ASSIMETRIAS NO REPASSE CAMBIAL PARA A INFLAÇÃO: UMA ANÁLISE EMPÍRICA PARA O BRASIL (1999 A 2013)

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1 ASSIMETRIAS NO REPASSE CAMBIAL PARA A INFLAÇÃO: UMA ANÁLISE EMPÍRICA PARA O BRASIL (1999 A 2013) Débora Mesquita Pimentel, (IE- Universidade Federal do Rio de Janeiro, UFRJ), André de Melo Modenesi, (IE- Universidade Federal do Rio de Janeiro, UFRJ) e Viviane Luorini, (IE- Universidade Federal do Rio de Janeiro, UFRJ) Área 4 - Macroeconomia, Economia Monetária e Finanças Classificação JEL: E31, F31 Resumo: O resente artigo analisou o reasse cambial ara os reços ao consumidor (IPCA) no Brasil no eríodo entre 1999 e 2013, verificando através de diversas esecificações econométricas a existência de assimetrias no reasse. Utilizando uma decomosição da variável câmbio, entre dereciações e areciações, o artigo estima uma sequência de modelos SVAR com diferentes restrições de identificação. Os resultados, robustos ara uma gama de esecificações, indicam forte assimetria no reasse cambial. A média simles das diversas estimações indica um reasse de 11.38% no caso de dereciação e de 2.84% no caso de areciação da moeda brasileira em relação ao dólar americano. Palavras-chave: Inflação, taxa de câmbio, reasse cambial, assimetria, Brasil Abstract: This aer investigates a ossible non-linearity in the ass-through of the exchange rate to the Brazilian consumer rice index. Using a decomosition of the exchange rate series, into areciations and dereciations, for the eriod of , the aer estimates a sequence of SVAR models with different identifying restrictions. The results are robust and indicate an imortant asymmetric behavior of the exchange rate ass-through in Brazil. A simle average of the estimates indicates a ass-through of 11.38% in case of dereciation, and 2.84% in the case of areciation of the Brazilian currency against the US Dollar. Keywords: Inflation, exchange rate, ass-through, asymmetry, Brazil

2 Introdução O reasse da taxa de câmbio ara a inflação é definido como a variação ercentual nos reços domésticos devido a uma variação de 1% na taxa de câmbio nominal [Cama e Goldberg (2005)]. O efeito de uma variação cambial sobre os reços domésticos se dá or via direta, elo imacto do câmbio nos reços de insumos utilizados na rodução doméstica e nos reços dos rodutos finais imortados, e or via indireta, elo imacto dos reços dos bens imortados (insumos e finais) sobre a demanda or bens roduzidos internamente que cometem com rodutos imortados. A intensidade do efeito direto deenderá da articiação relativa dos rodutos imortados na comosição dos bens finais consumidos domesticamente e da articiação dos insumos imortados na estrutura de rodução de bens domésticos finais. Já o fator relevante no efeito indireto será a elasticidade de substituição entre bens domésticos e imortados, uma vez que uma desvalorização cambial, or exemlo, acarretará um aumento na demanda or bens domésticos vis-à-vis imortados e aumentará a cometitividade das exortações que, dada a oferta, oderá causar ressões inflacionárias sobre os reços domésticos e salários nominais. Além desses efeitos, reços administrados cujos contratos de reajuste estejam vinculados ao câmbio também odem afetar os reços domésticos, ainda que de forma defasada. A literatura sobre reasse cambial assume, em geral, uma relação de longo razo simétrica entre o nível de reços e a taxa de câmbio, resumindo imlicitamente que o efeito de areciações e dereciações cambiais sobre os reços domésticos são de mesma magnitude [McCarty (2000), Gagnon e Ihrig (2004), Cama e Goldberg (2005), Choudhri e Hakura (2006), Kohlscheen (2010); e ara o caso brasileiro Belaisch (2003), Minella et al (2003), Nogueira (2007), Araújo e Modenesi (2010)]. Entretanto, há razões teóricas de ordem micro e macroeconômica que justificam a existência de assimetria no reasse cambial ara os reços. Do onto de vista microeconômico, a estrutura do mercado doméstico [Foster e Baldwin (1996), Knettter (1994)], a tecnologia de rodução [Ware e Winter (1988)] e a estratégia de formação de reços [Krugman (1987), Froot e Klemerer (1989), Marston (1990)] odem afetar os reasses cambiais de forma diferenciada no caso de uma valorização ou desvalorização cambial. Do onto de vista macroeconômico, o reasse cambial oderá ser assimétrico se reocuações inflacionárias fazem com que as autoridades monetárias atuem mais fortemente no caso de uma dereciação do que de uma areciação cambial [Delatte e Villavicencio (2012)]. Além disso, em eríodos de recessão econômica, os efeitos de uma dereciação sobre o aumento de reços odem ser menores que os efeitos de uma areciação sobre a queda nos reços domésticos [Goldfajn e Werlang (2000)]. O objetivo do resente artigo é investigar a existência de assimetria no reasse cambial ara a inflação no Brasil, medida elo IPCA. Esse índice tem sido bastante utilizado na literatura ara o cálculo do reasse cambial no Brasil, enquanto que os estudos da literatura internacional que focam na assimetria do reasse têm analisado o reasse ara os reços dos imortados. Este artigo diferencia-se da literatura já existente ao focar esecificamente no reasse assimétrico aos reços ao consumidor no Brasil buscando fornecer estimativas do reasse assimétrico: quanto é o reasse no caso de areciação? E no caso de dereciação? Utilizando-se uma decomosição da variável taxa de câmbio, entre areciações e dereciações, e uma sequência de modelos SVAR, verificou-se uma forte assimetria no reasse cambial no Brasil, com um reasse médio ara o IPCA, em 12 meses, de 11.38% no caso de dereciação e de 2.84% no caso de areciação. A assimetria do reasse é evidenciada também no longo razo. 1. O Reasse Cambial ara a Inflação no Brasil A literatura alicada sobre reasse cambial é bastante vasta. Belaisch (2003) estimou um modelo VAR ara o eríodo de julho de 1999 a dezembro de 2002 ara o IPCA, IGP-DI e IPA. A esecificação baseada em McCarthy (2000) utiliza, além da taxa de câmbio, as séries de índice de reços do etróleo do FMI e o índice de rodução industrial do IBGE. 1 O reasse cambial estimado ara o IPCA aós 12 meses foi de 17%. O modelo estimado or Belaisch (2003) serviu de insiração ara um gruo de autores: Squeff (2009), Araújo e Modenesi (2010), Souza e Alves (2011) e Nogueira, Mori e Marçal (2013). Outras esecificações ara a estimação do reasse cambial através de modelos VAR foram utilizadas or Minella et al. (2003), 1 McCarthy (2000) utiliza um modelo a inflação em cada eríodo t é comosta dos de choques de oferta e de demanda e da taxa de câmbio no eríodo t (e de suas defasagens). 2

3 Nogueira (2006), Menezes e Fernandes (2012) e Fraga e Couto (2012). 2 Esses trabalhos mensuram o reasse cambial de forma simétrica. Correa e Minella (2010) analisaram a resença de não-linearidades na curva de Phillis através da estimação de um modelo autorregressivo com limiar (threshold autorregressive TAR) em uma esecificação com IPCA, taxa de câmbio e hiato do roduto. Os resultados indicaram que há nãolinearidade no reasse cambial relacionada ao ciclo econômico. O reasse cambial não é estatisticamente diferente de zero quando o hiato do roduto está abaixo do limiar estimado em 1,89%; e, quando o hiato está acima do limiar, o reasse cambial estimado foi de 9%. Dereciações maiores que o limiar de 2,1% aresentaram reasse cambial estimado de 11% (aós 3 meses) enquanto que dereciações menores que o limiar não aresentaram um reasse significativo. Areciações cambiais grandes ou equenas não aresentaram efeitos significativos sobre os reços aós três meses. Carneiro et al. (2002) utilizaram esecificações não lineares ara estimar o coeficiente de reasse cambial no eríodo de 1994 a Os autores estimaram uma curva de Phillis backward-looking ara o IPCA e seus subgruos onde os determinantes da inflação são a taxa de câmbio real e a taxa de desemrego. O modelo não-linear com melhor esecificação aresentou coeficiente de reasse cambial ara o IPCA de 5,6% em 1999, 6% em 2000 e 7,7% em O modelo linear aresentou um coeficiente de reasse cambial de 6,3% em 12 meses ara todo eríodo. 2. Assimetria no Reasse Cambial Mas o que geraria reasses cambiais assimétricos? Segundo Webber (1999), a literatura teórica da abordagem microeconômica oferece exlicações ara a resença de reasse cambial assimétrico ara os reços de imortação que odem ser divididas em três categorias: (i) restrições de mercado; elaboradas or Foster e Baldwin (1986) e Knetter (1994) são os casos em que os exortadores são incaazes de aumentar as suas vendas frente ao aumento da demanda dos imortadores decorrente de uma queda no reço dos rodutos imortados rovocada or uma areciação cambial, resultando em um reasse cambial de dereciações maior que de areciações; (ii) mudanças na tecnologia de rodução; se a firma rodutora ode comrar seus insumos tanto domesticamente quanto imortar, areciações acarretam um reasse cambial mais elevado do que dereciações, resultando num reasse cambial assimétrico [ver Ware e Winter (1988)]; e (iii) objetivos de market share, analisado ela literatura de ricing to market em articular em Froot e Klemerer (1989), Marston (1990) e Krugman (1987). As firmas exortadoras tentarão raticar os reços mais baixos ossíveis na moeda do imortador, ossibilitando a elevação das vendas e do market share. Além disso, comumente acredita-se que os reços são rígidos ara baixo de forma que as firmas são mais roícias a aumentar o seu mark-u do que a reduzi-lo imlicando em efeitos maiores resultantes de dereciações do que de areciações. Desta forma, a literatura sobre rigidez ara baixo na transmissão de reços de insumos ara rodutos ode justificar também a existência de assimetria no reasse cambial [Bussiere (2007), Peltzman (2000) e Frankel et. al. (2012)]. Do onto de vista macroeconômico, exlicações ara um reasse cambial assimétrico também odem ser encontradas. Delatte e Villavicencio (2012) destacam que um Banco Central com uma olítica fortemente anti-inflacionária imlicará em um reasse assimétrico ara o nível de reços se a reação do BC for mais forte aós uma dereciação do que uma areciação. Para Goldfajn e Werlang (2000), o reasse cambial ode ser assimétrico deendendo da taxa de crescimento da economia. Em eríodos de recessão econômica, o efeito inflacionário de uma dereciação ode ser menor do que o efeito deflacionário de uma areciação cambial. De forma geral, o ajustamento dos reços de imortação a variações da taxa de câmbio deende das estruturas do mercado e das estratégias de fixação de reço das firmas, que irá variar de indústria ara indústria e de aís ara aís. A resença e a direção de assimetrias no reasse cambial ara os reços de imortados odem não ser definíveis a riori. Em geral, indústrias roduzindo rodutos homogêneos e globalmente comercializáveis, devem aresentar um grau de reasse cambial mais elevado e menor 2 Nogueira (2007) e Tombini e Alves (2006) estimam o reasse cambial através da estimação de uma Curva de Phillis. 3

4 ossibilidade de resença de assimetria. Enquanto que indústrias nas quais os rodutos são mais diferenciados e a estrutura de mercado é menos cometitiva têm uma maior ossibilidade de aresentar assimetrias e não-linearidades. A maior arte da literatura emírica que estima o reasse cambial assimétrico o faz em relação a reços de imortados 3. Os resultados encontrados, em geral, indicam evidências de assimetria no reasse embora a direção e a magnitude, variem de aís ara aís e com a indústria em questão no caso de estimações desagregadas. A literatura utiliza diferentes metodologias na busca de evidências de assimetrias no reasse cambial. Embora haja a ossiblidade de utilização de métodos de estimação não lineares, a grande maioria dos trabalhos utiliza algum tio de decomosição da série da taxa de câmbio em areciações e dereciações. Utilizaremos a decomosição ara que nossos resultados ossam ser diretamente comaráveis aos da maioria da literatura. 3. Um Modelo VAR de Reasse Assimétrico Em um modelo autorregressivo com defasagens distribuídas (ARDL) uma variável y t deende de suas rórias defasagens e de um vetor de variáveis X tanto contemoraneamente quanto de forma defasada: s y t = j=1 φ j y t j + i=0 α i x t i + u t (1) O modelo (1) ode ser generalizado ara incororar assimetrias assumindo que x t tem diferentes imactos sobre y t caso seja ositivo ou negativo: s y t = j=1 φ j y t j + α + + q i=0 i x t i + α l=0 i x t l + u t (2) Um modelo de vetores autorregressivos VAR() na forma reduzida ode ser esecificado na forma: Y t = c 0 + Φ 1 Y t 1 + Φ 2 Y t Φ Y t + e t (3) Cada elemento do vetor Y t= (y 1,t,, y K,t ), é exlicado em função de suas rórias defasagens e das defasagens de todos os outros comonentes de Y t. Modelos VAR odem ser generalizados ara incororar assimetrias da mesma forma que suas esecificações univariadas ADRL corresondentes. Todos, ou aenas alguns, elementos do vetor Y t odem ser decomostos em valores negativos e ositivos. (Frey e Manera, 2007): Y t = Φ + 1 Y + t 1 + Φ 1 Y t Φ + q Y + t + Φ q Y t + e t (4) Em sua forma estrutural, um modelo VAR() das variáveis Y t = (y 1, y 2, y 3, y 4, y 5 ) ode ser descrito or: y 1,t y 1,t 1 a 11 a 15 v b 11 b 15 [ ] [ ] = [ ] + [ ] [ ] + + [ a 51 a 55 y 5,t v b 51 b 55 y 5,t 1 b 11 b 15 b 11 b 15 ] [ ] + [ ] [ ] b y 55 5,t b 51 b 55 u 5,t AY t = v 0 + B 1 Y t B Y t + Bu t (5) A matriz A estabelece os coeficientes das relações contemorâneas entre as variáveis Yt, u t é o vetor de erros estruturais, ruído branco com matriz de variância-covariância E(u t, u t ) = Σ u. Os erros estruturais são or definição não correlacionados de forma que a matriz Σ u é diagonal. Pré-multilicando-se a forma estrutural (8) or A 1, obtém-se o VAR em sua forma reduzida: Y t = c 0 + Φ 1 Y t 1 + Φ 2 Y t Φ Y t + e t (6) onde: c 0 = A 1 v 0 ; Φ i = A 1 B i ; Ae t = Bu t A forma reduzida do VAR ermite estimar consistentemente os arâmetros c 0, Φ i, e t or mínimos quadrados ordinários (MQO). Entretanto, o interesse está em analisar como o vetor Y t resonde aos choques estruturais u t. A questão é: como recuerar os elementos da matriz A da forma estrutural a artir dos arâmetros estimados na forma reduzida ara que se ossa reconstruir a matriz Bu t a artir de Ae t = Bu t e as matrizes B i a artir de Φ i = A 1 B i? Por construção Ae t = Bu t, ortanto a variância de e t é: E(e t e t ) = A 1 E(u t u t )A 1 Σ e = A 1 BΣ u B A 1 3 Pollard e Coughlin (2004), Herzberg et al.(2003), Bussiere (2007), Webber (1999), Wickremasinghe e Silvaulle (2004), Cama et al. (2008), Alvarez et al. (2008) estimam o reasse cambial ara reços de imortados assimétrico através de decomosições da taxa de câmbio. b 51 y 1,t u 1,t 4

5 Σ e ode ser estimado consistentemente or MQO através da forma reduzida. O sistema de equações lineares ode então ser resolvido desde que o número de arâmetros desconhecidos não exceda o número de equações. Para tal é necessário imor restrições em determinados elementos de A. Uma forma de recuerar as inovações estruturais a artir das inovações da forma reduzida é estimar um modelo estrutural (SVAR) imondo restrições do tio a ij = 0 à matriz A. 4 1 a 12 a 13 a 14 a 15 e Y1 b u Y1 a 21 1 a 23 a 24 a 25 e Y2 0 b u Y2 a 31 a 32 1 a 34 a 35 e Y3 = 0 0 b u Y3 a 41 a 42 a 43 1 a 45 e Y b 44 0 u Y4 [ a 51 a 52 a 53 a 54 1 ] [ e Y5 ] [ b 55 ] [ u Y5 ] A imosição de diferentes restrições irá resultar em diferentes funções de imulso-resosta deendendo da magnitude da correlação entre os erros da forma reduzida e. Aenas se todas as correlações entre os erros forem zero as funções de imulso-resosta serão as mesmas indeendente das restrições imostas. Emiricamente, uma regra de bolso ara saber se modificações nas restrições serão relevantes é verificar as correlações entre os erros da forma reduzida (ρ ij ). Caso ρ ij > 0,2 então as modificações na restrição a ij corresondente resultarão em variações imortantes na função de imulso resosta [Enders, (2008)]. + As variáveis de assimetria, y t e y t, odem ser construídas de duas formas: or variações cumulativas ou eríodo-a-eríodo. 5 No método eríodo-a-eríodo, utiliza-se uma dummy ara reresentar variações ositivas ou negativas de y em relação aenas ao eríodo anterior: { P t = 1 se Δy t 0 e { N t = 1 se Δy t < 0 0, caso contrário 0, caso contrário De forma que y t + = P t. y t e y t = N t. y t. No caso das variações cumulativas, baseado na metodologia de Schorderet (2004) e Granger e Yoon (2002) em que uma série temoral qualquer ode ser escrita como a soma y t = y 0 + y t + + y t, a variável é decomosta de forma cumulativa de acordo com: y + t t = i=1 θ i (Δy i ) ; { θ i = 1 se Δy i 0, 0, caso contrário. y t t = i=1 θ i (Δy i ) ; { θ i = 1 se Δy i < 0, 0, caso contrário. De forma que seu valor ositivo (negativo) em qualquer instante t seja igual ao seu valor inicial mais a soma de todas as suas variações ositivas (negativas) até t. Finalmente, o cálculo do reasse cambial ode ser realizado a artir das funções de imulso resosta estimadas elo modelo VAR. Conforme sugerido or McCarthy (2000) e estimado ara o Brasil or Belaisch (2003), Squeff (2009), Araújo e Modenesi (2010) e Souza e Alves (2011), o cálculo do reasse será dado or: RC t,t+j = ( ΣΔP t,t+j ΣΔE t,t+j ). 100, (7) onde P é o índice de reços e E a taxa de câmbio. O reasse cambial é calculado aós um choque no câmbio no modelo SVAR, dividindo-se a variação acumulada de IPCA (aós j meses) ela variação acumulada do câmbio (aós j meses). No modelo com assimetrias, o choque é imlementado nas variáveis do câmbio decomosto (em areciações ou 4 É necessário imor K(K + 1)/2 restrições conjuntamente nas matrizes (KxK) A e B ara satisfazer a condição de ordem ara identificação exata. A condição de ordem é necessária, orém ode não ser suficiente se a condições de osto não forem satisfeitas. Rubio-Ramirez et al. (2010) discute essas condições. 5 Período a eríodo: Knetter (1994), Gil-Pareja (2000), Herzberg et al. (2003), Pollard e Coughlin (2004), Bussiere (2007), Khundrakam (2007), Mihaljek e Klau (2008), Przystua e. Wróbel (2011). Variações cumulativas: Webber (1999), Wickremasinghe e Silvaulle (2004), Karoro et al. (2009), Delatte e Villavicencio (2012). 5

6 dereciações) e o cálculo do reasse é feito da mesma forma, isto é, dividindo-se a variação acumulada de IPCA ela soma das variações do câmbio decomosto. Para que os resultados reresentem um ercentual, multilica-se or Reasse Cambial no Brasil: evidências emíricas 4.1 Base de Dados A análise comreende o eríodo de janeiro de 1999 a novembro de A escolha do ano de 1999 ara o início da análise se deve em razão da mudança do regime cambial e flexibilização da taxa de câmbio 6. Para a estimação do modelo foram utilizadas as seguintes variáveis: i) IPCA: o índice de reços ao consumidor amlo (IPCA), do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE) or ser este o índice utilizado elo BCB ara balizar o regime de metas de inflação; ii) IND: o índice da rodução física (quantum) da indústria geral dessazonalizado calculado elo IBGE de acordo com a Pesquisa Industrial Mensal (PIM-PF) utilizado como roxy ara a demanda agregada; iii) COMM: o índice de reços das commodities, calculado elo Instituto de Pesquisa Econômica Alicada (IPEA) utilizado como roxy ara condições da oferta agregada; iv) PET: cotação internacional do etróleo, em dólares, fornecida elo Fundo Monetário Internacional (FMI) e; v) CAMBIO: a taxa de câmbio real/dólar, comra, média mensal fornecida elo BCB. A escolha do índice de rodução industrial como roxy ara a demanda agregada se deu devido a não disonibilidade de uma série mensal adequada ara a atividade econômica como um todo. Embora o uso da rodução física industrial seja usual na literatura cabe ressaltar que esse indicador ossui limitações or reresentar aenas cerca de 30% do Produto Interno Bruto (PIB). O índice de commodities do IPEA é calculado a artir da base de dados do Fundo Monetário Internacional (FMI) que aresenta reços em dólares ara diversos rodutos e onderados de acordo como Índice de Preços ao Produtor Amlo (IPA-BR) da Fundação Getúlio Vargas (FGV), sendo construídos cinco subgruos: i) grãos, oleoginosas e frutas; ii) carnes; iii) minerais iv) etróleo e derivados e v) matérias rimas. (Nonnemberg e Lameiras, 2005) O índice de reços das commodities e a cotação internacional do etróleo odem reresentar condições internacionais, como choques de oferta ou de demanda. Uma elevação no reço das commodities, or exemlo, ode ser interretada como reresentativa de um choque de oferta acarretando em ressões inflacionárias [Araújo e Modenesi (2010)]. Ademais face a elevada articiação das commodities (inclusive etróleo) na auta de exortação do Brasil, uma elevação do reço das commodities (dado o câmbio) ode imlicar em maior rentabilidade ara o exortador, reresentando um choque ositivo de demanda. Ou seja, as variáveis externas estão catando choques de oferta (via custos) e choques de demanda (via efeito rentabilidade dos setores exortadores de commodities). Em ambos os casos, esera-se que um aumento do reço das commodities gere ressões inflacionárias (elo lado da oferta ou da demanda). O índice de commodities, entretanto, só foi construído elo IPEA até Assim, utilizamos também a cotação internacional do etróleo (PET) nas estimações. 7 As duas séries (COMM e PET) têm comortamento bastante similar conforme ode ser visto na Figura 1 abaixo. Todas as séries ossuem eriodicidade mensal e foram utilizadas em logaritmos nas estimações. 6 A estimação ressuõe que os asectos microeconômicos determinantes do reasse cambial e assimetria não se alteraram no eríodo. 7 O índice de commodities do IPEA é calculado a artir da base de dados do Fundo Monetário Internacional (FMI), sendo que o índice do IPEA utiliza a onderação dos subgruos do Índice de Preços ao Produtor Amlo (IPA-BR) da Fundação Getúlio Vargas (FGV) ara construir a série COMM; nas séries internacionais, a onderação é de acordo com a rodução mundial de commodities. Ao utilizar a onderação do IPA-BR, acreditamos que o índice do IPEA seja mais adequado ao estudo do reasse cambial no Brasil. 6

7 FIGURA 1: IPCA, IND, COMM e PET e CAMBIO Fonte: Elaboração rória com base nos dados do IBGE, BCB e IPEA. A variável CAMBIO foi decomosta elos métodos eríodo a eríodo e de variações cumulativas descritos na seção 3. Pela decomosição elo método de variações cumulativas foram construídas as variáveis das variações negativas acumuladas do câmbio SNE e das variações ositivas acumuladas do câmbio SPE. A decomosição elo método eríodo a eríodo equivale à rimeira diferença da decomosição or variações cumulativas e foi denotada da forma DSNE e DSPE. Dada a definição da variável câmbio como a taxa Real/Dólar, as variações ositivas (DSPE) indicam dereciações enquanto as negativas (DSNE), areciações do câmbio. FIGURA 2: Decomosição do Câmbio, eríodo a eríodo (DSNE e DSPE), e variações cumulativas (SNE e SPE) 0,20 3 0,10 1 0, ,10-3 DSNE DSPE SNE SPE Fonte: Elaboração rória Ordem de integração das séries e estratégia emírica Antes de realizar as estimações, deve-se testar ara resença de raiz unitária e definição da ordem de integração das séries. Foram utilizados três testes de raiz unitária: o teste de Dickey-Fuller Aumentado (ADF), o teste de Zivot e Andrews (1992), e o teste de Lee e Strazicich (2003). O teste ADF é amlamente utilizado ara testar a estacionariedade das séries, no entanto a resença de quebras estruturais faz com que séries estacionárias se areçam ainda mais com séries random walk com drif de modo que o teste ADF dificilmente rejeita a hiótese nula neste caso. Para ermitir a ossibilidade de quebra estrutural nas séries 7

8 foi realizado o teste de Zivot e Andrews que identifica uma otencial quebra estrutural endogenamente. A quebra é selecionada onde a estatística de teste é menor e consequentemente onde a evidência é menos favorável à hiótese nula de resença de raiz unitária. Uma crítica relevante ao teste de Zivot e Andrews é que a hiótese nula não aresenta quebra estrutural sendo assim a rejeição da hiótese nula não significa a rejeição de raiz unitária, mas sim de raiz unitária sem quebra estrutural. Assim, utilizou-se também o teste de Lee e Strazicich que comorta quebra estrutural na hiótese nula e a existência de duas quebras estruturais na série. Um resumo das hióteses nulas testadas é aresentado no quadro abaixo: TABELA 1: Hióteses Nulas dos Testes de Raíz Unitária Teste H0 H1 Random Walk (RW) Random Walk com drift Random Walk com tendência Estacionária Estacionária Estacionária Zivot e Andrews (A) RW com deslocamento (sem quebra) Estacionária, tendência, com uma quebra no interceto Zivot e Andrews (B) RW com deslocamento (sem quebra) Estacionária, tendência com uma quebra na inclinação Zivot e Andrews (C) RW com deslocamento (sem quebra) Estacionária, tendência com uma quebra no interceto e na inclinação Lee-Strazicich (A) RW com quebra no nível Estacionária com quebra no nível Lee-Strazicich (C) RW com quebra no nível e na tendência Estacionária com quebra no nível e na tendência Os resultados dos testes de raiz unitária aresentados na Tabela 1 indicam que odemos considerar as variáveis CAMBIO, PET e IND variáveis I(1) e a variável COMM como estacionária I(0). 8 A variável IPCA aresentou resultados ambíguos. Embora os testes de Zivot e Andrews (A e C) indiquem a rejeição da hiótese nula (1%) a favor da hiótese de série estacionária com uma quebra estrutural em setembro de 2002, os testes de Lee e Strazicich com uma quebra não indicaram a rejeição da hiótese nula de raiz unitária, sugerindo que devemos tratar a série como I(1). O teste de Lee e Strazicich com duas quebras (modelo C) rejeitou a hiótese nula de raiz unitária à 10% embora uma das dummies de quebra não seja estatisticamente significativa à 10%. Otamos então or considerar a variável IPCA como sendo I(1). Uma série quase-integrada (como ode ser o caso do IPCA) ode gerar regressões esúrias, odendo ser utilizadas em estimação de vetores cointegrantes [Hjalmarsson e Österholm (2007) e (2010); Beeechey, Hjalmarsson e Österholm (2009)]. Ou seja, trataremos as variáveis IPCA, CÂMBIO, PET e IND como I(1) e a variável COMM como I(0). As séries SNE e SPE são I(1) or construção e suas rimeiras-diferenças, DSNE e DSPE, são I(0). Com esses resultados, a estratégia emírica consistirá na estimativa de sistemas VAR estruturais em rimeira diferença, utilizando choques à variável Câmbio (variável cheia ou decomosta) ara o cálculo do reasse. Chamaremos os modelos estimados com a variável câmbio cheia de modelos Simétricos e os estimados com a variável câmbio decomosta entre areciações e dereciações de modelos Assimétricos. 9 8 Os testes de raiz unitária foram alicados às rimeiras diferenças das variáveis que foram consideradas com raiz unitária. Todas se mostraram estacionárias indicando assim que as séries são integradas de rimeira ordem. 9 A ordem de integração das séries também abre a ossibilidade de exlorarmos um modelo de correção de erros (ECM) e estimarmos o reasse cambial de longo razo. Esse cálculo não é, no entanto, diretamente comarável ao obtido via resosta a imulso no contexto de um modelo VAR. Para garantirmos a comarabilidade dos resultados, otamos or não exlorar ossíveis relações de longo-razo entre as variáveis no contexto do ECM. 8

9 TABELA 2: Resultados dos Testes de Raiz Unitária Teste IPCA IND COMM PET CAMBIO Zivot-Andrews (A) Zivot-Andrews (B) Zivot-Andrews (C) Lee-Strazicich (A) (1 quebra) Lee-Strazicich (C) (1 quebra) Lee-Strazicich (A) (2 quebras) Lee-Strazicich (C) (2 quebras) * -1.65* * -2.04** * -3.90*** -3.27*** *** * set 2002 set 2008 jul 2008 jul 2008 mar * jan 2003 ago 2007 out 2001 set 2007 jun *** set 2002 set 2008 jul 2008 jul 2008 mai ** jun 2003 ( 0.59 ) ago 2003 ( 0.07 ) jun 2009 ( 0.00 ) jul 2008 ( 0.19 ) nov 2002 ( 0.18 ) * jun 2003 ( 0.32 ) out 2008 ( 0.00 ) dez 2003 ( 0.63 ) jun 2009 ( 0.07 ) mar 2005 ( 0.20 ) jun 2003 ( 0.02 ) out 2008 ( 0.60 ) dez 2003 ( 0.10 ) jun 2009 ( 0.10 ) mar 2005 ( 0.00 ) ** jun 2003 ( 0.57 ) out 2008 ( 0.00 ) nov 2000 ( 0.03 ) set 2004 ( 0.12 ) jan 2003 ( 0.04 ) jun 2005 ( 0.64 ) dez 2011 ( 0.20 ) jun 2009 ( 0.00 ) jul 2008 ( 0.20) set 2011 ( 0.34 ) -5.54* out 2002 ( 0.00 ) out 2008 ( 0.00 ) abr 2003 ( 0.85 ) fev 2001 ( 0.30 ) jan 2003 ( 0.00 ) out 2002 ( 0.00 ) out 2008 ( 0.03 ) abr 2003 ( 0.00 ) fev 2001 ( 0.00 ) jan 2003 ( 0.00 ) set 2006 ( 0.44 ) mar 2010 ( 0.86 ) out 2008 ( 0.09 ) mai 2005 ( 0.10 ) out 2011 ( 0.79 ) set 2006 ( 0.00 ) mar 2010 ( 0.17 ) out 2008 ( 0.13 ) mai 2005 ( 0.09 ) out 2011 ( 0.00 ) Nota: Número de defasagens selecionado elo critério de Schwarz; -valores das dummies de quebra, nível ou tendência, entre arênteses; asteriscos (*), (**), e (***) indicam rejeição de H 0 a 10% (*), 5% (**) e 1%, resectivamente. Valores críticos disoníveis em Zivot e Andrews (1992), Lee e Strazicich (2003). Ou seja, estimaremos sistemas VAR considerando o câmbio, o nível de atividade econômica, condições internacionais (índice de reço das commodities ou a cotação do etróleo) e reços domésticos Estimação de Sistemas VAR O rimeiro asso na estimação de um modelo VAR é a estimação da forma reduzida do modelo conforme aresentado na seção 3. O modelo deve atender a condição de estabilidade de que todos os autovalores do olinômio característico estejam dentro do círculo unitário além de aresentar resíduos bem comortados que não aresentem autocorrelação ou heterocedasticidade. Os modelos abaixo foram estimados com as variáveis I(1) em rimeira diferença (denotadas or D_nome da variável) e com 2 defasagens. Os testes de autocorrelação serial de Breusch-Godfrey e o de 10 A taxa de juros doméstica ode afetar o reasse cambial, rimordialmente via seus efeitos sobre a atividade econômica. No caso de uma dereciação, or exemlo, a caacidade de reasse é menor num contexto de retração da atividade econômica. Mishkin (2008) argumenta que se a olítica monetária é suficientemente reativa à inflação, os efeitos de um choque cambial sobre os reços domésticos odem ser reduzidos, já que serão arcialmente absorvidos ela resosta da atividade econômica à olítica monetária. Emiricamente, a literatura tem catado os efeitos das variações na taxa de juros sobre o reasse de forma indireta, através dos efeitos sobre o nível de atividade econômica e sobre as taxas de inflação, efetiva e eserada. Adotamos a mesma abordagem aresentada ela maior arte dos estudos emíricos de não incluir juros como uma variável nos sistemas VAR. 9

10 Portmanteau não rejeitaram a hiótese nula de ausência de autocorrelação serial a 10% e o sistema VAR é estável (todos os autovalores dentro do círculo unitário). As matrizes de referência ara a imosição de restrições ara identificação do modelo e cálculo das funções de imulso resosta são as seguintes: Para o modelo simétrico com quatro variáveis: e DCAMBIO u DCAMBIO u COMM/DPET 1 s 12 s 13 s 14 b s [ 21 1 s 23 s 24 e COMM/DPET 0 b ] [ s 31 s 32 1 s 34 e ] = [ ] [ DIND 0 0 b 33 0 u ] DIND s 41 s 42 s 43 1 e DIPCA b 44 u DIPCA Para o modelo assimétrico com cinco variáveis: 1 a 12 a 13 a 14 a 15 e DSNE b u DSNE a 21 1 a 23 a 24 a 25 e DSPE 0 b u DSPE a 31 a 32 1 a 34 a 35 e COMM/DPET = 0 0 b u COMM/DPET a 41 a 42 a 43 1 a 45 e DIND b 44 0 u DIND [ a 51 a 52 a 53 a 54 1 ] [ e DIPCA ] [ b 55 ] [ u DIPCA ] Como indicado anteriormente, os coeficientes das matrizes A (do modelo assimétrico) e S (do modelo simétrico) determinam as relações contemorâneas entre as variáveis. O coeficiente a ij ou s ij indica o efeito da variável j sobre a variável i em t. As variáveis são ordenadas conforme os vetores e e u, isto é, no modelo simétrico [1 = DCAMBIO, 2 = COMM ou DPET, 3 = DIND, 4 = DIPCA] e no modelo assimétrico [1 = DSNE, 2 = DSPE, 3 = COMM ou DPET, 4 = DIND, 5 = DIPCA]. Desta forma o coeficiente a 41 or exemlo, é o efeito de DSNE t sobre DIND t (ou de uma areciação sobre a rodução industrial). Primeiramente os modelos foram estimados utilizando a variável internacional COMM. Como indicado, erros da forma reduzida com correlações sueriores a 0,2 sugerem um caminho ara a escolha das restrições de identificação. Uma vez estabelecidas as correlações relevantes, restrições temorais na relação entre as variáveis são imostas, de tal forma que a inflação é afetada contemoraneamente elo câmbio, commodities e rodução industrial. Além disso, assumimos que as variáveis externas afetam contemoraneamente as variáveis domésticas, com variações no câmbio (areciação ou dereciação) e nas commodities afetando a rodução industrial doméstica. O modelo simétrico na forma reduzida aresentou dois ares de erros com correlação sueriores a 0,2, DCAMBIO e COMM ; COMM e DIND. Dois modelos de SVAR simétricos foram então estimados: SIMÉTRICO A1 estimando as relações contemorâneas: s 12 e s 32 (commodities afetam contemoraneamente a variação cambial e a variação no nível de atividade); SIMÉTRICO B1 estimando as relações contemorâneas: s 21 e s 32 (a variação cambial afeta contemoraneamente commodities e commodities afetam contemoraneamente a variação do nível de atividade). O reasse cambial médio estimado foi de 7.15% ara o modelo A1 e de 6.44% ara o modelo B1. Para o reasse assimétrico, estimou-se dois modelos, novamente seguindo as correlações relevantes: ASSIMÉTRICO A1 estimando as relações contemorâneas a 23, a 43, a 41, a 51 (commodities afetam contemoraneamente as areciações do câmbio e variações do nível de atividade e areciações do câmbio afetam contemoraneamente variações do nível de atividade e a inflação) e; ASSIMÉTRICO B1 estimando as relações contemorâneas: a 51, a 41, a 32, a 43 (areciações do câmbio afetam contemoraneamente variações no nível de atividade e a inflação e dereciações da taxa de câmbio afetam contemoraneamente commodities e commodities afetam contemoraneamente variações no nível de atividades). Os coeficientes estimados são estatisticamente significativos a 1%. Em ambos os modelos, os reasses no caso de dereciação são bastante sueriores aos reasses no caso de areciação do câmbio, aós 12 meses. 10

11 TABELA 3: Reasse Cambial Modelo com COMM, eríodo a Modelo Modelo Modelo ASSIMÉTRICO A1 Modelo ASSIMÉTRICO B1 Meses SIMÉTRICO SIMÉTRICO A1 B1 Dereciação Areciação Dereciação Areciação % 0.00% 0.00% -2.98% 0.00% -2.98% % 1.62% 2.57% -2.92% 2.00% -2.92% % 3.37% 4.49% -1.17% 3.56% -1.17% % 4.58% 5.64% 0.52% 4.46% 0.52% % 5.25% 6.29% 1.68% 5.01% 1.68% % 5.58% 6.66% 2.35% 5.37% 2.35% % 5.76% 6.89% 2.65% 5.64% 2.65% % 5.88% 7.04% 2.72% 5.88% 2.72% % 6.00% 7.18% 2.69% 6.12% 2.69% % 6.14% 7.34% 2.60% 6.37% 2.60% % 6.29% 7.52% 2.52% 6.64% 2.52% % 6.44% 7.72% 2.46% 6.92% 2.46% A fim de se verificar se os resultados se mantêm, reestimamos os modelos com a com a variável DPET (em substituição à COMM). As mesmas hióteses sobre as relações contemorâneas entre as variáveis foram mantidas ara identificação dos modelos, com exceção do modelo ASSIMÉTRICO A2 que, a fim de atender o critério de estimar relações contemorâneas cujo ar de variáveis aresentou erros com correlação suerior a 0,2 na estimação da forma reduzida, estimou as relações contemorâneas a 32 e a 42 (dereciações da taxa de câmbio afetam contemoraneamente as commodities e variações do nível de atividade). Verifica-se que o reasse médio se reduziu um ouco, ara 6.4% e 5.36%, mas a forte assimetria no reasse de areciações e dereciações se manteve. TABELA 4: Reasse Cambial Modelo com DPET, eríodo a Meses Modelo Modelo Modelo ASSIMÉTRICO A2 Modelo ASSIMÉTRICO B2 SIMÉTRICO SIMÉTRICO A2 B2 Dereciação Areciação Dereciação Areciação % 0.00% 0.00% -2.86% 0.00% -2.86% % 1.47% 1.94% -2.77% 1.65% -2.77% % 3.14% 3.91% -1.27% 3.29% -1.27% % 4.30% 5.11% 0.11% 4.25% 0.11% % 4.94% 5.81% 1.01% 4.79% 1.01% % 5.23% 6.16% 1.57% 5.04% 1.57% % 5.34% 6.30% 1.91% 5.12% 1.91% % 5.37% 6.33% 2.09% 5.12% 2.09% % 5.37% 6.31% 2.17% 5.09% 2.17% % 5.37% 6.28% 2.21% 5.06% 2.21% % 5.37% 6.25% 2.22% 5.03% 2.22% % 5.36% 6.23% 2.22% 5.01% 2.22% Como a divulgação da variável COMM (índice de reços das commodities) elo IPEA foi descontinuada a artir de junho de 2012, utilizamos também a cotação internacional do etróleo, disonível durante todo o eríodo analisado, ara as estimações. Assim, a diferença entre os resultados das Tabelas 3 e 4 oderia refletir os efeitos do comortamento das variáveis nos meses finais de 2012 e de 2013, não considerados nas estimativas aresentadas na Tabela 3. A fim de tornar os resultados diretamente comaráveis em termos do eríodo analisado, estimamos o modelo com a variável DPET ara o eríodo 11

12 1999 a maio de 2012, último mês em que a variável COMM foi divulgada. 11 Os resultados encontram-se na Tabela 5. Comarando-se os resultados das Tabelas 3 e 5, verifica-se que os resultados são similares, com a continuidade do comortamento assimétrico do reasse. TABELA 5: Reasse Cambial Modelo com DPET, eríodo a Meses Modelo Modelo Modelo ASSIMÉTRICO A3 Modelo ASSIMÉTRICO B3 SIMÉTRICO SIMÉTRICO A3 B3 Dereciação Areciação Dereciação Areciação % 0.00% 0.00% -2.97% 0.00% -2.97% % 1.68% 2.38% -2.97% 2.08% -2.97% % 3.48% 4.46% -1.33% 3.86% -1.33% % 4.73% 5.72% 0.17% 4.88% 0.17% % 5.42% 6.44% 1.14% 5.43% 1.14% % 5.74% 6.81% 1.75% 5.69% 1.75% % 5.86% 6.95% 2.11% 5.77% 2.11% % 5.90% 6.98% 2.30% 5.77% 2.30% % 5.90% 6.95% 2.38% 5.73% 2.38% % 5.90% 6.91% 2.42% 5.69% 2.42% % 5.90% 6.88% 2.43% 5.65% 2.43% % 5.90% 6.85% 2.43% 5.63% 2.43% Finalmente, embora os testes de raiz unitária não tenham indicado uma quebra estrutural esecífica ara o ano de 2008, os efeitos da crise financeira americana de 2008 odem ser observados na análise gráfica das séries de rodução industrial, commodities e câmbio. Dada a ossibilidade de quebra estrutural no segundo semestre de 2008, otamos or dividir a amostra em dois suberíodos, ré e ós crise. Os resultados obtidos ara o rimeiro suberíodo ( ), com as variáveis COMM e DPET são aresentados nas Tabelas 6 e 7, resectivamente. 12 Os modelos simétricos consideram a relação contemorânea s 42 (commodities afetam contemoraneamente a inflação). Os modelos assimétricos consideram a relação contemorânea: a 53 (commodities afetam contemoraneamente a inflação). Todos os coeficientes da matriz A estimados em todos modelos SVAR foram estatisticamente significativos à 10% As mesmas hióteses sobre as relações contemorâneas entre as variáveis foram mantidas ara identificação dos modelos. 12 O limitado número de observações ara o segundo suberíodo não ossibilitou a estimação do VAR na esecificação requerida ara comaração, cinco variáveis e duas defasagens.) 13 Além dos modelos aresentados acima, escolhidos como os mais adequados elos critérios mencionados, dezenas de outros conjuntos de restrições foram imostas às matrizes A e S a fim de se verificar a robustez dos resultados. As diversas estimativas aresentam, consistentemente, a mesma característica: o reasse cambial de uma dereciação aós 12 meses ossui uma magnitude maior que o reasse cambial de uma areciação aós 12 meses. 12

13 TABELA 6: Reasse Cambial Modelo com a variável COMM, suberíodo a Meses Modelo Modelo ASSIMÉTRICO SUB1_A1 SIMÉTRICO SUB1_A1 Dereciação Areciação % 0.00% 0.00% % 5.12% -0.23% % 11.22% 1.10% % 18.14% 2.36% % 25.04% 3.43% % 29.90% 4.04% % 32.37% 4.36% % 33.03% 4.46% % 32.83% 4.47% % 32.38% 4.44% % 31.97% 4.41% % 31.67% 4.38% TABELA 7: Reasse Cambial Modelo com a variável DPET, suberíodo a Modelo ASSIMÉTRICO Modelo SIMÉTRICO Meses SUB1_A2 SUB1_A2 Dereciação Areciação % 0.00% -0.67% % 4.67% -0.64% % 8.30% 1.03% % 11.94% 2.37% % 14.67% 3.26% % 16.75% 3.66% % 18.16% 3.89% % 19.16% 3.99% % 19.85% 4.05% % 20.34% 4.09% % 20.70% 4.12% % 20.97% 4.14% Utilizando a subamostra, os resultados ara o eríodo ré-crise aresentam um reasse cambial mais elevado se comarado aos resultados obtidos com a amostra comleta, que inclui os anos ré e ós crise de Os resultados da subamostra de janeiro de 1999 a junho de 2008 aresentam também forte assimetria no reasse cambial com os reasses no caso de dereciação sendo bastante sueriores aos reasses no caso de areciação do câmbio, aós 12 meses. A Tabela 7 abaixo reúne as estimativas de reasse aresentadas e calcula a média simles dos resultados: 13

14 TABELA 8: Reasse Cambial - Estimativas obtidas Simétrico Dereciação Areciação 7.15% 7.72% 2.46% 6.40% 6.23% 2.22% 6.98% 6.85% 2.43% 6.44% 6.92% 2.46% 5.36% 5.01% 2.22% 5.90% 5.63% 2.43% 11.40% 31.67% 4.38% 11.28% 20.97% 4.14% Média 7.61% 11.38% 2.84% 4.4. Cointegração Na subseção anterior o modelo VAR foi estimado em rimeira diferença devido à resença de raiz unitária nas séries. Uma solução alternativa se aresenta caso as variáveis I(1) de Y t sejam cointegradas. Nosso objetivo nesta seção é verificar se o rincial resultado obtido, qual seja, a existência de reasse cambial assimétrico ara o caso brasileiro, é robusto a uma esecificação alternativa, caso as variáveis sejam cointegradas. Segundo o teorema da reresentação de Granger [Granger (1981), Engle e Granger (1987)], um vetor de variáveis I(1) cointegrado admite uma reresentação na forma de um modelo de correção de erros (ECM) sendo ossível estimar o vetor cointegrante (1, θ) que ermite catar as relações de longorazo: q Δy t = j=1 β j Δy t j + i=0 φ j Δx t i + λ(y t 1 θx t 1 ) + u t (8) Este modelo também aceita a incororação de assimetria, de acordo com Shin et al. (2014): 14 Δy t = j=1 β j Δy t j + α + + i=0 i Δx t i + α h=0 i Δx t h + λ(y t 1 θ + x + t 1 + θ x t 1 ) + u t (9) Assim como o modelo de correção de erros uniquecional acima, o modelo VAR() da equação (1) ode ser rearametrizado na forma de um modelo vetorial de correção de erros, VEC ( 1), onde uma ou mais variáveis odem ser decomostas ara incororar assimetria. 15 Para determinar o número de vetores cointegrantes entre as variáveis foram realizados os testes de Johansen do traço e do máximo autovalor. Os testes foram realizados rimeiramente ara o modelo simétrico, entre as variáveis IPCA, CAMBIO, IND e PET, no eríodo comleto de a Caso exista uma relação de cointegração em (12) que não existe em (11), esta é conhecida como hidden cointegration. (Granger e Yoon, 2002 e Schorderet, 2004). 15 Ver Frey e Manera (2007) ara uma resenha de artigos que estimam modelos VEC ara a transmissão de reços com assimetrias. Testes de Johansen e estimação de VEC em modelo com incororação de assimetria também em Lim (2001). 14

15 TABELA 9: Testes de Johansen IPCA, CAMBIO, IND e PET - eríodo a (*) Estatística do Traço r Autovalor λ tr Valor Crítico a 5% -valor r= r= r= Estatística do Máximo Autovalor Autovalor LR Valor Crítico a 5% -valor r= r= r= (*) r = número de vetores cointegrantes. Esecificação com constante e tendência linear nas séries e constante no vetor cointegrante. Estimação com uma defasagem. Os resultados dos testes indicaram a existência de um vetor de cointegração entre as variáveis IPCA, CAMBIO, IND e PET, no eríodo comleto de a A tabela 10 aresenta os valores estimados do vetor cointegrante (1, c, β CAMBIO, β PET, β IND ) a artir de um modelo VEC(1) com esecificação com constante e tendência linear nas séries e constante no vetor cointegrante. Foram realizados os testes de Breusch-Godfrey e o de Portmanteau que não rejeitaram a hiótese nula de ausência de autocorrelação serial nos resíduos. TABELA 10: Vetor de Cointegração: IPCA, CAMBIO, IND e PET - eríodo a Vetor de Cointegração IPCA(-1) C CAMBIO(-1) PET(-1) IND(-1) [ ] [ ] [ ] Erros adrão em ( ) e estatísticas t em [ ] Em seguida, os testes de Johansen foram realizados no modelo assimétrico, utilizando a decomosição cumulativa do câmbio aresentada na seção 3. Ou seja, entre as variáveis IPCA, SNE, SPE, IND e PET, no eríodo comleto de a TABELA 11: Testes de Johansen IPCA, SNE, SPE, IND e PET - eríodo a Estatística do Traço r Autovalor λ tr Valor Crítico a 5% -valor r= r= r= Estatística do Máximo Autovalor r Autovalor LR Valor Crítico a 5% -valor r= r= r= Esecificação com constante e tendência linear nas séries e constante no vetor cointegrante. Estimação com uma defasagem. 15

16 Assim como o modelo simétrico, os testes de Johansen alicados ao modelo assimétrico também indicaram a existência de um vetor de cointegração entre as variáveis. A tabela 12 aresenta o resultado da estimação do vetor cointegrante (1, c, β SNE, β SPE, β PET, β IND ) a artir de um modelo VEC(1) com esecificação com constante e tendência linear nas séries e constante no vetor cointegrante. Da mesma forma, os testes de Breusch- Godfrey e o de Portmanteau não rejeitaram a hiótese nula de ausência de autocorrelação serial nos resíduos. TABELA 12: Vetor de Cointegração: IPCA, SNE, SPE, IND e PET - eríodo a Vetor de Cointegração IPCA(-1) SNE(-1) SPE(-1) PET(-1) IND(-1) C [ ] [ ] [ ] [ ] Erros adrão em ( ) e estatísticas t em [ ] Como verificamos na Tabela 12, o vetor de cointegração indica uma relação de longo razo ositiva e estatisticamente significativa entre os reços ao consumidor (IPCA) e as dereciações cambiais (SPE), com coeficiente estimado em 0, A cotação internacional do etróleo (PET), também aresenta uma relação de longo razo ositiva com os reços ao consumidor, indicando um choque negativo de oferta. As areciações cambiais e a rodução industrial não aresentaram uma relação de longo razo com os reços ao consumidor estatisticamente significativa. Ou seja, o resultado das estimações dos vetores de cointegração corroboram os resultados encontrados na seção anterior que indicam evidências da existência de assimetria no reasse cambial. COMENTÁRIOS FINAIS O resente artigo analisou o reasse cambial ara os reços ao consumidor (IPCA) no Brasil no eríodo entre 1999 e 2013 buscando evidências de que o reasse da taxa de câmbio ara a inflação, aós a liberalização do câmbio e adoção do regime de metas de inflação, foi assimétrico. Isto é, as estimativas rocuraram catar se o reasse cambial ossui magnitudes diferentes no caso de areciação e de dereciação do câmbio. Do onto de vista teórico, diversas razões de ordem micro e macroeconômica odem justificar a observação de reasses cambiais assimétricos. Dentre as exlicações microeconômicas, restrições de mercado, questões tecnológicas e objetivos de market share odem gerar reasses cambiais diferenciados ara os casos de areciação ou dereciação. Além disso, uma estratégia de reços or arte de firmas que busque a manutenção ou amliação de seus mark-us ode resultar em rigidez de reços ara baixo, gerando reasses cambiais maiores no caso de dereciações. Do onto de vista macroeconômico, os reasses cambiais odem ser assimétricos deendendo da taxa de crescimento da economia, com reasses menores, or exemlo, no caso de dereciações em contexto de recessão econômica. Neste artigo, a assimetria do reasse foi investigada através da estimação de um modelo VAR a artir da decomosição da taxa de câmbio, eríodo a eríodo, em areciações e dereciações e diversas esecificações econométricas foram utilizadas ara a estimação do reasse cambial e verificação da robustez dos resultados. Os resultados sugerem forte assimetria no reasse cambial no Brasil e aresentam, em todas as esecificações utilizadas, a mesma característica: aós 12 meses, o reasse cambial de uma dereciação ossui uma magnitude maior que o reasse de uma areciação. Embora a estimação de modelos VAR exija a imosição de restrições, seja de uma sequência temoral de causalidade, seja de relações contemorâneas nulas entre determinadas variáveis que odem alterar de forma substancial os resultados dos modelos, a forte assimetria no reasse arece robusta a diversas esecificações. Além disso, os testes de cointegração e a estimação do modelo VEC a artir da decomosição da taxa de câmbio em variações cumulativas corroboraram o resultado de existência de assimetria no reasse cambial. 16

17 A média simles das diversas estimativas de reasse indica um reasse cambial de 7.61% ara o eríodo analisado, com um reasse médio de 11.38% no caso de dereciação e de 2.84% no caso de areciação. O eríodo analisado coincide com a adoção do regime de metas de inflação no Brasil e com uma forte atuação do Banco Central ara o cumrimento das metas. Ao mesmo temo, como a taxa de câmbio aresentou uma tendência contínua de valorização a artir de 2003 com exceção do eríodo da crise internacional (junho 2008 a fevereiro de 2009), é ossível que as estimações que incluem eríodos com mais areciações encontrem reasses cambiais menores devido ao menor imacto sobre a inflação de areciações da taxa de câmbio. Além disso, o aís cresceu a uma taxa média anual de 3.4% entre 2000 e 2013, segundo dados do IBGE. Se no caso de dereciações, or exemlo, a caacidade de reasse é menor num contexto de retração da atividade econômica, algo semelhante deve ocorrer no caso de areciações em contexto de exansão econômica, já que a forte demanda interna atenuaria a redução dos reços domésticos de comercializáveis, reduzindo o reasse. Nossas estimativas ara o suberíodo amostral anterior à crise de 2008 são sueriores em magnitude quando comarados às estimativas ara o eríodo comleto (1999 a 2013). Como não se observou uma aceleração inflacionária aós a desvalorização do final de 2008 como a ocorrida em 2002, é ossível que, mesmo considerando a assimetria no reasse cambial, a magnitude do reasse de dereciações tenha se reduzido ao longo do temo. Porém, somente uma análise esecífica do comortamento do reasse ao longo do temo no contexto de modelos assimétricos oderá indicar se o reasse cambial vem se reduzindo desde a adoção do regime de metas de inflação, uma hiótese frequentemente aresentada na literatura ara aíses emergentes e que sugere uma sequência ara a investigação emírica do resente artigo. Por fim, cabe destacar relevante imlicação dos nossos resultados ara a dinâmica inflacionária. Do onto de vista intertemoral, a assimetria no reasse cambial encontrada significa que o efeito inflacionário de uma desvalorização (sistemático) não é integralmente comensado or um efeito deflacionário de uma valorização (sistemático) de mesma magnitude. Por exemlo, considere a de ocorrência de uma desvalorização cambial seguida or uma valorização da mesma magnitude, de forma que a taxa de câmbio retorne ao ser atamar inicial. Se o reasse fosse simétrico o efeito final sobre a inflação seria nulo: assadas as defasagens, a inflação retornaria ao atamar inicial. Isto é, o imacto inflacionário da desvalorização seria exatamente igual ao efeito deflacionário da valorização. Na resença de assimetria, o resultado líquido será uma elevação da inflação. REFERÊNCIAS ÁLVAREZ, E., JARAMILLO, P., e SELAIVE, J.. Exchange rate ass-through into imort rices: the Case of Chile. Working Paer no 465, Banco Central de Chile, ARAÚJO, E. e MODENESI, A. (2010) A Imortância do Setor Externo na Evolução do IPCA ( ): uma análise com base em um modelo SVAR. In: XXXVIII Encontro Nacional de Economia (ANPEC), Salvador (BA). BEECHEY, M.; HJALMARSSON, E. e ÖSTERHOLM, P. (2009) Testing the exectations hyothesis when interest rates are near integrated Journal of Banking & Finance, v. 33, n. 5, BELAISCH, A., (2003) Exchange Rate Pass-Through in Brazil IMF Working Paer 03/141. Washington: International Monetary Fund. BUSSIERE, M. (2007). Exchange rate ass through in the G7 economies: the role of nonlinearities and asymmetries. Euroean Central Bank Working Paer n. 822 CAMPA, J.; GOLDBERG, L. (2005) Exchange rate ass-through into imorts rices. The Review of Economics and Statistics. v CARNEIRO, D., MONTEIRO, A. M. e WU, T. (2002) Mecanismos Não-lineares de Reasse Cambial ara o IPCA. Deartamento de Economia PUC-Rio, Texto ara Discussão no 462. CHOUDHRI, E. e HAKURA, D. (2006) Exchange rate ass-through to domestic rices: does the inflationary environment matter? Journal of International Money and Finance, v. 25, n. 4, CORREA, A. S. e MINELLA, A. (2010) Nonlinear mechanisms of the exchange rate ass-through: A Phillis curve model with threshold for Brazil. Revista Brasileira de Economia, 64(3): FRAGA, G. e COUTO, S. (2013) O ass-through da taxa de câmbio ara índices de reços: uma análise emírica ara o Brasil. In: XVI Encontro de Economia da Região Sul - ANPEC/SUL, 2013, Curitiba. 17