Discricionariedade na Política Monetária Brasileira após o Plano Real: Um teste baseado na Correlação de Longo Prazo entre Inflação e Produto

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1 Discricionariedade na Políica Moneária Brasileira após o Plano Real: Um ese baseado na Correlação de Longo Prazo enre Inflação e Produo Eurilon Araújo Talia Donha Insper Working Paper WPE: 116/2008

2 Copyrigh Insper. Todos os direios reservados. É proibida a reprodução parcial ou inegral do coneúdo dese documeno por qualquer meio de disribuição, digial ou impresso, sem a expressa auorização do Insper ou de seu auor. A reprodução para fins didáicos é permiida observando-sea ciação complea do documeno

3 Discricionariedade na Políica Moneária Brasileira após o Plano Real: Um ese baseado na Correlação de Longo Prazo enre Inflação e Produo Eurilon Araújo & Talia Donha Ibmec São Paulo Rua Quaá São Paulo-SP Telefone: Fax: eurilona@isp.edu.br Resumo Esse rabalho procurou esar uma implicação empírica do modelo Barro e Gordon para a Economia Brasileira pós Plano Real com a inenção de avaliar se a Políica Moneária Brasileira, após a implanação do Plano Real, foi discricionária ou pauada por regras. O ese foi realizado para alguns pares de proxies de aividade econômica e inflação. A evidência empírica enconrada represena um indício conrário à condução de uma políica discricionária durane o período analisado, julho de a dezembro de Esa conclusão vale ano para o regime de câmbio fixo quano para o regime de meas de inflação. Ou seja, a coexisência de políica moneária pauada por regras e esabilização é o cenário empiricamene mais plausível para o período analisado. Palavras-chave: veor auo-regressivo, políica moneária, esabilização. Absrac This paper ess an empirical implicaion of he Barro and Gordon model for he Brazilian Economy afer he Real Plan aiming a analyzing if he Brazilian Moneary Policy, from July 1994 o December 2006, was discreionary or commied o rules. The es uses alernaive measures for economic aciviy and inflaion. The empirical evidence does no suppor discreion as he way moneary policy was conduced in he period sudied. This conclusion holds for he fixed exchange rae regime and for he inflaion arge regime as well. In sum, he join exisence of a rule-based moneary policy and economic sabilizaion is he mos plausible scenario for he analyzed sample. Keywords: vecor auoregression, moneary policy, sabilizaion. JEL Codes: C 32, E 52, N 16

4 1. Inrodução A insabilidade macroeconômica era a norma anes do Plano Real, enendido enquano conjuno de medidas adoadas no final de Junho de 1994 para reduzir a inflação. As conseqüências dessa insabilidade foram marcanes e perduram em pare aé hoje. Um exemplo é a chamada Década Perdida ocorrida nos anos 80, onde o Brasil obeve baixas axas de crescimeno aliadas a alos índices de inflação. Com a esabilização econômica, algumas quesões imporanes passam a dominar o cenário. Uma delas é o papel das regras na Políica Moneária. É plausível er esabilização mesmo em um ambiene de políica discricionária. Para ano, basa que os choques que aingem a economia sejam pouco persisenes e de baixa magniude. Conudo, é provável que essa esabilização seja cura. Uma Políica Moneária pauada por regras reforça exremamene o processo de esabilização. Desse modo, para o caso brasileiro, é imporane enender o papel desempenhado pelo grau de discricionariedade da Políica Moneária no período de esabilização, e se a esabilização foi acompanhada pela adoção de uma Políica Moneária pauada por regras. Dado que esamos ineressados no período pós-real, definido como o período de empo após a adoção das medidas em Junho de 1994, vale a pena fazer um breve resumo do impaco do Plano Real na Economia Brasileira. O Plano Real foi mais uma enaiva do governo para alcançar a esabilização econômica. O objeivo principal foi reduzir a inflação crônica que persisia por rês décadas. Diferenemene das enaivas fracassadas aneriores, o plano obeve êxio no conrole da inflação. Para o objeivo de redução inflacionária, ceras medidas foram necessárias. 1

5 O ajuse fiscal eve o inuio de diminuir os desequilíbrios enre arrecadações e gasos públicos. A desindexação da economia, aravés da adoção da URV 1, resulou na eliminação da memória inflacionária. A adoção de uma Políica Moneária resriiva, que aumenou a axa de juros e os depósios compulsórios, eve a inenção de esabilizar a ofera e demanda por moeda e incenivar a enrada de invesimenos esrangeiros. A adoção de um regime de câmbio nominal fixo, logo após o Plano Real, com o objeivo de maner a axa de câmbio valorizada arificialmene, dados os invesimenos esrangeiros e as alas axas de juros, foi um faor que conribuiu para a queda da inflação gerando, porém, ouras repercussões econômicas. A diminuição das barreiras arifárias e não arifárias acarreou uma acelerada aberura econômica e comercial, expondo o país à concorrência direa inernacional. Ao mesmo empo, observou-se uma fore endência de desesaização da economia. Algumas conseqüências de ais medidas, agravadas por crises inernacionais, levaram ao aumeno da dívida inerna, ao compromeimeno fiscal e ao aumeno do défici exerno, alimenando as expecaivas de insolvência no longo prazo. O país passou a uma posição de exrema vulnerabilidade nas suas conas exernas e juno ao mercado inernacional. A resposa obida foi a fuga acenuada do capial esrangeiro invesido. Essa exposição ornou insusenável a manuenção de alas axas de juros e um regime de câmbio fixo sobre-valorizado. Em novembro de 1998, com o objeivo de saldar as dívidas dos invesidores exernos, o país recorreu ao Fundo Moneário Inernacional, submeendo-se a obrigações severas. Em janeiro de 1999 o regime de câmbio fluuane foi adoado. Em dois meses a 1 Unidade Real de Valor (URV), insiuída no Brasil em 1994, serviu como moeda de cona, na implanação do Plano Real, onde era usada como referencial para o Cruzeiro Real, aé que fosse emiida, quando passou a ser chamada de Real. 2

6 moeda brasileira desvalorizou 40%. Em junho de 1999, com a finalidade de assegurar a ransparência na Políica Moneária, o governo adoou o regime moneário de meas de inflação, compromeendo-se a publicar, rimesralmene, o Relaório de Inflação com a avaliação do desempenho e as perspecivas da rajeória fuura da Políica Moneária. O regime em quesão se apresenou favorável à manuenção da inflação em paamares baixos, permiindo um aumeno do grau de ransparência e compromeimeno com regras, como elemenos imporanes na condução da Políica Moneária. Diane do cenário apresenado acima, o objeivo do rabalho é usar uma implicação empírica do Modelo Barro e Gordon para avaliar como se comporou a Políica Moneária Brasileira após a implanação do Plano Real. Para ano, um ese baseado na correlação de longo prazo enre inflação e produo foi realizado no inuio de analisar se a Políica Moneária foi discricionária ou foi guiada por alguma regra. De fao, esabilidade econômica não implica necessariamene em Políica Moneária pauada por regras, embora pareça basane inuiivo que ambas andem junas. Desse modo, é imporane verificar empiricamene se o período de esabilização, após o Plano Real, ambém foi marcado por uma redução no grau de discricionariedade na Políica Moneária. Inuiivamene, espera-se que esse enha sido o caso para o Regime de Meas. Conudo, isso é menos óbvio para o período de câmbio fixo. O período pós-real é caracerizado por dois regimes. O primeiro, baseado no câmbio nominal fixo e o segundo guiado por meas de inflação. Exise, enão, a possibilidade de que graus disinos de discricionariedade possam exisir em diferenes regimes, mesmo que ambos esejam associados à esabilidade macroeconômica. Esse rabalho procura avaliar se a Políica Moneária foi discricionária ou não durane esses 3

7 dois períodos mencionados acima. O período pré-real não foi esudado, uma vez que o mesmo é caracerizado por muias quebras esruurais, que refleem a insabilidade macroeconômica vigene, inviabilizando a meodologia economérica empregada. O rabalho esá organizado em cinco seções além da inrodução. A segunda seção apresena uma versão simplificada do modelo Barro e Gordon e discue uma implicação empiricamene esável sobre a correlação de longo prazo enre produo e inflação. Nesa seção, ambém é feia uma breve revisão da lieraura, enfaizando alguns arigos empíricos relevanes. A meodologia economérica proposa por Den Haan (2000) é abordada na erceira seção. A quara seção é dedicada à consrução da base de dados uilizada. Os resulados do rabalho são apresenados e discuidos na quina seção. Por fim, uma úlima seção de conclusão procura sumarizar as conribuições do rabalho. 2. Modelo Barro e Gordon Nesa seção discuiremos uma versão do modelo Barro e Gordon, apresenada por Bae (2006), com algumas adapações. Esse modelo será usado como base para derivar a implicação empírica a ser esada na quina seção. Como em muios rabalhos aneriores, manemos como modelo básico, a ser avaliado empiricamene, o jogo de Políica Moneária desenvolvido por Barro e Gordon. As razões para ano são: esse modelo é o arcabouço canônico para discuir a ineração esraégica enre sociedade e Bancos Cenrais e a caracerização da solução do jogo é basane simples, possuindo clara inerpreação econômica. Todavia, ouras abordagens procuram jusificar a exisência de viés inflacionário alerando o padrão de simeria da preferência da auoridade moneária no modelo Barro e Gordon padrão. 4

8 2.1. Formulação Teórica O modelo possui rês elemenos básicos: uma curva de ofera de Lucas, uma especificação para evolução do produo poencial e uma função de preferência do Banqueiro Cenral: a) Curva de ofera de Lucas Y n e = α( π π ), α < 0 (1) Y n As variáveis envolvidas são: produo ( Y ), produo poencial ( Y ), inflação ( π ) e inflação esperada ( π ). Se há uma surpresa inflacionária posiiva, ou seja, π e > 0, e π n Y Y, chamado hiao do produo, será posiivo ambém, iso é, a economia esará em expansão. Noe que, seria possível, como Bae (2006), usar a axa de desemprego, nese caso eríamos α > 0. b) Especificação para o Produo Poencial No modelo o produo poencial é uma variável exógena que evoluí de acordo com a seguine equação: Y n = λ Y λ) + ξ n n 1 + (1 Y (2) A esruura acima é um AR(1) e busca capurar a persisência do produo poencial. O choque ξ, com variância consane, é al que E ( ξ ) 0 e não exise auocorrelação. 1 = 5

9 c) Função de preferência do Banqueiro Cenral. Z n 2 2 = a( Y ky ) + b( π ), onde > 0 a, b > 0 e k > 1 (3) A função de preferência represena os cusos associados a inflação e hiao do produo fora dos níveis especificados como desejáveis pelo Banco Cenral, que são: inflação nula e produo igual a n ky. Como é radicional em versões simples do modelo Barro e Gordon, o Banco Cenral procura aingir uma mea de produo ambiciosa e levar a economia a um paamar de produo poencial acima do facível ( Y ). n O equilíbrio discricionário é a solução do seguine problema: Min E 1Z sujeio às resrições (1) e (2); onde E 1 denoa o valor esperado em -1. A condição de primeira ordem é: E π n e { 2aα [(1 k) y α( π π )] + 2bπ } 0 (4) 1 = e Usando a hipóese de expecaivas racionais, ou seja, π = π, emos: a n π = α ( 1 k) E 1( Y ) (5) b A equação acima vem direamene da condição de primeira ordem. Volamos à curva de ofera de Lucas, em (1) emos: n Y = Y (6) n Usando (2) para calcular E ) e subsiuindo o resulado em (5), emos: ( 1 Y aα(1 k) n n π = [ λy 1 + (1 λ) Y ] (7) b 6

10 Usando (6) e (2), podemos mosrar que: λy λ n n 1 + (1 ) Y = Y (8) ξ Subsiuindo em (7): aα(1 k) π = [ Y ξ ] (9) b a Definimos a consane A como A = α ( 1 k). Noe que como k > 1 e α < 0, emos b A > 0. Definimos o ruído η = Aξ. Noe que E ( η ) 0, pois E ( ξ ) 0 por hipóese. Desse modo, podemos reescrever (9) como: AY η 1 = 1 = π = +, onde E ( η ) 0 e A > 0. 1 = A expressa acima mosra uma relação linear de longo prazo enre π e Y. Ou seja, π = AY vale como endência. Qualquer afasameno dessa relação se deve a η, e não será sisemáico, pois E ( η ) 0. Como A > 0 isso implica dizer que a correlação 1 = de longo prazo enre inflação e produo, num equilíbrio discricionário, é inequivocamene posiiva. Em resumo, o modelo Barro e Gordon, supondo que a condução da Políica Moneária seja feia de forma discricionária, gera a seguine implicação: a correlação de longo prazo enre inflação e produo é indubiavelmene posiiva. Essa implicação pode ser esada esaisicamene. A meodologia usada para operacionalizar o ese desa implicação será discuida na próxima seção. Anes, porém, faremos uma breve revisão da lieraura empírica relacionada ao ema dese rabalho. 7

11 2.2. Avaliação Empírica: revendo a lieraura A revisão apresenada não será exensiva, ou seja, não se raa de discuir a imensa lieraura eórica e empírica sobre o modelo Barro e Gordon e seus desdobramenos, mas apenas de relacionar o presene rabalho com conribuições similares em escopo. Dessa forma, nos resringiremos a rever arigos que procuram avaliar empiricamene alguma implicação do modelo Barro e Gordon. Em geral, eses arigos concenram-se na análise de dados americanos, usando meodologias economéricas diversas. Chrisiano e Fizgerald (2003) usam análise especral para avaliar empiricamene as implicações do modelo Barro e Gordon para a correlação enre axa de desemprego e inflação em várias bandas de freqüência. A meodologia economérica do arigo permie ober implicações adicionais sobre o padrão de leads e lags enre desemprego e inflação. Todavia, para comparar os resulados, qualiaivamene com os dese rabalho, nos resringiremos à implicação relaiva a correlações associadas às baixas e alas freqüências. Os auores enconram correlação negaiva enre componenes de baixa freqüência de inflação e desemprego enre 1900 e 1960 e posiiva enre 1961 e 1997, usando dados anuais. A correlação enre componenes de ala freqüência é sempre negaiva. Esse padrão respalda a visão de que no inicio do período havia alguma noção de compromeimeno por pare da auoridade moneária e que isso eria mudado para segunda pare da amosra, onde predominaria algo próximo ao equilíbrio discricionário. Os resulados para dados mensais e rimesrais mosram correlação negaiva enre as componenes de ala freqüência, porém posiivas para as baixas freqüências. Esse resulado, usando dados a parir de 1961, mosra que a experiência americana eria sido 8

12 caracerizada por políicas discricionárias, especialmene nas décadas de 60 e 70. Conudo, esa visão é quesionada por Orphanides (2001 e 2003), que apona para a baixa qualidade dos dados usados em empo real na omada de decisão por pare da auoridade moneária e do impaco disso na dinâmica das axas de juros e inflação americanas. Ouro arigo imporane é Ireland (1999). Nese arigo, usando um modelo muio próximo ao desenvolvido nese rabalho, o auor deriva implicações de curo e longo prazo advindas da análise do equilíbrio discricionário do modelo Barro e Gordon. A implicação de longo prazo seria a exisência de uma relação de co-inegração enre inflação e desemprego. Todavia, essa implicação é muio fore e é derivada sob hipóeses resriivas acerca do processo que governa a axa naural de desemprego. Ireland mosra que exise co-inegração para os dados americanos para uma amosra de 1960 a 1997 com dados rimesrais. Conudo, as implicações de curo prazo do modelo não foram verificadas na amosra esudada. Uma exensão de Ireland no que ange à implicação de longo prazo é o rabalho de Bae (2006). Nese arigo, não há a necessidade de supor que inflação e desemprego são não esacionarias e que co-inegram. Basa analisar o padrão de correlação de longo prazo, usando a meodologia economérica em Den Haan (2000), na qual não é necessário nenhum ipo de padrão garanindo que as séries esudadas sejam odas esacionárias ou que odas apresenem raiz uniária. Ese rabalho é basane similar meodologicamene ao arigo de Bae (2006), buscando avaliar a implicação do modelo Barro e Gordon para os dados brasileiros no período poserior a esabilização conseguida após o Plano Real. 9

13 Por fim, Ruge-Murcia (2003) discue uma alernaiva baseada em preferências assiméricas. Os resulados empíricos dese arigo rejeiam o padrão radicional de preferência quadráica em Barro e Gordon. Mesmo assim, por sua simplicidade e elegância, o modelo Barro e Gordon é sempre a primeira alernaiva como benchmark em discussões sobre Políica Moneária, daí a imporância de primeiro esá-lo em várias dimensões anes de invesir numa esruura mais complexa analiicamene. 3. Meodologia Economérica Na segunda seção, mosramos que, no modelo Barro e Gordon, a Políica Moneária discricionária implica correlação posiiva de longo prazo enre inflação e produo. Para esar essa implicação, é preciso uma meodologia que permia compuar correlações em diferenes horizones de empo, pois assim podemos disinguir o curo prazo do longo prazo. Um méodo para ano foi desenvolvido por Den Haan (2000). Nos parágrafos a seguir, apresenaremos uma descrição sucina do méodo. Considere o veor X, conendo uma medida de aividade econômica Y ) e uma ( medida de inflação ( π ). O primeiro passo consise em especificar um veor auoregressivo (VAR), descrevendo a dinâmica enre Y e π. O VAR pode incluir ermos deerminísicos (um polinômio descrevendo uma endência deerminísica linear ou quadráica). Desse modo, emos: L 2 = γ 1 + γ 2 + γ 3 + Al X l l= 1 X + U 10

14 onde L é o número de defasagens incluída na especificação e g( ) 2 = γ 1 + γ 2 + γ 3 é um ermo deerminísico que busca capurar um comporameno de endência. O ermo represena um veor de ruídos brancos, onde E ( U ) = 0, E ( U U T ) = Ω e E ( U U T ) = 0 s para s. A meodologia de Den Haan compua a correlação enre os erros de previsão, para U Y e π, H períodos à frene. Logo, se H for um número baixo, esaremos calculando uma correlação de curo prazo. Caso o valor de H seja alo, esaremos compuando uma correlação de longo prazo. Conudo, não há definição precisa sobre o valor de H a parir do qual o longo-prazo é caracerizado. Com efeio, iso depende foremene do amanho da amosra. Especificamene emos: y e = Y H E ( Y H H π e = Y H E ( H + π + + H ) ) e + e y H e + são os erros de previsão para o horizone de H períodos, dado o conjuno de π H informação na daa para Y + H e + H π. É possível, dado um valor de H, compuar esses erros para cada daa da amosra, obendo-se, porano, uma série emporal para esses erros de previsão. A correlação associada ao horizone H é dada por: cov( e corr( H ) = y DP( e + H y + H, e π + H ) DP( e ) π + H ) 11

15 y π onde cov( e + H, e + H ) é o operador covariância; DP( e y π + H ) e DP( e+ H ) denoam os desvios padrão das respecivas variáveis. Dado o VAR especificado e a equação acima, é possível compuar inervalos de confiança para corr(h), usando simulação (boosrap). Com isso, é possível avaliar a hipóese esaísica de que corr(h) enha um dado sinal. Iso é o que precisamos para esar a implicação do modelo Barro e Gordon derivada na seção anerior. Uma grande vanagem desse méodo é que as variáveis em X não precisam ser esacionárias. Se as séries forem esacionárias, corr (H) convergirá para a correlação não condicional das variáveis em X quando H ender a infinio. Mesmo se alguma das séries em X for I(1), o apêndice B em Den Haan (2000) mosra que, nese caso, corr(h) pode ambém ser esimada consisenemene, embora ela alvez não convirja para a correlação não condicional. Esse resulado depende da correa especificação do VAR. Para ano, usa-se criérios de informação para deerminar L, números de defasagens, bem como a endência deerminísica mais adequada. 4. Base de Dados O rabalho leva em consideração duas variáveis, a primeira consise em uma medida de aividade econômica, a segunda é uma medida de inflação. Esas são as variáveis endógenas do modelo Barro e Gordon, conforme a formulação eórica 12

16 apresenada na segunda seção. Várias são as proxies possíveis para as variáveis em quesão. Para aividade econômica, índice de produção indusrial (IPI) e PIB; para inflação, IPCA e IGPM. O índice de produção indusrial, mesmo que resrio a apenas um seor, é consruído a parir de uma meodologia bem esabelecida e, em geral, ouras proxies correlacionariam com o índice de produção indusrial. Diane de al jusificaiva, ainda cabe o conra argumeno de que al variável é muio limiada e que seores como serviços são muio imporanes para economias modernas. Dessa forma, é ineressane uilizar oura proxy mais abrangene com a inenção de checar a robusez dos resulados, o PIB. O mesmo argumeno vale para a inflação baseada no IPCA, escolhida como variável, uma vez que o regime de meas se baseia aualmene nesse índice. Conudo, é ineressane avaliar um índice mais geral de preços e, porano empregamos alernaivamene o IGPM. A abela abaixo resume a consrução da base de dados, cujas variáveis esão em freqüência mensal, de julho de 1994 a dezembro de INSERIR TABELA 1 Os dados acima foram ransformados da seguine maneira: as axas de inflação foram compuadas como primeira diferença dos índices de preços em escala logarímica. As variáveis relacionadas à aividade econômica foram ransformadas para escala logarímica, depois foram consruídas as séries de PIB real, baseadas em IPCA e IGPM. Finalmene, o padrão sazonal de odas as séries foi removido pelo méodo X Os eses usuais para deecar a presença de raiz uniária não foram realizados uma vez que a 2 Basicamene, o méodo X-12 é uma meodologia esaísica, desenvolvida pelo U.S. BUREAU OF THE CENSUS, que permie decompor uma série de empo em ermos de sua endência, ciclo, sazonalidade e componene irregular. 13

17 meodologia economérica, descria na erceira seção, independe da ordem de inegração das variáveis. Os gráficos das variáveis são apresenados no apêndice 1. A figura 1 mosra a série emporal do índice de produção indusrial. A figura 2 raz os gráficos das séries de PIB real. Finalmene, as axas de inflação se enconram na figura 3. Todos os gráficos se referem à amosra complea. Conforme mencionado aneriormene, a inenção do esudo é avaliar se a esabilização econômica implicou na adoção de regras e não em ações discricionárias pelo Banco Cenral. Insiucionalmene, após o Plano Real, exisiram dois regimes. O primeiro, com a economia funcionando sob câmbio fixo e o segundo, associado à implanação do regime de meas. Empiricamene exise a possibilidade de que esabilização e discricionariedade possam exisir em regimes diferenes, desse modo, apesar da amosra ser relaivamene pequena para o regime de câmbio fixo, enou-se esudá-lo separadamene. Assim, o esudo é feio em rês amosras disinas. A primeira, que compreende o período de julho de 1994 a dezembro de A segunda consise em uma sub-amosra associada ao regime de câmbio fixo, julho de 1994 a junho de E a erceira, uma sub-amosra relacionada ao período após a adoção do regime de meas de inflação, que corresponde a julho de 1999 a dezembro de Esaísicas descriivas para essas variáveis são apresenadas nas próximas abelas. INSERIR TABELAS 2, 3 E 4 14

18 As abelas 3 e 4 nos permiem comparar, ainda que de modo exploraório, o desempenho macroeconômico enre os regimes de câmbio fixo e o de meas de inflação. Em ermos de média, as proxies de aividade econômica diferem muio pouco. A média da produção indusrial cresceu 3,06%, a média do PIB real deflacionado pelo IGPM foi acrescida de 5%. O PIB real deflacionado pelo IGPM, eve sua média decrescida de 0,2%. O índice de produção indusrial e o PIB real, deflacionados pelo IPCA, ficaram mais voláeis no regime de meas. O conrário se verifica para o PIB real deflacionado pelo IGPM. As axas de inflação foram subsancialmene reduzidas, em média, para o período de meas. A redução foi de 36,8% para a axa baseada no IPCA e de 42,17% para a axa associada ao IGPM. As axas de inflação ficaram muio menos voláeis após a adoção do regime de meas. Em suma, o regime de meas esá associado a drásicas reduções na média e na volailidade da inflação. Em média, o nível de aividade econômica não mudou enre os regimes. Não há regularidade para a volailidade da aividade econômica que seja uniforme para as rês proxies esudadas. 5. Resulados A parir do modelo Barro e Gordon apresenado na segunda seção, podemos consruir um ese baseado na correlação de longo prazo enre aividade econômica e inflação, para avaliar se a Políica Moneária foi ou não discricionária no período de análise. No caso do Banco Cenral er adoado uma políica discricionária, a correlação de 15

19 longo prazo enre as variáveis mencionadas é indubiavelmene posiiva. Dessa forma, podemos especificar as seguines hipóeses sobre a correlação de longo prazo enre aividade econômica e inflação: H H 0 a : corr : corr LP LP ( y, π ) 0 ( y, π ) > 0 De fao se rejeiamos H 0, chegamos a conclusão que a Políica Moneária foi discricionária. No conexo de nossa meodologia economérica, a rejeição de H 0 esá associada a correlações de longo prazo denro de inervalos de confiança formado por limies superiores e inferiores esriamene posiivos. Anes de analisar os padrões de correlação de longo prazo para as variáveis esudadas, discuiremos as caracerísicas dos VARs esimados. A especificação do VAR para os pares de proxies de aividade econômica e inflação foi feia auomaicamene, uilizando o criério AIC conforme Den Haan (2000) e Bae (2006). A escolha é feia de modo que o VAR possa er ermos deerminísicos como consane e endências linear e quadráica, além de um número máximo de defasagens igual a 6. As caracerísicas de cada VAR bivariado esão discuidas na Tabela 5. INSERIR TABELA 5 As correlações de longo prazo para os pares de aividade econômica e inflação se enconram no apêndice 2, onde os gráficos mosram a correlação enre as variáveis para diferenes horizones, conforme discuido na erceira seção. Duas medidas de correlação são apresenadas. A primeira é a média obida por simulação, 1000 replicações, a parir 16

20 dos VARs especificados para cada par de variáveis. A segunda medida é a correlação para diferenes horizones, calculada usando as séries reais para as diferenes amosras. Cada gráfico mosra uma banda de confiança de 90%. Cabe noar que as correlações convergem rapidamene, após um número relaivamene baixo de períodos, para um dado valor esável de longo-prazo. A análise e discussão dos resulados são feias a seguir, para cada par de proxies de aividade econômica e inflação, nos rês sub-períodos considerados. Ao empregar IPI e inflação baseada no IPCA, conforme mosra a Figura I, o limie superior da banda é posiivo e o limie inferior é negaivo independenemene da amosra. Logo, não emos evidência para rejeiar H 0, o que implica pouca evidência suporando um regime discricionário para a Políica Moneária. Conudo, os valores ponuais para a correlação de longo prazo diferem um pouco de acordo com a amosra usada. Para a amosra complea e no período do regime de meas, a correlação é posiiva e próxima a zero, conudo ela orna-se negaiva no período de câmbio fixo. Empregando IPI e inflação baseada no IGPM, conforme mosra a Figura II, coninuamos a observar a banda superior posiiva e a banda inferior negaiva e, porano, ocorre o mesmo que ocorreu na Figura I, o padrão de correlações de longo prazo é al que não podemos rejeiar H 0. Novamene, a evidência empírica a favor de um regime discricionário é baixa. As esimaivas ponuais para as correlações de longo prazo são negaivas para a amosra complea, bem como no regime de meas, conudo, eses valores são posiivos e no caso da correlação usando os dados da amosra, muio próximo a zero. A Figura III mosra os resulados para o par PIB IPCA e inflação baseada em IPCA. Para a amosra ineira e para o período de câmbio fixo, emos novamene banda 17

21 superior posiiva e banda inferior negaiva, com correlações de longo prazo ponuais negaivas e de magniudes semelhanes. Para o regime de meas, esranhamene, a banda inferior ficou muio próxima de zero, exisindo evidência que nos permie rejeiar H 0. Ou seja, esse par de proxies sugere que a Políica Moneária pode er sido discricionária mesmo no regime de meas. O resulado parece pouco plausível e pode ser uma decorrência da consrução da proxy de produo, uma vez que o IPCA pode não ser o índice mais apropriado para deflacionar PIB mensal nominal. Por fim, a Figura IV mosra o padrão de correlação associado ao par PIB IGPM e inflação IGPM. No caso da amosra ineira, as duas bandas são negaivas. Para as amosras associadas ao período de câmbio fixo e regime de meas, os gráficos apresenam o mesmo padrão observado aneriormene de banda superior posiiva e banda inferior negaiva, com valores ponuais de correlação de longo prazo próximos a zero. Novamene, para odas as amosras, não podemos rejeiar H 0, logo não há evidência fore a favor de discricionariedade na Políica Moneária. Das 12 configurações consideradas, apenas uma mosrou alguma evidência de que a Políica Moneária era conduzida de forma discricionária (caso das proxies PIB IPCA e inflação IPCA para o período do regime de meas). Quando consideramos a amosra ineira (período pós Plano Real), exise evidência de que o processo de esabilização foi acompanhado por uma Políica Moneária não discricionária, que seguiu algum ipo de regra. Essa evidência ambém exise para o período de câmbio fixo. Assim, provavelmene, regras diferenes devem er sido seguidas para o regime de câmbio fixo e o de meas. Independenemene disso, o pono é que a auoridade moneária parece er se pauado por uma condua baseada em regras desde o começo da esabilização. 18

22 6. Conclusão Esse rabalho procurou esar uma implicação empírica do modelo Barro e Gordon para a Economia Brasileira pós Plano Real. Tal implicação empírica nos permie avaliar se a Políica Moneária, no período analisado, foi discricionária ou se foi pauada por regras. A rejeição da hipóese nula de que a correlação de longo prazo enre inflação e produo foi zero ou negaiva represenaria evidência a favor de uma políica discricionária. O ese foi realizado para alguns pares de proxies para aividade econômica e inflação. No geral, a evidência empírica apona para a não rejeição da hipóese nula, o que represena um indício conrário à condução de uma políica discricionária durane o período analisado. Ou seja, a coexisência de políica moneária pauada por regras e esabilização é um cenário empiricamene plausível. De fao, esa conclusão vale ano para o regime de câmbio fixo quano para o regime de meas de inflação. Essa evidência corrobora a noção inuiiva de que esabilização acompanhada pela adoção de regras de políica reforça o próprio processo de esabilização, endendo a orná-lo algo esável e duradouro. Assim, regras diferenes devem er sido seguidas para o regime de câmbio fixo e o de meas. Independenemene disso, o pono é que a auoridade moneária parece er se pauado por uma condua baseada em regras desde o começo da esabilização. Todavia, esse resulado não foi unânime para os 12 pares de proxies para produção e inflação analisados. Empiricamene, enconramos evidências para ações 19

23 discricionárias para um único par de proxies: PIB IPCA e inflação IPCA no período do regime de meas. Tal evidência é no mínimo curiosa, porém caso a Políica Moneária enha sido de fao discricionária isso confirma que esabilidade econômica não implica Políica Moneária pauada por regras e que é possível exisir esabilidade e discricionariedade em diferenes regimes. Mesmo assim, al resulado pode ser apenas conseqüência do deflacionameno de uma série nominal por um índice de preço pouco apropriado, gerando um padrão de correlação de longo prazo pouco represenaivo. Por fim, como exensão desse rabalho, seria ineressane avaliar especificações mais sofisicadas, como as esudados pela lieraura associada aos modelos Novos Keynesianos, enando idenificar implicações empíricas esáveis associadas a equilíbrios com políicas discricionárias. Desse modo, uma análise no espírio dese rabalho poderia ser execuada, usando uma descrição um pouco mais complexa e realisa do ambiene macroeconômico. 20

24 TABELAS Tabela 1: Descrição das variáveis para consrução do banco de dados. Variável Fone Período Periodicidade Índice Produção Indusrial IPEADATA 07/1994 a 12/2006 Mensal PIB Nominal BACEN 07/1994 a 12/2006 Mensal IPCA IPEADATA 07/1994 a 12/2006 Mensal IGPM IPEADATA 07/1994 a 12/2006 Mensal Tabela 2: Amosra complea (07/1994 a 12/2006) Esaísica IPI PIB (IPCA) PIB (IGPM) Inflação (IPCA) Inflação (IGPM) Média 4,5764 4,0193 6,1789 0,0074 0,0110 Desvio Padrão 0,0916 0,1193 0,0567 0,0079 0,0287 Tabela 3: Amosra câmbio fixo (07/1994 a 06/1999) Esaísica IPI PIB (IPCA) PIB (IGPM) Inflação (IPCA) Inflação (IGPM) Média 4,4942 3,9027 6,1881 0,0095 0,0147 Desvio Padrão 0,0356 0,0676 0,0736 0,0107 0,0438 Tabela 4: Amosra Regime de Meas (07/1999 a 12/2006) Esaísica IPI PIB (IPCA) PIB (IGPM) Inflação (IPCA) Inflação (IGPM) Média 4,6318 4,0979 6,1727 0,0060 0,0085 Desvio Padrão 0,0746 0,0734 0,0410 0,0049 0,

25 Tabela 5: Caracerísicas de VARs Esimados Variáveis Período da Amosra Tendência Linear Tendência Quadráica Número de Lags AIC PIB (IGP) 07/1994 a 12/2006 Sim Não PIB (IGP) 07/1994 a 06/1999 Não Sim PIB (IGP) 07/1999 a 12/2006 Não Sim PIB (IPC) 07/1994 a 12/2006 Sim Não PIB(IPC) 07/1994 a 06/1999 Não Sim PIB (IPC) 07/1999 a 12/2006 Não Sim PROD (IGP) 07/1994 a 12/2006 Sim Não PROD (IGP) 07/1994 a 06/1999 Não Não PROD (IGP) 07/1999 a 12/2006 Sim Não PROD (IPC) 07/1994 a 12/2006 Não Sim PROD (IPC) 07/1994 a 06/1999 Não Sim PROD (IPC) 07/1999 a 12/2006 Não Sim

26 Apêndice 1 Figura 1: Índice de Produção Indusrial Figura 2: PIBs Reais. 23

27 Figura 3: Taxas de Inflação. 24

28 Apêndice 2 25

29 26

30 27

31 28

32 Bibliografia Bae, Jinho (2006). Long-Run Relaionship and Srucural Change beween Inflaion and Unemploymen. Woking Paper: Yeungmam Universiy, June Chrisiano, Lawrence J. and Fizgerald, Terry J. (2003). Inflaion and moneary policy in he wenieh cenury, Economic Perspecive, Federal Reserve Bank of Chicago Den Haan, Wouer J. (2000). The comovemen beween oupu and prices, Journal of Moneary Economics, v.46, n. 1. pp Ireland, Peer N. (1999). Does he ime-consisency problem explain he behavior of inflaion in he Unied Saes?, Journal of Moneary Economics v.44, n.2,pp Orphanides, Ahanasios (2001). "Moneary Policy Rule Based on Real-Time Daa". American Economic Review, Sepember 2001, v. 9, n. 4, pp Orphanides, Ahanasios (2003). "Moneary Policy evaluaion wih noisy informaion". Journal of Moneary Economics, v.50, n.3 pp Ruge-Murcia, Francisco J. (2002). Does he Barro Gordon model explain he behavior of US inflaion? A reexaminaion of he empirical evidence. Journal of Moneary Economics, v. 50, n.6, pp , March