TRANSMISSÃO DA POLÍTICA MONETÁRIA: ANÁLISE DE QUEBRAS ESTRUTURAIS NA ECONOMIA BRASILEIRA RECENTE POR MODELOS VAR, SVAR E MS-VAR

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1 TRANSMISSÃO DA POLÍTICA MONETÁRIA: ANÁLISE DE QUEBRAS ESTRUTURAIS NA ECONOMIA BRASILEIRA RECENTE POR MODELOS VAR, SVAR E MS-VAR Eduardo Cardeal Tomazzia 1 Robero Meurer 2 Resumo: Ese esudo em como objeivo invesigar caracerísicas imporanes da políica moneária e sua ransmissão na economia brasileira enre 1995 e 2009, enre elas as resposas das principais variáveis macroeconômicas aos choques de políica moneária exógena e não esperada e as quebras esruurais desas relações. Para ano, uilizou-se da esimação de modelos VAR e SVAR para capar o efeio exógeno da políica moneária, cuja idenificação das resrições foi realizada por méodos de análise sisêmica de esruuras. Além disso, a esabilidade dos parâmeros esimados foi esada pela esimação de modelos MS- VAR, o que rouxe insighs sobre as mudanças esruurais da economia brasileira. Foram idenificados rês regimes de ransmissão da políica moneária: (i) 1995 a 1998, coincidene com o regime de câmbio semifixo, com a axa de câmbio sendo o elemeno preponderane na definição da axa SELIC, que cumpria a função de absorver dos choques exernos; (ii) 1999 a meados de 2003, período marcado pela esruuração do regime de meas inflacionárias, de início da fluuação cambial e de choques às variáveis macroeconômicas decorrenes de dúvidas quano ao abasecimeno energéico, da sucessão presidencial e da consrução da repuação da políica moneária do governo Lula; e (iii) de meados de 2003 a 2009, que corresponde à consolidação do regime de meas inflacionárias, o que é viso pela predominância do nível de preços na função de reação do Banco Cenral. A efeividade da políica moneária ambém é aumenada, viso que o efeio da SELIC na produção indusrial e no nível de preços se orna negaiva, sendo esaisicamene significaivo para a primeira. Palavras-chave: ransmissão de políica moneária, quebras esruurais, Brasil. Absrac: This sudy aims o examine imporan issues of moneary policy and is ransmission in he Brazilian economy beween 1995 and 2009, such as he responses of macroeconomic variables o moneary unexpeced exogenous shocks and he srucural breaks of hese relaions. We used VAR and SVAR models o capure he exogenous porion of moneary policy acions, as well as sysemic analysis echniques o deermine he srucure of he models. I was also employed MS-VAR models, o relax he parameer sabiliy hypohesis, which brough insighs abou srucural breaks hiing he Brazilian economy. Three regimes were idenified: (i) from 1995 o 1998, he currency peg regime, where he exchange rae was he main objecive of he SELIC rae s definiion used o absorb exernal shocks; (i) from 1999 o mid-2003, period of he implemenaion of he inflaion arge regime, of floaing exchange raes, and of several macroeconomic shocks from he menace of blackous and economic policy rupure, and subsequen consrucion of Lula s policies repuaion; and (iii) from mid-2003 o early 2009, wih he consolidaion of he inflaion arge regime, which is perceived by he prevalence of he price level in he cenral bank s reacion funcion. The effec of he SELIC on indusrial producion and price level becomes negaive, which indicaes he increase of moneary policy efficiency. Keywords: moneary policy ransmission, srucural breaks, Brazil. JEL: E23, E59, E32. 1 INTRODUÇÃO Desde que os esudos seminais de Bernanke e Blinder (1992) e Sims (1992) deram as bases para uma exensa lieraura na aplicação de modelos Vecor Auoregression (VAR) na mensuração dos efeios de choques de políica moneária em variáveis macroeconômicas, cuja grande inovação é não requerer a formulação de modelos esruurais mais compleos, as pesquisas êm se desenvolvido em várias linhas. Uma desas verenes, presene em esudos como o de Boivin e Giannoni (2006), é a idenificação de mudanças de eficácia da políica moneária decorrenes de 1 Universidade Federal do Paraná. eomazzia@yahoo.com.br 2 Universidade Federal de Sana Caarina. rmeurer@mbox1.ufsc.br

2 mudanças no funcionameno da economia, de ransformações esruurais no efeio da políica. A idéia cenral é que inovações financeiras, mudanças graduais de comporameno e ransformação nos níveis e na volailidade de variáveis macroeconômicas, e mesmo na forma como a políica econômica é conduzida, considerando que os agenes êm expecaivas racionais, levariam a alerações nas suas previsões e causando modificações nos diversos mecanismos de ransmissão. No Brasil, Lopes (1997) admie que o desmone das esruuras e comporamenos advindos do período de ala inflação ocorreu gradualmene a parir das medidas de esabilização decorrenes do Plano Real, e a políica moneária se foraleceu gradaivamene com ese movimeno. As sucessivas ransformações das condições macroeconômicas da economia brasileira implanação e consolidação da esabilidade sob câmbio semi-fixo; fluuação do câmbio e esabelecimeno do regime de meas inflacionárias, em período de incerezas políicas; e, por fim, o amadurecimeno deses regimes e maior esabilidade de variáveis como a axa de câmbio e axas de juros iveram efeios sobre as esruuras e o comporamenos dos agenes, que resulam em pergunas de que mudanças foram esas, e qual a sua magniude. A parir dos méodos de Chow (1960), abordagens economéricas foram desenvolvidas para capar as mudanças esruurais na economia. Enre os principais esudos nesa linha, podem-se ciar os de Cogley e Sargen (2004), que raa os parâmeros como variáveis laenes esimadas pelo Filro de Kalman, e o de Sims e Zha (2006), em que os parâmeros mudam conforme uma variável laene de esado que segue um Processo de Mudança Markoviana (Markov Swiching Process). Um imporane méodo, inroduzido por Hamilon (1989), de modelagem de mudanças de regime, deu origem a várias abordagens baseadas na Mudança Markoviana (Markov Swiching Models). Nesa modelagem, os parâmeros de um processo auo-regressivo são visos como produos de um processo Markoviano de esado discreo. As mudanças não são deerminadas a priori, mas são feias inferências probabilísicas sobre o esado (regime) e sua mudança, por meio de algorimos de filros ieraivos não-lineares. Uma écnica desenvolvida a parir dese referencial é o Markov Swiching Vecor Auoregression (MS-VAR), inroduzido por Krolzig (1997), uma abordagem de análise de sisemas lineares mulivariados sujeios a mudanças de regime, cuja idéia geral é que os parâmeros do processo esocásico variam com o empo, mas são consanes em relação à variável discrea não observável (regime). O enendimeno dos efeios da políica moneária e das ransformações ocorridas nos seus mecanismos é relevane do pono de visa posiivo, uma vez que conribui para a compreensão da economia brasileira após a esabilização moneária. Também conribui para a discussão normaiva, pois levana elemenos imporanes para a modelagem de efeios fuuros de políicas a serem adoadas, mesmo quando o impaco desas políicas enha o poencial de rupura da esruura de efeios vigene no momeno de sua implanação, ou ocorra após ransformações relevanes decorrenes de ouros faores. Exposa a moivação eórica do presene arigo, podem-se definir duas quesões de pesquisa: Qual é o efeio da políica moneária sobre as principais variáveis macroeconômicas no Brasil após a esabilização moneária? Ese efeio é consane aravés do empo, considerando que ransformações qualiaivas ocorrem, e quais são as diferenças enre os períodos? Assim, ese esudo em como objeivo mensurar o impaco de choques moneários nas principais variáveis macroeconômicas e a iner-relação da definição da variável de políica moneária no Brasil pós-esabilização moneária, assim como verificar as mudanças ocorridas nesas relações ao longo do empo. 2 ESTUDOS DAS MUDANÇAS ESTRUTURAIS DA TRANSMISSÃO MONETÁRIA Ese ópico em como objeivo revisar alguns dos rabalhos recenes de verificação de quebras esruurais na ransmissão de políica moneária. Com o objeivo de verificar se a políica moneária nore-americana mudou a sua eficácia, 2

3 Boivin e Gianonni (2006) esam modelos esruurais e SVAR para duas amosras disinas, enre 1959 e 1979 e 1979 a O esudo procura explicar porque os choques exógenos e não esperados de políica moneária reduziram os seus efeios no produo e inflação a parir da década de A explicação principal é a maior reação da auoridade moneária às expecaivas inflacionárias. Diane de choques de ofera e demanda, a políica moneária se ornou mais eficiene em eviar maiores fluuações reais e moneárias. Ouro faor, menos relevane, é que a própria naureza dos choques do período mais recene se mosrou menos inensa. Cogley e Sargen (2004) analisam os dados dos EUA para o período após a 2ª Guerra Mundial, por meio de modelo VAR com coeficienes e volailidade dependenes do regime. A resposa da inflação e suas expecaivas à políica moneária variam ao longo do empo, sendo muio fore e voláil na década de 1970, e decrescendo ao longo das duas décadas seguines, em que se verificou aumeno do aivismo da políica moneária. Por meio de modelos VAR condicionados a mudanças de regime, Sims e Zha (2006) verificam, para a economia nore-americana, apenas a relevância da aleração da variância nos modelos confronados, conando que a maior diferença ocorreu enre as décadas de 1970 e Uilizando modelos MS-VAR, González e Gonzalez-Garcia (2006) idenificam uma quebra esruural no mecanismo de ransmissão para o México em 2001, que coincide com a adoção do regime de meas inflacionárias, e as inovações moneárias passaram a er maior influência no produo real, inflação e axa de câmbio, assim como um foralecimeno do efeio da axa de inflação e suas expecaivas e da axa de câmbio na definição da axa de juros de curo prazo. A parir do modelo MS-VAR, Silva Filho, Silva e Frascaroli (2006) idenificam várias quebras esruurais de resposa de variáveis à políica moneária no Brasil. O esudo idenifica dois regimes para o período de 1980 a 2005, sendo que no primeiro, que corresponde à maior pare da década de oiena e a primeira meade da década de novena, houve grande variabilidade das variáveis econômicas e baixa efeividade da políica moneária, decorrenes do ambiene de ala inflação. No segundo regime a políica moneária se orna efeiva e influencia negaivamene o produo real. O segundo regime ocorre em curos períodos da década de oiena, e se orna consane a parir da implanação do Plano Real, apenas com a exceção da crise cambial de 1999, quando houve inerrupção da eficácia da políica moneária para o período de poucos meses no início de Silva e Porugal (2007) verificam assimerias no efeio da políica moneária na economia brasileira. Enre os principais resulados, idenificam fore evidência de que os efeios reais de choques negaivos são diferenes dos choques posiivos em esado de expansão da economia, e que o efeio dos choques negaivos diferem enre os esados de expansão e recessão. Quando uilizada a variação da axa SELIC como medida de políica moneária, o afrouxameno moneário ambém mosrou efeio diverso enre os esados do ciclo econômico. 2 METODOLOGIA Por meio da análise quaniaiva de modelos VAR, buscou-se a uma modelagem que capasse os principais efeios e relações da políica moneária e variáveis macroeconômicas como inflação, produção, expecaivas, axa de câmbio, enre ouras. Para esar a presença de quebras esruurais no core emporal raado uilizou-se a meodologia MS-VAR. Dadas as quebras idenificadas, foram esimados modelos VAR para os sub-períodos que apresenam esabilidade (que não apresenam ransição de regime). Na seqüência são apresenadas breves revisões dos méodos empregados. A apresenação de méodos usuais como o VAR e SVAR é jusificada pela discussão da escolha da ordenação das variáveis para a orogonalização dos impulsos, necessária para a esimação das funções impulso-resposa. 2.1 Discussão dos Méodos Os modelos VAR consisem em sisemas com variáveis endógenas, que afeam e são 3

4 afeadas pelas ouras, e variáveis exógenas, que afeam as endógenas, mas não são afeadas por elas, e pode ser definido, em sua forma reduzida, como: A p 0X k AiX i ΦZ u i1 (1) Onde: X é o veor das variáveis endógenas; Z é o veor das variáveis exógenas; A 0, A i e Φ são as marizes dos coeficienes; k é um veor de consanes; p é o número de defasagens das variáveis endógenas; e u é o veor de erro do sisema. É possível padronizar a função muliplicando-a por A -1 0, obendo o VAR em sua forma padronizada e reduzida. É padronizada, pois a mariz das variáveis endógenas é isolada, e reduzida porque uma variável endógena não é regressora de oura de forma conemporânea (i > 0). Tal formaação do VAR é demonsrada na função a seguir: X c p i1 BiX i ΓZ ε (2) Onde: c = A -1 0 k; B i = A -1 0 A i ; Γ i = A -1 0 Φ; e ε = A -1 0 u, sendo que ε ~ N(0, Σ) e E(ε, ε s ) 0, e s. Dese modo, os resíduos, na forma reduzida, são conemporaneamene correlacionados, uma vez que a mariz Σ não é diagonal. Porano, os resíduos do VAR reduzido são resulados de uma combinação linear de choques exógenos não correlacionados conemporaneamene, e não é possível a idenificação do choque exógeno de cada variável endógena do sisema. Em ermos de avaliação de políica moneária, esa é uma resrição que leva à necessidade de um modelo que consiga isolar o efeio exógeno de cada variável, o que é possível com modelos VAR esruurais (SVAR), que possuem resíduos não correlacionados conemporaneamene, o que orna a mariz Σ não diagonal, uma opção meodológica largamene uilizada no esudo dos efeios da políica moneária (CHRISTIANO, EICHENBAUM, EVANS, 1999). A forma esruural de um modelo de veor auo-regressivo permie às variáveis endógenas influenciarem-se de modo conemporâneo, ransformando a equação (2) em: X c p i0 BiX i ΓZ ε (3) Nesa forma, o sisema se orna sobre-paramerizado, o que obriga a adoção de resrições a coeficienes, que resula na idenificação de um sisema esruural. A idenificação adoada nese rabalho foi o sisema recursivo proposo por Sims (1980), e pode ser exemplificada aravés de Enders (2004), considerando um modelo com duas variáveis endógenas (y e w ), nenhuma exógena e uma defasagem: y a 10 a12w 11y1 12w y1 22w 1 uw u (4) w a (5) Desa forma, é possível reescrever as relações enre os choques exógenos e os resíduos da regressão (3) como: 1 u y a12uw (6) 2 uw A resrição imposa foi em relação ao efeio de y em w conemporaneamene (a 21 =0), o que orna a mariz A -1 0 riangular, seguindo a decomposição de Choleski: 1 1 a12 A 0 (7) 0 1 A parir da resrição em A -1 0, pode-se chegar ao sisema padronizado: y b10 b11y 1 b12w 1 1 (8) w b b y b w Onde: b 10 = a 10 a 12 a 20 ; b 11 = γ 11 a 12 γ 21 ; b 12 = γ 12 a 12 γ 22 ; b 20 = a 20 ; b 21 = γ 21; b 22 = γ 22; Para ese exemplo binomial, foi possível reduzir o número de parâmeros de 10 para 9 ao se y 4

5 resringir a 21 =0. Para um modelo geral de n variáveis endógenas, A 0 se orna uma mariz nxn, e a sua idenificação requer (n 2 -n)/2 resrições na relação enre os resíduos e as inovações esruurais. Como a decomposição de Choleski é riangular, ela resula em exaamene (n 2 -n)/2 valores de A 0 iguais a zero, o que o orna um méodo de decomposição suficiene para resringir o modelo esruural (ENDERS, 2004). Além de suficiene para a esruuração do VAR, o méodo de ordenação de Choleski é inuiivo: a ordenação das variáveis no SVAR deve ser feia de modo que a primeira afee odas as ouras conemporaneamene, a segunda afee odas com a exceção da primeira e assim por diane, de modo que a úlima não afea nenhuma no mesmo período. Nese esudo, a meodologia do SVAR é a principal ferramena de esimação das relações dinâmicas enre a políica moneárias e as variáveis macroeconômicas, mas como odo modelo VAR, não são os parâmeros esimados os resulados a serem analisados, mas sim as funções de impulso e resposa decorrenes deles. O objeivo final do SVAR para avaliação dos efeios da políica moneária são as funções de impulso e resposa (IRFs), que resumem o efeio exógeno de uma variável em oura, disribuído no empo. No modelo SVAR apresenado, a definição das resrições é realizada pela ordenação das variáveis. Cada ordenação de X i em X resula em uma decomposição de Choleski única, ornando os resulados do modelo dependenes de sua esruura. Segundo Dermilap e Hoover (2003) não há uma base esaísica ou empírica para a escolha da ordenação de causalidade conemporânea. A práica mais comum é a definição a priori das relações conemporâneas, baseadas em hisórias plausíveis sobre a possibilidade de uma variável afear oura no decorrer do mesmo período. O problema é que muias vezes ordenações concorrenes podem ser baseadas em hisórias plausíveis, o que raz os modelos VAR, proposos originalmene para superar a dependência dos modelos à sua esruura, novamene à quesão da subjeividade das resrições imposas. Uma forma de conornar a quesão da idenificação da causalidade conemporânea é por meio de écnicas de inferência causal baseada na Teoria dos Grafos (Graph Theoreic Analysis), mais especificamene nos Grafos Direos Acíclicos (Direced Acyclical Graphs, aqui chamados DAGs), uma classe de méodo de inferência que não permie causação cíclica e bidirecional, condições necessárias para a idenificação das resrições do SVAR. Os méodos aqui descrios e uilizados são baseados em Spires, Glymour e Scheines (2000) e na aplicação dese para a análise da políica moneária brasileira por Céspedes, Lima e Maka (2008). Para enender como esa ferramena pode ser usada na definição das resrições do SVAR, pare-se da equação dos resíduos do VAR reduzido (ε ) em função dos resíduos do SVAR (u ), rearranjando-a em: ε I A0 ε u (9) Desa forma, A 0 represena a mariz das relações conemporâneas enre as variáveis. Conforme viso aneriormene, a condição necessária para a idenificação do modelo é que sejam feias (n 2 -n)/2 resrições na mariz A 0. Uilizando a descrição de Céspedes, Lima e Maka (2008), é possível empregar os DAGs como represenação de independência condicional, para um VAR com rês variáveis endógenas, conforme a Figura 1. u 1 ε 1 (-α 21 ) (-α 31 ) u 2 ε 2 ε 3 u 3 (-α 32 ) Figura 1 Represenação das relações conemporâneas dos resíduos em DAGs Fone: Adapado de Céspedes, Lima e Maka (2008). 5

6 Nesa represenação, as linhas indicam conexões causais, sendo a sea a sua direção. Ela pode ser raduzida para um sisema recursivo, ε u ε a ε 21 1 u 2 ε3 a31ε1 a32ε2 u3 e para uma represenação maricial de A 0, que saisfaz a condição de idenificação do SVAR: A 0 a (11) a 1 31 a32 Para a operacionalização da esimação dos DAGs, faz-se uso do algorimo PC, formulado por Spires, Glymour e Scheines (2000), e do sofware TETRAD 4, dos mesmos auores. O algorimo PC foi consruído para a idenificação de relação causal de variáveis observadas e experimenais, e assume que a relação causal verdadeira é acíclica e não há causas não idenificadas e comuns enre as variáveis analisadas. Quano à robusez empírica dos méodos dos DAGs e do algorimo PC, Dermilap e Hoover (2003) esam-nos para modelos SVAR em experimenos de Mone Carlo e avaliação empírica da economia americana. Seus resulados indicam que eses méodos são bons para raçar as relações esruurais, pelo menos assinoicamene. Para amosras menores, as relações menos fores se ornam não significaivas, mesmo ao se definir uma margem de erro maior. Robins e al (2003) verificam as propriedades assinóicas desa meodologia e chegam a resulados semelhanes. Para o propósio dese esudo, adoou-se o méodo de decomposição de Choleski, sendo que apenas a ordenação das variáveis nese méodo será definida pelos eses de DAGs. A alernaiva, de definir as resrições baseando-se apenas nas relações verificadas neses eses levaria a um viés de sobreresrição relações verdadeiras não seriam idenificadas uma vez que a amosra é pequena. Segundo González e Gonzalez-Garcia (2006), uma das críicas freqüenes aos modelos VAR se relacionam à sua esabilidade e linearidade. A esimação de parâmeros invariáveis que raçam as resposas de variáveis macroeconômicas para um longo período de empo sofre do viés razido à ona pela Críica de Lucas (1976). As mudanças na condução da políica moneária aleram a formação das expecaivas, o que orna os parâmeros variáveis no empo. Ouras fones de mudança nos parâmeros podem ser enconradas em ocorrências como ransformações esruurais no sisema financeiro, mudança nas preferências dos policy makers e dos próprios consumidores e empresários, dificilmene capadas, em sua complexidade, por conhecimeno a priori. O período de análise dese rabalho, de 1995 a 2009, possui dois períodos disinos em relação à condução da políica moneária, sendo o período inicial 1995 a 1998 caracerizado pela adoção do regime cambial semi-fixo, e o poserior pela fluuação cambial e pelo esabelecimeno do regime de meas inflacionárias. Apesar de exisir uma quebra eórica relevane, prefere-se não adoar separações analíicas baseado em conhecimenos a priori. O méodo adoado para raçar os períodos linearmene consisenes, passíveis de verificação esaísica pelos modelos já descrios, é o MS-VAR. Além de definir os períodos de análise, ele permie uma breve análise das diferenças dos parâmeros esimados, que podem razer insighs das principais alerações na ransmissão da políica moneária. Os modelos Markov Swiching Vecor Auoregression (MS-VAR) surgiram da combinação de dois imporanes insrumenos: o VAR de Sims (1980) e modelos que incorporam cadeias de Markov na análise de mudanças de regime em séries macroeconômicas. O resulado é um modelo que permie esimar VARs sujeios às mudanças de regime. Segundo Krolzig (1997), os modelos MS-VAR podem ser formalmene descrios como processos de auo-regressão veorial de variáveis observadas X, cujos parâmeros são incondicionalmene varianes no empo, mas invarianes, condicionados à variável discrea e não observável s (definida como regime). Nese rabalho opou-se pelo MS-VAR que considera (10) 6

7 variação do inercepo (I), dos parâmeros auo-regressivos (A) e da variância do erro (H), denominado MSIAH(M)-VAR(p), modelo uilizado em ouros rabalhos que analisam a políica moneária, como González e Gonzalez-Garcia (2006) e Silva Filho, Silva e Frascaroli (2006), e que pode ser especificado da seguine forma: Onde: s 1,2,..., M X p v(s ) βi (s )(X i ) δ(s )u (12) i1, onde M é o número de regimes não-observados; u é o ermo de erro condicionado ao regime, al que u s ~ NID(0,Σ(s )), ou seja, a sua variância ambém é condicionada ao regime; os ermos v(s ), β i (s ), e Σ(s ) represenam as funções de mudança na mariz dos parâmeros de inercepo, auo-regressivos e variância, respecivamene, condicionadas ao regime. As realizações não observadas do regime s são geradas por empo discreo, o que consiui um processo esocásico por cadeias Markov com esados discreos. A probabilidade de ransição enre os regimes pode ser definida como: M pij Pr( s 1 i s j), pij 1 i, j 1,..., M (13) As probabilidades de ransição ambém podem ser represenadas na forma de uma mariz de ransição T. p11 p21 pm1 p12 p22 pm 2 T (14) p1m p2m pmm Inuiivamene pode se afirmar que sisemas esáveis (com poucas mudanças de regime) endem a apresenar a diagonal principal próxima à unidade, o que represena baixa probabilidade de mudança de regime. A definição da daação dos regimes em um sisema é feia aravés de um algorimo que filra e suaviza as probabilidades do regime, e permie inferir sobre a disribuição de probabilidade da variável regime não observada s dado o conjuno de variáveis observadas X. O algorimo uilizado nese rabalho é o Expecaion-Maximizaion (EM) de Hamilon (1989). Ese algorimo realiza esimaivas pelo méodo da Máxima Verossimilhança, e consise em um procedimeno ieraivo de dois eságios. Os modelos foram esimados aravés pacoe OX MSVAR 1.32a (KROLZIG, 2005). 2.2 Descrição das Variáveis e Modelos O modelo geral de esimação inclui como variáveis endógenas a variável de políica moneária a axa básica de juros e as informações a que o Banco Cenral reage, enre elas proxies da aividade da economia, nível de preços inernos, axa de câmbio e agregado moneário, composição verificada em rabalhos como os de Chrisiano, Eichenbaum e Evans (1999). Além desas variáveis, foram inseridas as expecaivas inflacionárias e da axa de juros, para o período mais recene, dado que a disponibilidade dos dados não abrange odo o período analisado. Dese modo é possível capar o papel da formação das expecaivas e da esruura a ermo da axa de juros na ransmissão da políica moneária. Oura vanagem da inserção das variáveis de expecaivas, principalmene a de juros, é que o resíduo da equação da SELIC, que nas IRFs do SVAR é o que gera o impaco, passa a ser melhor esimado como um choque não esperado, além de exógeno. Enre as variáveis exógenas do modelo, foram incluídas: a inflação exerna (commodiies), de modo a capar choques exernos de inflação; o índice de risco-país, que represena oura fone de choque exerno imporane, e j1 7

8 consegue capar muio bem o impaco das crises financeiras globais que afearam várias das variáveis endógenas, noadamene a axa de juros definida pelo Banco Cenral e a axa de câmbio; as reservas inernacionais, uma informação relevane principalmene sob o regime de câmbio semi-fixo, uma vez que consiuiu a principal defesa aos aaques especulaivos ao real semi-fixado ao dólar americano; e uma variável dummy para conrolar o efeio do regime de câmbio. O Quadro 1 apresena as variáveis uilizadas, assim como sua descrição, fone e disponibilidade no período 06/ /2009. Variável Nomenclaura Descrição da proxy uilizada Dispon. Fone Variáveis Endógenas Insrumeno de políica moneária Nível de aividade real SELIC Taxa de juros - Over / Selic - (% a.m.) Toal BCB Boleim/MF PIG Produção indusrial - indúsria geral - quanum - índice dessaz. (média 2002 = 100), em logarimos naurais Taxa de Câmbio CAMBIO Taxa de câmbio - R$ / US$ - comercial - venda - fim período - R$ - em logarimos naurais Nível de Preços IPCA IPCA - geral - índice (dez = 100) - Inerno em logarimos naurais Agregado Moneário M3 M3 - fim período - novo conceio (deflaor: IPCA) dessazonalizado pelo méodo X12 (US Census Bureau) - R$(milhões) em logarimos naurais Expecaiva Inflação de Taxa de Juros de Longo Prazo Variáveis Exógenas Nível de Preços Exerno EI Expecaiva de inflação do final do mês seguine no início do mês correne (% a.m.) SWAP Taxa referencial - swaps - DI pré-fixada dias - fim de período - (% a.a.) CPI Commodiy Price Index (jan = 100) - em logarimos naurais Toal Toal Toal Toal 03/2000 a 01/ /1999 a 01/2009 Toal IBGE/PIM-PF BCB Boleim/BP IBGE/SNIPC BCB Boleim/Moeda Elaborado pelo auor com base nos dados do BCB/FOCUS BM&F Choque exerno EMBI Índice de Risco-País EMBI+ Brasil em Toal JP Morgan logarimos naurais Reservas Inernacionais RI Reservas inernacionais - liquidez inernacional - US$(milhões) - em logarimos naurais Toal BCB Boleim/BP Regime de Câmbio REGCAMBIO Variável dummy: valor 0 quando regime de câmbio semifixo (1995:6-1998:12) e 1 quando regime de câmbio flexível (1999:1-2008:12) Toal Elaborado pelos auores Quadro 1 Nome, descrição, disponibilidade e fone das variáveis uilizadas no Modelo Geral Opou-se por não esar a esacionariedade das séries uilizadas, assim como não realizar análise de coinegração. Esa opção esá baseada nos achados de Sims, Sock e Wason (1990), que mosram que para modelos auo-regressivos, a ransformação das variáveis para a sua primeira diferença e os eses de coinegração e do mecanismo de correção se orna desnecessária, e que os resulados de eses em nível são consisenes assinoicamene. Além disso, esa suposição vem sendo adoada por esudos como os de Bernanke e Gerler (1995) e Céspedes, Lima e Maka (2008). Embasando esa decisão meodológica, pode-se ciar Toda e Yamamoo (1995), que demonsram que para um VAR em nível, com variáveis com ordem de inegração e coinegração desconhecidas, as propriedades esaísicas permanecem robusas se defasagens adicionais, iguais ao FMI 8

9 número de inegração máxima das variáveis, forem adicionadas ao número de defasagem óimo do modelo. A quesão colocada por Toda e Yamamoo (1995) é que, primeiramene, os eses de raízes uniárias são muio imprecisos conra a alernaiva da hipóese de as variáveis serem esacionárias com endência. Além disso, é difícil saber, a priori, se as variáveis são esacionárias com endência, inegradas ou coinegradas, e de que ordem. Uma úlima razão da escolha do uso das variáveis em nível é a perda de informação ao se rabalhar em primeira diferença, o que é relevane para o presene esudo, no senido em que exise imporane diferença do nível das variáveis esadas, noadamene em relação à axa básica de juros e a produção indusrial. Desa forma, deu-se preferência, sempre que possível, ao criério de escolha que indica o maior número de defasagens, com o objeivo de alcançar a robusez dos modelos VAR esados. Os passos da pesquisa são descrios na seqüência, e incorporam os méodos apresenados e as variáveis escolhidas: 1º. Tese do VAR reduzido com as variáveis do Modelo Geral para o período oal, com exceção das variáveis de expecaiva, não disponíveis para início do período. A ordenação das variáveis endógenas é dada pelo ese de exogeneidade em bloco de Granger, de modo que a mais exógena é ordenada em primeiro lugar e a mais endógena em úlimo. A defasagem é dada pelo ese de especificação de defasagem, verificando os Criério de Schwarz (SC), de Akaike (AIC) e de Hanan-Quinn (HQ), e verificando ambém o ese LM de auocorrelação, de modo que os resíduos não sejam auocorrelacionados; 2º. Os resíduos do VAR reduzido são esados pelo méodo de DAGs, e as relações de causalidade conemporânea são idenificadas pelo algorimo PC; 3º. A ordenação de causalidade verificada no ese anerior é aplicada como ordenação das variáveis e da orogonalização dos resíduos em um SVAR com as mesmas variáveis do VAR reduzido. A defasagem é novamene adoada pelo méodo descrio no passo 1º; 4º. As IRFs são esimadas; 5º. A robusez dos resulados é esada pela aleração de algumas especificações do modelo, como as variáveis exógenas e a defasagem; 6º. Após a primeira rodada de eses, é esado um MS-VAR com as mesmas especificações do VAR reduzido, uma vez que o MS-VAR é um VAR reduzido, e as relações conemporâneas não em imporância na sua especificação. Tesa-se novamene a defasagem óima e a presença de dois e rês regimes. A robusez dos resulados é esada alerando as variáveis exógenas; 7º. O modelo geral é reavaliado considerando os resulados dos eses MS-VAR e a esimação dos regimes, repeindo-se os passos 1º ao 4º. Para o período mais recene, as variáveis de expecaivas inflacionárias e de axa de juros são acrescenadas. Quano às resrições do esudo, uma imporane críica aos méodos economéricos para a idenificação de relações macroeconômicas é feia por Summers (1991). Segundo o auor, os rabalhos desa naureza, incluídos ano os modelos esruurais como os VAR, êm fornecido pouca conribuição para o desenvolvimeno da eoria econômica, e seus resulados são, em sua maioria, alamene conesáveis, pois se baseiam em mineração de dados, e se mosram sensíveis a pequenas variações nas hipóeses simplificadoras, esruuras e escolha de proxies. Considerando a validade da abordagem meodológica, pode-se afirmar que a idenificação da políica moneária exógena e não esperada é uma imporane quesão, amplamene discuida nos esudos da linha de pesquisa da mensuração dos efeios da políica moneária. Uma das principais críicas foi feia por Bernanke, Boivin e Eliasz (2005), que consaam que os modelos SVAR com poucas variáveis pecam pela fala de informação, o que causa dois problemas principais: a mensuração da inovação moneária exógena e não esperada pode ser viesada pelo fao de o modelo não conemplar odas as informações uilizadas para a omada de decisão dos agenes privados e o Banco Cenral; e a impossibilidade de esimar as funções de impulso e resposa das variáveis não consideradas no modelo. 9

10 Oura consideração a ser feia sobre os méodos uilizados é a opção pela decomposição de Choleski para orogonalizar os erros. A alernaiva, de formar um modelo esruural considerando apenas as relações idenificadas pelo méodo de DAGs, foi rejeiada pelo viés de sobre-resrição dese méodo para pequenas amosras, mas que poderia resular na idenificação de resulados mais acurados. Além disso, a adoção da decomposição de Choleski é amplamene uilizada na lieraura. Por fim, cabe afirmar que os resulados apresenados nese rabalho se limiam à economia brasileira, e ao período esudado, de 1995 a RESULTADOS E DISCUSSÃO 3.1 Tese do Modelo Geral para o Período Para o modelo geral inicial, o ese de defasagem óima obeve uma defasagem para o criério SC. O ese LM idenificou auo-correlação dos resíduos aé a segunda defasagem. Opou-se por rabalhar com rês defasagens. A ordenação das variáveis endógenas foi definida pelo ese de causalidade de Granger, e apresenou al ordenação: M3, SELIC, PIG, IPCA e CAMBIO. Os eses de DAGs resularam em algumas relações com direção indefinida para os resíduos do VAR. Como ese de robusez, esou-se ambém os DAGs para os resíduos do VAR inicial de duas defasagens, assim como para as variáveis endógenas. Apesar de o ineresse ser nos resíduos, as variáveis endógenas podem apresenar relações não verificadas nos eses dos resíduos, e servir para decisões de direção não idenificada. Os resulados dos resíduos dos VARs foram consisenes enre si, e em relação com as variáveis, apenas o CAMBIO apresenou relação conrária ao dos aneriores. A ordenação adoada para a orogonalização dos erros foi: SELIC, IPCA, M3, PIG e CAMBIO. As IRFs são mosradas no Gráfico 1. Os resulados indicam que a políica moneária exógena, no período de 1995 a 2009, afea negaivamene o nível de preços, como esperado eoricamene, sendo que o efeio não cessa aé dois anos após ese choque, mesmo que ese efeio seja muio baixo (menos de -0,1%) comparado como efeio das ouras variáveis do sisema, enre eles o M3 (próximo de -0,2%), o PIG e o CAMBIO (próximos de 0,3% e 0,2%). O choque posiivo relevane da axa de câmbio no nível de preços confirma o efeio pass-hrough, verificado aneriormene por Goldfajn e Werlang (2000). Idenificou-se ambém que um choque exógeno do IPCA leva a um aumeno permanene da mesma variável na ordem de pouco menos de 0,4%, o efeio mais alo idenificado para esa variável, que significa que choques exógenos do nível de preços o elevam permanenemene nesa magniude. O choque exógeno da políica moneária ambém em efeio negaivo, de acordo com o esperado, para o CAMBIO. O efeio máximo ocorre após dois meses (-2,7%), e lenamene o CAMBIO caminha para o seu nível inicial, mesmo sem aingi-lo após dois anos. O grande efeio inicial se explica pelo efeio da axa de juros de curo prazo no aumeno da axa de juros real (considerando a rigidez dos preços), e conseqüenemene nos fluxos de capiais enranes, araídos pelo aumeno da renabilidade dos aivos arelados à axa SELIC, noadamene íulos públicos. Há, porano, um efeio mais efeivo via fluxos financeiros que sobre a balança comercial, viso que esa demora mais a reagir devido à resrição, no curo prazo, dos conraos vigenes. A relação enre a SELIC e o rendimeno e demanda dos íulos arelados a ela ambém esá afeando o M3, uma definição mais ampla da moeda que considera ais íulos. A resposa do M3 segue dois efeios. O primeiro sobre a base moneária e depósios à visa é negaivo, represenando o cuso de oporunidade do rendimeno de uma aplicação alernaiva. O segundo é posiivo e esá relacionado à demanda por íulos indexados à SELIC e aumeno do rendimeno sobre o esoque exisene, que cresce ao aumeno desa axa. O efeio idenificado do M3 reflee ese efeio dúbio. Num primeiro momeno a resposa é negaiva, e após quaro meses se orna posiiva, esabilizandose depois de um ano. A resposa do PIG confirma a neuralidade de longo prazo e efeividade de curo prazo da políica moneária sobre as variáveis reais. O nível da produção indusrial caiu aé -0,4% com dois meses de defasagem, e reornou ao seu nível inicial em aé um ano após o choque. O rápido efeio 10

11 da políica moneária sobre as principais variáveis macroeconômicas no Brasil já vem sendo verificado em esudos como os de Minella (2003) e Céspedes, Lima e Maka (2008), e conrasa com o resulado de países desenvolvidos, noadamene os EUA, cujo efeio máximo ocorre enre um e dois anos após o choque, conforme verificado por Bernanke e Gerler (1995) e Bernanke e Mihov (1998), enre ouros. A rapidez do efeio máximo no Brasil é explicada por Minella (2003) pela predominância do crédio de curo prazo na economia brasileira. Desa forma a axa de juros média incidene sobre os conraos de dívida em uma parcela maior da de curo prazo, e o espalhameno da axa de juros básica sobre esa esruura é mais rápida. Response o Cholesky One S.D. Innovaions ± 2 S.E. Response of SELIC o SELIC Response of SELIC o IPCA Response of SELIC o M3 Response of SELIC o PIG Response of SELIC o CAMBIO Response of IPCA o SELIC Response of IPCA o IPCA Response of IPCA o M3 Response of IPCA o PIG Response of IPCA o CAMBIO Response of M3 o SELIC Response of M3 o IPCA Response of M3 o M3 Response of M3 o PIG Response of M3 o CAMBIO Response of PIG o SELIC Response of PIG o IPCA Response of PIG o M3 Response of PIG o PIG Response of PIG o CAMBIO Response of CAMBIO o SELIC Response of CAMBIO o IPCA Response of CAMBIO o M3 Response of CAMBIO o PIG Response of CAMBIO o CAMBIO Gráfico 1 IRFs do Modelo SVAR Geral 06/1995 a 01/2009 Obs.: As linhas racejadas indicam o inervalo de confiança de 95%. Eixo Y: indica o nível de resposa, em percenual (à exceção da SELIC, em ponos percenuais) a um choque de um desvio-padrão da variável indicada. Eixo X: defasagem do efeio, em meses. A resposa da SELIC às ouras variáveis endógenas mosra as caracerísicas da função de reação do Banco Cenral. Inicialmene a variável de maior influência na deerminação da axa de juros é ela mesma, o que mosra uma caracerísica auo-regressiva imporane e indica que a políica moneária vem seguindo uma ação gradualisa, como forma de eviar um overshooing. Desa forma, a SELIC ainge sua endência de longo prazo em orno de um ano e meio após o choque inicial de políica moneária. A resposa da SELIC à inflação é posiiva, conforme o esperado, assim como à produção. Ambas geram uma resposa máxima próxima de 3% no erceiro mês. A resposa ao câmbio é similar, em defasagem e efeio máximo, mas apresena uma reação negaiva enre o quaro e décimo mês. Após ese efeio a SELIC vola a convergir ao nível inicial. 11

12 Para verificar a robusez dos resulados, foram esados modelos alernaivos. Para o primeiro apenas opou-se por duas defasagens, e os resulados dos IRFs foram quase idênicos. Uma segunda variação considerou apenas a variável dummy REGCAMBIO como exógena, excluindo do modelo o EMBI, CPI e RI. Nese modelo, as principais mudanças enconradas verificam-se na resposa ao CAMBIO, e em menor grau ao IPCA. Ese resulado já era esperado, uma vez que o CAMBIO ende a ser mais sensível a choques exernos, e assim incorporar o efeio das variáveis exógenas quando esas não são consideradas. Um exemplo diso é o aumeno do efeio do CAMBIO na SELIC. No modelo que considera os choques exernos como exógenas ese efeio é posiivo, porém baixo (4%). Ao excluir as variáveis exógenas, a resposa da SELIC ao CAMBIO praicamene dobra. Um faor que deermina esa diferença é a relação das crises financeiras e a reação do Banco Cenral aos aaques especulaivos ao Real, inicialmene sob o regime de câmbio semi-fixo e, poseriormene, para a manuenção da inflação denro da mea esabelecida. 3.2 Resulados dos Modelos MS-VAR A especificação inicial do ese MSIAH(2)-VAR(p) modelo com dois regimes compreendeu a ordenação adoada no VAR reduzido. A esimação dos regimes resulou em uma única quebra, ocorrida enre os meses seembro e ouubro de Tesou-se ambém um modelo em que se excluíram as variáveis exógenas, e a quebra se deu enre os meses de julho e agoso do mesmo ano, o que não invalida os resulados aneriores por se raar de poucos meses de diferença. Também foi esada a exisência de rês regimes. O modelo resulane foi um MSIAH(3)- VAR(1), com a esimação de 141 parâmeros. O algorimo EM convergiu após cinco ierações e o ese LR confirmou novamene a não-linearidade dos parâmeros. Os resíduos seguiram uma disribuição próxima da normal. A mariz de ransição apresenou regimes persisenes: 180 0,9767 0,0233 2,5 e 8 T MSIAH (3) VAR (1) 4,1 e 0,9818 0,0182 (15) ,91 e 1,01 e 1 Os regimes idenificados foram novamene de única ocorrência, sendo que se disribuíram de al forma no empo: Regime 1: 07/1995 a 12/1998; Regime 2: 01/1999 a 07/2003; Regime 3: 08/2003 a 01/2009. Os criérios SC, HQ e AIC são superiores aos do modelo de dois regimes, o que consiui superioridade de explicação e de idenificação dos regimes do MSIAH(3)-VAR(1) em relação ao MSIAH(2)-VAR(2). Os parâmeros esimados enconram-se na Tabela 1. É imporane ressalar que os modelos MS-VAR esimados perencem à classe de modelos VAR reduzidos e, porano, deve-se omar cuidado com a inerpreação dos parâmeros esimados, uma vez que não são modelos esruurais, o efeio conemporâneo não é esimado, e a mariz Σ não é diagonal (os choques das variáveis são correlacionados). De qualquer modo, os coeficienes podem ser inerpreados como a relação enre as variáveis, com a ressalva de que não são as relações fundamenais. Exemplificando, o parâmero da variável SELIC na equação do IPCA corresponde à resposa do nível de preços à variação da primeira, o que é diferene da inerpreação da resposa que se verifica numa IRF de um SVAR, que corresponde a um choque exógeno e não esperado (parindo do princípio que as expecaivas são formadas baseadas nas informações e esruura do sisema). O primeiro regime de 06/1995 a 12/1998 coincide com o regime cambial semi-fixo. Das variáveis esadas na equação da SELIC a função de reação do Banco Cenral odas, com a exceção do M3 são significaivas a 10%. O CAMBIO apresena coeficiene posiivo e alo, o que condiz com a condução da políica moneária do período, de bandas cambiais. Por ouro lado, o resulado do IPCA não condiz com o esperado, uma vez que é foremene negaivo. Isso não é uma inconsisência, uma vez que a axa de juros de curo prazo era definida com o objeivo de conrolar 12

13 a axa de câmbio, e não a inflação. A soma dos resíduos da equação da SELIC apresena o maior valor enre os regimes, o que condiz com a ala volailidade desa axa no período e a sua função de absorção dos choques exernos na economia brasileira. A resposa das demais variáveis à SELIC ambém apresena direções não condizenes como esperado, o que é o caso do IPCA e do CAMBIO, que respondem posiivamene, mesmo que próximos de zero e não significaivas. A soma dos resíduos ao quadrado da equação do CAMBIO, ao inverso do resulado da equação da SELIC, apresenou o menor valor enre os regimes, refleindo a sua baixa variabilidade nese período. Regime 1 Regressor/Equação M3 SELIC PIG IPCA CAMBIO Inercepo 1, ,4512* 0,0133-0,2705 0,1219 M3(-1) 0,7671 1,3770-0,0413 0,0462 0,0011 SELIC(-1) 0,0047 0,6817* -0,0121 0,0018 0,0014 PIG(-1) 0,1454 6,0563** 0,4487* -0,0231 0,0468 IPCA(-1) 0, ,1774** 0,4234 0,9677* -0,0479 CAMBIO(-1) 0,2399 5,3515* -0,2225-0,1084* 1,0269* SE 0,0083 0,2482 0,0153 0,0031 0,0020 Regime 2 Regressor/Equação M3 SELIC PIG IPCA CAMBIO Inercepo 0, ,6445* 0,0026 0,3581-4,8224 M3(-1) 0,9444* -1,2962 0,1067-0,0425*** 0,1103 SELIC(-1) -0,0086 0,5160* -0,0039 0,0018 0,0343 PIG(-1) -0,0683-1,8431 0,6663* 0,1063** 0,2464 IPCA(-1) 0,0729** 0,3834 0,0089 0,9634* 0,3189 CAMBIO(-1) -0,0250** 0,5597*** -0,0039 0,0221* 0,7155* SE 0,0074 0,2027 0,0141 0,0041 0,0860 Regime 3 Regressor/Equação M3 SELIC PIG IPCA CAMBIO Inercepo 0,2181-0,5434 4,0173* 0,0641-0,5971 M3(-1) 0,9961* -2,5414* -0,1568 0,0020 0,2159 SELIC(-1) 0,0042 0,3662* -0,0489** -0,0023 0,0395 PIG(-1) -0,0049-0,5327 0,6060* 0,0044 0,1255 IPCA(-1) -0,0158 5,0758* 0,0377 0,9861* -0,3969 CAMBIO(-1) -0,0140-0,0222-0,2026* 0,0028 1,0092* SE 0,0048 0,1063 0,0172 0,0021 0,0403 Tabela 1 Parâmeros Esimados no MSIAH(3)-VAR(1) 06/1995 a 01/2009 Obs.: *, ** e ***: Esaisicamene significaivo a 1%, 5% e 10%, respecivamene. O segundo regime 01/1999 a 07/2003 pode ser caracerizado pelo início da fluuação cambial, pela esruuração do regime de meas inflacionárias, assim como por vários choques às principais variáveis macroeconômicas decorrenes da crise energéica de 2001 e a eleição presidencial de O fim do regime coincide com a normalização razida pela consrução da repuação da políica econômica do governo Lula, ou seja, de que o novo Banco Cenral seguiria com a políica moneária conservadora e se pauaria pela perseguição das meas de inflação. O ano de 2003 ambém regisrou a reversão do resulado em cona correne, que decorreu de uma elevação de quase 100% da balança comercial enre 2002 e 2003, e que eve efeios em ermos de confiança na solvência do país, e refleiu em variáveis imporanes como a axa de câmbio. Nese segundo regime, a equação da SELIC apresena significância apenas para a própria SELIC e para o CAMBIO, o que indica a imporância de choques exernos na deerminação da políica moneária. Quano à resposa das demais variáveis à SELIC, nenhuma se mosra significaiva, e o sinal dos efeios é o mesmo do regime anerior, com a exceção do M3. O erceiro regime coincide com o período mais recene, de consolidação das meas de inflação. A função de reação apresena os coeficienes do M3, SELIC e IPCA significaivos, e a predominância do úlimo sobre a deerminação da axa SELIC. A resposa da produção à SELIC se 13

14 orna esaisicamene significaiva e mais ala que nos regimes aneriores, o que indica uma maior efeividade da políica moneária no lado real da economia brasileira. O resulado verificado nese modelo MS-VAR para o Brasil apresena semelhanças e diferenças em relação ao esudo de González e Gonzalez-Garcia (2006) para o México. O MS-VAR esado pelos auores idenifica dois regimes, com a quebra ocorrendo na adoção das meas de inflação, sendo que o regime coincidene com o de meas inflacionárias apresenou as resposas esperadas: fore impaco da políica moneária em variáveis como inflação e axa de câmbio. Os resulados aqui apresenados ambém mosraram aderência da quebra empírica com a esperada, porém o regime que se seguiu não confirmou imediaamene a efeividade do regime de meas inflacionárias, o que só ocorre no erceiro regime, após um período de urbulências. 3.2 Modelos VAR Incorporando os Regimes Esimados Dados os resulados dos eses MS-VAR, pode-se melhorar o modelo geral incorporando o conhecimeno dos regimes esimados. Foram esimados seis modelos alernaivos, onde se procurou isolar os períodos com coeficienes lineares idenificados pelos eses MS-VAR. Os dois primeiros modelos consideram a amosra idenificada como os regimes um e dois do MS-VAR de rês regimes. Para o período mais recene foram esadas duas amosras concorrenes, considerando o segundo e erceiro regime dos modelos MS-VAR de dois e rês regimes, respecivamene. Ambas apresenaram duas modelagens disinas, a primeira considerando apenas as variáveis SELIC, CAMBIO, IPCA, PIG e M3, e uma segunda em que são incluídas as variáveis de expecaiva inflacionária (EI) e axa de juros de longo prazo (SWAP). A vanagem em esar períodos e especificações concorrenes reside na possibilidade de uma melhor aferição da robusez dos resulados, assim como avaliar como as expecaivas afeam os modelos. Em odos os modelos esados, foram realizados os passos da esimação do primeiro modelo: ese do modelo VAR, ese DAGs, esimação do SVAR com decomposição Choleski considerando passo anerior e, finalmene, esimação das IRFs. São apresenados aqui IRFs selecionadas para discuir algumas das mudanças verificadas enre os diversos modelos analisados. A idenificação de cada modelo é realizada no Quadro 2. Descrição do Modelo Nomenclaura Modelo SVAR(3) 06/1995 a 01/2009 M9509 Modelo SVAR(2) 06/1995 a 12/1998 M9598 Modelo SVAR(1) 01/1999 a 07/2003 M9903 Modelo SVAR(4) 10/2000 a 01/2009, com 5 variáveis endógenas: SELIC, M3, IPCA, PIG e CAMBIO M0009v5 Modelo SVAR(2) 10/2000 a 01/2009, com 7 variáveis endógenas, com a adição de EI e SWAP em relação M0009v7 ao modelo de 5 variáveis Modelo SVAR(2) 08/2003 a 01/2009, com 5 variáveis endógenas: SELIC, M3, IPCA, PIG e CAMBIO M0309v5 Modelo SVAR(2) 08/2003 a 01/2009, com 7 variáveis endógenas, com a adição de EI e SWAP em relação M0309v7 ao modelo de 5 variáveis Quadro 2 Modelos considerados e nomenclaura uilizada. O Gráfico 2 apresena funções de impulso-resposa selecionadas comparando os modelos. 14

15 0,60% Impulso: SELIC (um desvio-padrão), Resposa: PIG (%) 0,40% CAMBIO (um desvio-padrão), Resposa: IPCA (%) 0,40% 0,35% 0,20% 0,00% -0,20% M9509 M9598 M9903 M0009v5 0,30% 0,25% 0,20% 0,15% -0,40% -0,60% -0,80% M0009v7 M0309v5 M0309v7 0,10% 0,05% 0,00% -0,05% ,00% -0,10% 0,15% Impulso: SWAP (um desvio-padrão), Resposa: PIG (%) 0,80% Impulso: PIG (um desvio-padrão), Resposa: IPCA (%) 0,10% 0,05% 0,00% -0,05% M0009v7 0,70% 0,60% 0,50% 0,40% 0,30% -0,10% M0309v7 0,20% -0,15% -0,20% -0,25% 0,10% 0,00% -0,10% -0,20% ,30% -0,30% 0,009 SELIC (um desvio-padrão), Resposa: SWAP (p.p.) 1,00% SELIC (um desvio-padrão), Resposa: CAMBIO (%) 0,008 0,007 0,50% 0,006 0,005 0,004 0,003 0,002 0,001 M0009v7 M0309v7 0,00% -0,50% -1,00% , ,50% -0,002-2,00% 0,04 SWAP (um desvio-padrão), Resposa: SELIC (p.p.) 0,12 Impulso: PIG (um desvio-padrão), Resposa: SELIC (p.p.) 0,035 0,1 0,03 0,08 0,025 0,06 0,02 0,015 0,01 0,005 M0009v7 M0309v7 0,04 0,02 0-0, , ,04-0,06 0,15% SELIC (um desvio-padrão), Resposa: IPCA (%) 0,05 IPCA (um desvio-padrão), Resposa: SELIC (p.p.) 0,04 0,10% 0,05% 0,00% -0,05% -0,10% M9509 M9598 M9903 M0009v5 M0009v7 M0309v5 M0309v7 0,03 0,02 0,01 0-0,01-0,02-0,03-0, ,05-0,15% -0,06 15