérice de um dia úil para a curva de axas-pré (RISKTECH, 2007).

26 Ouro Para formação dos reornos do ouro foi uilizado a coação do conrao padrão de ouro negociado na Bolsa de Mercadorias e Fuuros (BM&F). Os dados foram exraídos do sisema Economáica e suas variações obidas pela diferença do logarimo do número índice no inervalo de e -1, conforme podemos ver abaixo: (12) O ln( Pr eço ) ln( Pr eço ) = 1 em que, O é o reorno do aivo no período, valor do aivo na daa -1. Pr eço é o valor do aivo na daa e Pr eço 1 é o 2.7 Poupança Para a consiuição dos reornos da poupança aplicou-se a variação das caderneas de poupança com aniversário no primeiro dia do mês poserior, obido aravés da soma da axa de referencial de uros (TR) 32 mais 0,5% ao mês. Os dados foram coleados do sie do Banco Cenral (BACEN), sendo suas variações obidas conforme ilusrado abaixo. (13) P = 0,5% + TR em que, P é o reorno da poupança e TR é a axa de referencial de uros para o período. 32 Para se chegar ao percenual final da TR, o Banco Cenral do Brasil colea as axas de rendimeno dos cerificados de depósio bancário (CDB) oferecidas pelos 30 maiores bancos do País. Após esse procedimeno, efeua-se a média dos ganhos, chegando à Taxa Básica Financeira (TBF) e, por fim, um reduor é aplicado sobre a TBF (BACEN, 2007).

27 Cerificado de depósio bancário Os reornos de um aivo com risco de crédio privado foram formados mediane a uilização dos reornos do cerificado de depósio bancário 33 (CDB) prefixado. Os dados foram reirados do sie do Banco Cenral (BACEN) e suas variações conseguidas a parir das informações coleadas pela mesa do Deparameno de Operações de Mercado Abero (Demab) nas principais insiuições financeiras. Para esse rabalho a denominação dos reornos da serie é Cdb. 33 O CDB é um íulo de crédio, físico ou escriural emiido pelos bancos comerciais e represenaivos de depósios a prazo feios pelo cliene. O CDB gera a obrigação do banco em pagar ao aplicador a remuneração previsa ao final do prazo conraado (BACEN, 2007).

28 28 4 Análise dos resulados 4.1 Inflação esperada Levando-se em cona a lieraura exisene sobre o modelo de previsão de inflação, ciado no capiulo 2, e os aivos exisenes no Brasil, empregou-se como o aivo de curo prazo previsor do componene esperado da axa de inflação para o próximo período o vérice de prazo de 30 dias corridos 34 da Esruura a Termo das Taxas de Juros (ETTJ), exraída do sie Riskech, considerando as axas do úlimo dia úil de cada um dos meses do período compreendido enre maio de 1999 e dezembro de Anes de verificar os resulados, foram analisados alguns dados esaísicos da composição das séries de axa de uros de curo prazo 35 e da inflação para o período. A Tabela 1 apresena as médias e desvios padrões das séries sendo possível verificar que a axa de inflação medida pelo Índice de Preço ao Consumidor Amplo em sido inferior à axa de uros de curo prazo, 0,60% conra 1,42%, o que pode indicar a exisência de uros reais posiivos. Observando a variabilidade das séries aravés do desvio padrão, pode-se consaar que a variabilidade no caso da inflação, é superior a axa de uros de curo prazo, 0,50% conra 0,23%, respecivamene. Tabela 1 Análise descriiva da axa de uros de curo prazo e da inflação (Índice de Preço ao Consumidor Amplo) Variáveis Análises Periodicidade Mensal unho/ dezembro/2006 Taxa de Juros* Inflação Média 1,42% D.P. 0,23% Média 0,60% D.P. 0,50% Noa: D.P. = desvio padrão absoluo da variável, expresso de forma mensal. * vérice de 30 dias Fone: sie Riskech e IPEADATA 34 Os dealhes sobre a meodologia de mensuração dos reornos esá disponíveis no capiulo 3 dese rabalho. 35 Vérice de prazo de 30 dias corridos.

29 29 Resa agora aplicar as séries aos eses empíricos 36 da relação (6) e verificar seus resulados. A Tabela 2 apresena os resulados em relação aos dois parâmeros α e β, as quais devem ser observadas caso as axas reais seam consanes e o mercado sea eficiene. O valor obido para a primeira variável, represenada pelo inercepor (-α ) = 0.009, mosrou que as axas de uros reais foram posiivas para o período, conforme observado ambém na Tabela 1. O valor obido pela segunda variável, o coeficiene angular β = 1.088, mosrou que não é possível reeiar a hipóese nula de β ser igual a um 37, implicando na hipóese de mercado eficiene. Já a hipóese de não correlação serial dos erros, uma vez que o ese BREUSCH-GODFREY aponou para a exisência de correlação serial dos resíduos 38, fez se necessário corrigir os desvios-padrões da regressão pela correção de Newey-Wes. Porano, é possível usar a variação da axa de uros de curo prazo, deerminada em -1 e que vence ao final do período, como proxy para a axa de inflação esperada para o período, sendo possível a realização dos eses empíricos expliciados aravés da regressão (3). Tabela 2 Resulados da regressão do ipo ( R + ε ), sendo os dados mensais de unho/1999 a dezembro/2006 Variável Resulado Tamanho da amosra Coeficiene Desvio Padrão Tese de Wald** ( β = α β * *** Noa: *para um nível de significância de 5% **Informação demonsrada por P-Valor da esaísica F. ***Não se reeia a hipóese nula do coeficiene ser igual a 1. Méodo de Mínimos Quadrados Ordinários corrigido por Newey-Wes. Mais informações ver o apêndice abelas A 1.2 e A 1.3. Análise elaborada pelo auor uilizando o sisema Eview. Fone: sie Riskech e IPEADATA. 36 Foi uilizado o méodo de Mínimos Quadrados Ordinários. 37 Comprovado aravés da realização do ese de Wald e da esimação recursiva do coeficiene angular. Mais dealhes no apêndice - abelas A 1.2 e gráfico A P-valor de esaísica F próximo a zero.

30 Os aivos como proeção conra as oscilações da inflação esperada A fim de verificar o comporameno dos aivos em relação aos movimenos da inflação esperada, esimou-se 39 a regressão (3) com dados mensais no período de unho de 1999 a dezembro de 2006, obendo os resulados apresenados na Tabela 3. A esimaiva do β (coeficiene da expecaiva de inflação) para CDB prefixado e íulo de uros prefixado de diferenes mauridades apresenaram valores próximos a um, uma vez que não é possível reeiar a hipóese nula do coeficiene β ser igual a 1 40 conforme aponado pelo ese de Wald e pela esimação recursiva do coeficiene angular. No caso, os valores enconrados foram 0,83, 0,99 e 1,03 para a variação mensal do CDB e íulos prefixados com mauridade de 60 e 90 dias corridos, respecivamene. Tal resulado demonsra que aivos de renda fixa apresenam coberura em relação à inflação esperada. Oura classe de aivo que demonsrou resulado similar aos aivos de renda fixa foi a classe de imóveis que com β igual a 1,21 não foi possível reeiar a hipóese nula do coeficiene β ser igual a 1 41 conforme aponado pelo ese de Wald e pela da esimação recursiva do coeficiene angular. Com isso, pode-se ambém dizer que esa classe de aivo apresena uma boa coberura em relação à inflação esperada. Já as demais classes de aivos, como ações Ibovespa e IBrX 100, ouro e renda do capial humano não mosraram significância esaísicas 42 na esimaiva dos seus coeficienes β s e na poupança foi reeiada a hipóese nula do coeficiene β ser igual a Há a possibilidade de se afirmar que eses aivos não demonsram coberura em relação à inflação esperada. 4.3 Os aivos como proeção conra as oscilações da inflação não-esperada Anes de analisar os resulados demonsrados na Tabela 3, é imporane aenar para a inerpreação deses resulados para cada ipo de aivo. Segundo Fama e Schwer 39 Foi usado o méodo de Mínimos Quadrados Ordinários com a correção de Newey-Wes para os desviospadrões das esimaivas dos parâmeros. 40 Mais dealhes ver o resulado do ese de Wald e da esimação recursiva do coeficiene no apêndice abela A.1.13 e gráfico A.1.2, A.1.3 e A Mais dealhes ver o resulado do ese de Wald e da esimação recursiva do coeficiene no apêndice abela A.1.13 e gráfico A Não se reeia a hipóese nula para um nível de significância de 5%. 43 Mais dealhes ver o resulado do ese de Wald no apêndice abela A.1.13.

31 31 (1977), a hipóese sobre o γ, coeficiene da inflação não-esperada, diferenemene do coeficiene β, cona com uma parcela de inuição na sua inerpreação diferene em cada um dos aivos. Por exemplo, uma vez que a axa de uros nominal é um grande previsor para a inflação esperada, supõe-se que sua relação com a inflação não-esperada sea nula. Dessa forma, chegou-se à conclusão, por meio da esimaiva 44 da regressão (3) para os dados mensais no período de unho de 1999 a dezembro de 2006, que o coeficiene γ para odos os aivos não apresenou significância esaísica 45. No caso, não se reeiou a hipóese nula de que os coeficienesγ s para a variação mensal do CDB, poupança, íulos prefixado com mauridade de 60 e 90 dias, imóvel, renda do capial humano, Ibovespa, IBrX 100 e ouro são diferenes de zero. Enreano, ao observar os resulados é possível verificar que os aivos de renda fixa apresenaram coeficiene próximo a zero conforme mencionado por Fama e Schwer (1977) no parágrafo anerior. 44 Foi uilizado o méodo de Mínimos Quadrados Ordinários com a correção de Newey-Wes para os desviospadrões das esimaivas dos coeficienes. 45 Não se reeia a hipóese nula para um nível de significância de 5%.

32 32 Tabela 3 Resulados da regressão do ipo R / φ ) [ / φ )] + ε para 1 1 a variação mensal dos aivos (desvio-padrão enre parêneses). α β γ 2 R T Wald β = 1 Coeficienes Variáveis dependenes Dados mensais: unho/1999 a dezembro/2006, =91 T Wald γ = 1 s s J 60 J 90 p Cdb I Re ( Ibov ) (ibx ) 0, (0,0005) -0, (0,0008) 0, (0,0006) 0, (0,7810) -0, (0,0068) 0, (0,0208) 0, (0,0448) 0, (0,0384) 0, (0,0405) 1, (0,0590) 0, (0,0425) 0, (0,101 1, (0,4352) 0, (1,2838) 1, (3,0968) 0, (2,6160) -0, (0,0180) -0, (0,0276) -0, (0,0150) 0, (0,0345) 0, (0,2164) 0, (0,8730) 0, (1,2800) 0, (1,1626) 0, * , * , * , * , ** 0.47** 0, ** 0.88** 0, ** 0.55** 0, , , O 0, ** 0.12** (0,0492) (3,5785) (1,2054) Noa: T Wald = hipóese nula que o coeficiene é igual a 1 demonsrada pelo P-Valor. *Não se reeia a hipóese nula do coeficiene ser igual a 1. **Os coeficienes não são significaivos com desvios-padrões alos. Mais informações ver o apêndice. Análise elaborada pelo auor, uilizando o sisema eviews. Fone: pela ordem, sie Riskech, BCB, SindusCon-SP, IPEADATA e sisema economáica.

33 33 Conclusão As evidências dese rabalho sugerem que em análises mensais realizadas durane o período de unho de 1999 a dezembro de 2006, a variação do cerificado de depósio bancário (CDB), dos íulos de uros prefixados para diferenes mauridades e dos preços dos imóveis serviram como coberura para a variação esperada da axa da inflação, conforme enconrado por Fama e Schwer (1977) e Magalhães (1982), sendo no úlimo caso apenas para íulos de uros prefixados. Isso significa que a variação dos íulos de uros prefixados, CDB e imóveis moveram-se na relação um para um com a variação esperada da axa da inflação. Para os aivos como renda do capial humano, ações, ouro e poupança não é possível afirmar que eses apresenam coberura para ambas as componenes esperada e nãoesperada da inflação. Um dos moivos que pode er influenciado a renda do capial humano a não apresenar coberura para ambas componenes é a formação da série, uma vez que, embora com periodicidade mensal, o cálculo do indicador é realizado com informações de rimesres móveis para garanir a precisão deseada pela fundação. Já no caso de ações e ouro, o fao dessas classes de aivos apresenarem um grau de volailidade muio superior as demais no período analisado, pode er conribuído para esse resulado. As dificuldades de se ober resulados consisenes e inuiivos para ações não é exclusividade dese rabalho. Fama e Schwer (1977) enconraram resul ados conra-inuiivos ao idenificar uma relação negaiva enre ações e a componene esperada da inflação, além da exisência de fraca significância esaísica para o coeficiene da componene não-esperada da inflação. Gulekin (1983) concluiu a não exisência de uma relação posiiva enre os reornos nominais das ações e a inflação, uma vez que os coeficienes foram predominanemene negaivos e, em alguns casos, não significanes. Magalhães (1982), para dados mensais, verificou fraca significância esaísica na relação enre os reornos nominais das ações e as componenes esperada e nãoesperada da inflação. Dessa forma, embora não se enha localizado, denre os aivos analisados, aquele que se mosre como coberura complea frene às oscilações das componenes esperada e nãoesperada da inflação para o período poserior à adoção do regime de meas inflacionárias no Brasil, os resulados verificados nese esudo aponam para uma relação posiiva enre a maior ransparência e credibilidade do Banco Cenral e a melhora na proeção conra a inflação, uma vez que, a componene esperada é capurada pelos aivos de renda fixa e imóvel e a

34 34 componene não-esperada não é significaivamene diferene de zero para odos os aivos. Além disso, cabe desacar que os resulados obidos conribuem para maior compreensão dos agenes econômicos sobre as relações enre os aivos brasileiros e a inflação e a possibilidade de redução do risco de perda real dos reornos decorrene da incereza da oscilação fuura nos preços dos bens do consumidor.

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