Área de Ineresse: Área 3 Macroeconomia, Economia Moneária e Finanças Tíulo: NOVO CONSENSO MACROECONÔMICO E REGRAS DE CONDUTA: O PAPEL DA ROTATIVIDADE DOS DIRETORES DO COMITÊ DE POLÍTICA MONETÁRIA NO BRASIL Auores: Maria Helena Ambrosio Dias. Graduação em Ciências Econômicas, Universidade Esadual de Maringá, Maringá-PR (1985). Douorado em Economia (PhD), Universiy of Souh Carolina, Columbia, Carolina do Sul-EUA (1993). Pós-Douorado em Economia, Universiy of Souh Carolina (2003). Professora Tiular em Teoria Econômica do Deparameno de Economia da Universidade Esadual de Maringá e do Programa de Pós-Graduação em Ciências Econômicas (PCE-UEM). Endereço para Conao: Av. Colombo, 5790, Bloco C23, Sala 10, CEP: 87020-900, Maringá, PR. E-mail: mhadias@uem.br. Telefone: (44) 3261-4387, Fax: (44) 3263-9462. Anderson Muer Teixeira. Graduação em Ciências Econômicas, Universidade Federal de Sana Maria, Sana Maria-RS (2004). Mesre em Teoria Econômica, Programa de Pós Graduação em Ciências Econômicas (PCE-UEM). Douorando em Economia, Universidade de Brasília (UnB) e Bolsisa do CNPq. Endereço para Conao: Deparameno de Economia IH. Universidade de Brasília, Asa Nore Caixa Posal 4302, CEP: 70910-970. Brasília-DF. E-mail: muereixeira@yahoo.com.br. Principais publicações: Ensaios FEE, Anpec Sul. Joilson Dias. Graduação em Ciências Econômicas, Universidade Esadual de Maringá, Maringá-PR (1981). Douorado em Economia (PhD), Universiy of Souh Carolina, Columbia, Carolina do Sul-EUA (1992). Pós-Douorado em Economia, Universiy of Souh Carolina (2003). Pós-Douorado em Economia, Universidade de São Paulo (2009). Professor Tiular em Teoria Econômica do Deparameno de Economia da Universidade Esadual de Maringá e do Programa de Pós-Graduação em Ciências Econômicas (PCE- UEM). Bolsisa do CNPq. Endereço para Conao: Av. Colombo, 5790, Bloco C23, Sala 10, CEP: 87020-900, Maringá, PR. E-mail: jdias@uem.br. Telefone: (44) 3261-4387, Fax: (44) 3263-9462. Resumo: A políica de meas de inflação em sido implemenada em vários países para aingir esabilidade de preços. No enano, a lieraura apona que a roaividade dos dirigenes do Banco Cenral inerfere nas decisões sobre as meas e seus vieses. Assim, ese rabalho esima o efeio da roaividade dos direores do Comiê de Políica Moneária (COPOM) sobre a deerminação da axa de juros, uilizada como insrumeno para aingir as meas de inflação no Brasil, com dados mensais de 2001 a 2008. Enão, um modelo de veores auo-regressivos (VAR) é esimado para a economia brasileira. Além disso, a análise empírica inclui eses de causalidade de Granger, funções impulsoresposa e decomposição da variância. Os resulados indicam baixa significância para a variável dummy de roaividade dos direores. Ademais, o hiao do produo apresenou relevância sobre a axa de juros no modelo de meas de inflação para a economia brasileira. Palavras-Chave: Políica Moneária, Novo Consenso Macroeconômico, Taxas de Juros, Banco Cenral. Absrac: The main purpose of his paper is o esimae an equaion o cach he effecs of roaion of he direcors of COPOM on he deerminaion of he ineres rae in Brazil. The empirical analysis uses monhly daa from 2001 o 2008. In order o accomplish his objecive, he sudy will provide an analysis of impulse response funcions, variance decomposiion, and Granger causaliy ess from vecor auo-regression (VAR) esimaions. The resuls sugges ha roaion of board direcors does affec ineres rae deerminaion. Moreover, here is a high significance of he oupu gap o ineres rae in he Brazilian economy. Key-Words: Moneary Policy, New Consensus Macroeconomics, Ineres Raes, Cenral Bank. JEL: E52, E58
NOVO CONSENSO MACROECONÔMICO E REGRAS DE CONDUTA: O PAPEL DA ROTATIVIDADE DOS DIRETORES DO COMITÊ DE POLÍTICA MONETÁRIA NO BRASIL Resumo: A políica de meas de inflação em sido implemenada em vários países para aingir esabilidade de preços. No enano, a lieraura apona que a roaividade dos dirigenes do Banco Cenral inerfere nas decisões sobre as meas e seus vieses. Assim, ese rabalho esima o efeio da roaividade dos direores do Comiê de Políica Moneária (COPOM) sobre a deerminação da axa de juros, uilizada como insrumeno para aingir as meas de inflação no Brasil, com dados mensais de 2001 a 2008. Enão, um modelo de veores auo-regressivos (VAR) é esimado para a economia brasileira. Além disso, a análise empírica inclui eses de causalidade de Granger, funções impulsoresposa e decomposição da variância. Os resulados indicam baixa significância para a variável dummy de roaividade dos direores. Ademais, o hiao do produo apresenou relevância sobre a axa de juros no modelo de meas de inflação para a economia brasileira. Palavras-Chave: Políica Moneária, Novo Consenso Macroeconômico, Taxas de Juros, Banco Cenral. Absrac: The main purpose of his paper is o esimae an equaion o cach he effecs of roaion of he direcors of COPOM on he deerminaion of he ineres rae in Brazil. The empirical analysis uses monhly daa from 2001 o 2008. In order o accomplish his objecive, he sudy will provide an analysis of impulse response funcions, variance decomposiion, and Granger causaliy ess from vecor auo-regression (VAR) esimaions. The resuls sugges ha roaion of board direcors does affec ineres rae deerminaion, bu relaively less han he oher variables. Moreover, here is a high significance of he oupu gap o ineres rae in he Brazilian economy. Key-Words: Moneary Policy, New Consensus Macroeconomics, Ineres Raes, Cenral Bank. JEL: E52, E58 1. Inrodução A parir de julho de 1999, o Brasil adoou oficialmene novo regime de políica moneária, com meas de inflação. Tal mudança de âncora nominal rouxe impacos significaivos ano para a economia real quano na maneira como as decisões de políica moneária passaram a ser omadas, pois priorizou na políica moneária a esabilidade de preços, como forma de eviar o viés inflacionário. Nesse ambiene econômico, para que os policymakers consigam ancorar as expecaivas sobre inflação, se compromeem a conrolar a inflação e manê-la denro de um inervalo de olerância previamene anunciado. Dessa forma, os dirigenes de políica êm como missão principal conduzir a políica moneária de forma a aingir o nível de preços previamene anunciado, logo, forçando a convergência das expecaivas inflacionárias dos agenes econômicos para a mea. Assim, o core do regime de meas de inflação é a coordenação das expecaivas dos agenes, pois há uma ênfase na esabilidade de preços via políica moneária crível, uma vez que odas as ações do Banco Cenral são do ipo sempre olhando para frene (forward-looking). Assim, o Banco responde de maneira rápida aos repiques inflacionários que possam por em risco o alcance da mea de inflação fuura, já que para o funcionameno do regime, o que impora é a inflação esperada ao invés da inflação correne. Em ermos eóricos, o novo regime de condua de políica moneária é enquadrado em uma moldura eórica denominada de Novo Consenso Macroeconômico. Os exos desenvolvidos pelos policymakers do Banco Cenral do Brasil (BCB) apresenam um modelo esruural inspirado nas conribuições de Goodfriend e King (1997; 2000), McCallum (1999; 2001; 2005), Clarida, e al. (1999), Mayer (2001), Goodfriend (2004; 2005), denominados de dynamic sochasic general equilibrium (DSGE) models.
Nesse conexo, se desaca o papel das expecaivas dos agenes econômicos, que são alamene sensíveis às ações de políica econômica, bem como o fao que os policymakers devem seguir uma regra de políica do ipo proposa por Taylor (1993). Sendo assim, a manuenção óima do regime de meas de inflação na moldura eórica do novo consenso macroeconômico passa por inúmeras ransformações, com objeivo de melhorar a coordenação e a formação das expecaivas de inflação por pare dos agenes econômicos. No inuio de corroborar com o enendimeno do regime de meas de inflação, ese rabalho propõe invesigar o papel da roaividade dos direores do Comiê de Políica Moneária (COPOM) na calibração do insrumeno de combae a inflação, a axa de juros Selic, considerando que a insiucionalização do regime é relaivamene frágil. Pois a credibilidade do regime esá relacionada ano às pessoas que esão no comando da políica moneária, ou seja, aos membros do COPOM, quano à própria Insiuição. Desse modo, a roaividade dos membros do COPOM pode inerferir negaivamene na deerminação da axa de juros, bem como aumenar a incereza quano aos rumos da políica moneária. Assim, além dessa inrodução o rabalho esá dividido em seis seções: a segunda seção represena a fundamenação eórica; a erceira seção expõe algumas evidências empíricas sobre a esimação de função de reação; a quara seção apresena a meodologia empírica; a quina seção descreve os resulados economéricos; e, por fim, a sexa seção delineia as considerações finais. 2. Regra de Políica Moneária no Novo Consenso Macroeconômico Com o objeivo de expressar a esruura eórica que em sido aplicada por vários bancos cenrais, o novo consenso macroeconômico pode ser formalmene descrio de diversas maneiras, como pode ser enconrado nos rabalhos pioneiros de Clarida, Galí e Gerler (1999), McCallum (1999; 2001; 2005), Meyer (2001), Aresis e Sawyer (2002a; 2002b; 2002c; 2006) ou nos modelos para economia abera, como em Aresis (2007) e Angeriz e Aresis (2007). No enano, como desacado por Meyer (2001), o novo consenso pode ser represenado basicamene por um modelo dinâmico com rês equações. Assim, apresenamos uma formalização desacando que, muio embora a especificação das equações possa diferir no número de variáveis ou no número de defasagens uilizadas, em essência ais equações represenam um mesmo perfil de comporameno. Dessa forma, os modelos do novo consenso apresenam rês equações básicas que são idenificadas como: i) uma equação de Demanda Agregada; ii) uma Curva de Phillips; e iii) uma Regra de Políica Moneária. Em relação à primeira equação, a represenação segue a esruura da aniga curva IS, agora com a diferença de que esa deriva de uma esruura de oimização ineremporal, que relaciona a forma como o produo responde às mudanças na axa de juros real; a segunda equação é uma relação de ajusameno de preços, que especifica o comporameno da inflação em resposa às variações na capacidade produiva e nas expecaivas; e, por fim, a erceira equação é uma regra de políica moneária (Meyer, 2001). No enano, o modelo desenvolvido por Clarida, Galí e Gerler (1999) é um dos fundamenos para o novo arranjo moneário. De acordo com o modelo, a condua de políica moneária em papel chave na deerminação da aividade econômica de curo prazo, mediane a presença de rigidezes emporárias dos preços nominais, de modo semelhane ao propagado no modelo IS-LM radicional. Diane disso, o modelo em por base uma esruura dinâmica de equilíbrio geral com moeda e com rigidez nominal emporária dos preços, somado ao comporameno dinâmico dos agenes, que ocorre via processo de oimização das decisões das firmas e dos consumidores. Formalmene, definindo π como sendo a inflação ocorrida no período e i como a axa nominal de juros, é possível represenar o comporameno da economia a parir de duas equações, uma do lado da demanda, denominada de Curva IS 1, e a oura do lado da ofera, a Curva de Phillips. 1 Conforme desacado pelos auores, a equação (2) é obida a luz da idenidade Y = C + G sendo C e G o consumo das famílias e o gaso do governo, respecivamene. Logo, pode-se escrever uma equação de Euler log-linear para o
x = ϕ ( i Eπ + 1) + E x + 1 + g (1) π = λx + βeπ +1 + u (2) Em que π é a axa de inflação do período, definida como a mudança percenual no nível de preços enre -1 e ; x é o hiao do produo; + 1 E π é a expecaiva de inflação em para o período +1; E x +1 é a expecaiva do hiao do produo em para o período +1; R é a axa de juros nominal de curo prazo. Além disso, g e u são ermos de erro que obedecem, respecivamene: g = µ g + gˆ 1 (3) u = ρ u 1 + uˆ (4) Sendo 0 µ, ρ 1 e g ˆ e û variáveis randômicas independenes e idenicamene disribuídas 2 2 (i.i.d), com média zero e variâncias σ s e σ u, respecivamene. Noe que, nessa nova curva IS exise uma dependência no comporameno da demanda agregada com relação às variações nas expecaivas formadas sobre o produo e a axa de juros. Assim, um aumeno esperado no produo irá elevar o produo correne, pois os indivíduos irão preferir suavizar o consumo fuuro. Já o efeio negaivo do aumeno da axa de juros ocorre a parir da subsiuição ineremporal dos agenes enre consumo e poupança. Ou seja, uma elevação na axa de juros pode elevar o nível de poupança em derimeno do consumo presene. A equação (2), que represena a Curva de Phillips, é derivada de um problema explício de oimização em um conexo de compeição monopolísica, em que cada firma define seu nível de preços sujeia à freqüência de ajuses fuuros. A principal diferença dessa proposição em relação à curva de Phillips original é a inclusão da variável expecacional em relação à inflação fuura, Eπ + 1, no lugar da expecaiva passada, π. Ainda, observe que o coeficiene do hiao do produo λ é E 1 decrescene em relação ao grau de rigidezes dos preços e u represena os possíveis choques de ofera. Por fim, é necessário especificar uma regra de condua com base no insrumeno axa de juros em derimeno ao conrole de ofera de moeda. Nesse caso, os auores Clarida, Galí e Gerler (1999) apresenam uma inovação em relação à Regra de Taylor (1993) radicional, pois agora fica explício na equação da regra de condua o papel primordial das expecaivas inflacionárias. * i ( Eπ + 1 π ) = α + γ π + γ x x Como desacado pelos auores, essa regra de políica moneária responde à inflação esperada, ao invés de se concenrar em esimaivas da inflação passada. Porano, essa regra de Taylor é consisene com as equações apresenadas aneriormene. 3. Evidências Empíricas da Esimação de Funções Reação Um dos rabalhos seminais sobre as auais regras de políica moneária com meas de inflação é Taylor (1993), desacando a deerminação da axa de juros como insrumeno para se aingir a mea, segundo a qual os policymakers idenificam as variáveis relevanes para a esabilidade de preços da economia, e agem de forma a alerar a axa de juros em reação a mudanças de comporameno em ais variáveis para aquela economia. Enão, Taylor (1993) apresenou uma função de reação linear simples enre o comporameno da axa de juros dos Esados Unidos, no período de 1987 a 1992, e o desvio da inflação em relação a uma inflação de equilíbrio (ou mea) e ao desvio do produo real em relação ao seu nível poencial. Essa relação linear pode ser expressa como sendo: * * 0,5( ) 0,5( y ) π + + + π (6) i = r π (5) ϕ em que e = ( 1 ) consumo: Y e = ( i E π+ 1 ) + E ( y + 1 e + 1) log G Y é obida de forma exógena. Assim, usando a definição de hiao de produo e fazendo g = ( Z + 1 e + 1) é possível chegar à equação (2).
Em que i é a axa de juros dos Fundos Federais Americanos; r * a axa de juros de equilíbrio; π a axa de inflação (medida pelo deflaor do PIB); π* a mea de inflação; e y o desvio percenual do produo real em relação ao hiao do produo. Assim, os resulados obidos dessa relação linear aponam um grau de ajusameno muio próximo à axa de juros que esava em vigor na economia nore-americana no período de 1987 a 1992. Noe que, o rabalho apona como uma mea ou inflação de equilíbrio uma axa de 2% e o Banco Cenral Americano (FED) responde aos desvios da inflação correne em relação à inflação de equilíbrio e do produo, com base no procedimeno comporamenal backward looking. Apesar de sua noória conribuição, a regra de Taylor (1993) carecia de um procedimeno expecacional para medir a visão do presene sobre as condições fuuras da economia, fundamenadas na proposição forward-looking. Para suprir essa deficiência, inúmeros rabalhos modificaram ligeiramene a função de reação de Taylor. Enre os rabalhos pioneiros, Judd e Rudebusch (1998) esimaram uma função de reação para o FED no período correspondene a rês diferenes presidenes insiucionais, sem levar em consideração o curo de período de Miller (1978 a 1979). O objeivo dessa esimação era avaliar a hipóese se a roca de diferenes presidenes alerava a condua do insrumenal de políica moneária. Os auores subdividiram a amosra em rês pares: o período cuja gesão esava a cargo de Arhur Burns (1971:Q1 a 1978:Q1), Paul Volcker (1979:Q3 a 1987:Q2) e Alan Greenspan (1987:Q3 a 1997:Q1). A primeira especificação uilizou a regra original de Taylor e os resulados observados foram que, a Regra de Taylor se ajusa muio bem aos resulados efeivos na gesão Greenspan, ou seja, houve uma reduzida axa de inflação. Para o período Volcker, os auores sumarizam que os valores observados na axa de juros com o modelo foram maiores que os juros observados na gesão de Paul Volcker. Desse modo, os auores sugerem a seguine inerpreação, que o FED no período de 1979 a 1987 eve uma posura muio agressiva, acarreando em queda acenuada das axas de inflação no período. E por fim, no período Burns, os pesquisadores verificaram que os valores da axa de juros ficaram abaixo dos valores sugeridos pela regra, fao confirmado pela elevada axa de inflação do período. Porém, Judd e Rudebusch (1998) comenam que, apesar da boa aderência da Regra de Taylor, principalmene no período Greenspan, inúmeros bancos cenrais, enre eles o FED, não reagem de maneira insanânea seu insrumeno, a axa de juros. Desse modo, os auores sugerem a seguine especificação: i = γα γ i + γ ( + 1 ) π + γ λ2 y + λ3 y + ρ i 1 1 λ (7) 1 1 Ainda cabe desacar que essa função de reação foi esimada via méodo dos mínimos quadrados ordinários (MQO) e os dados das variáveis esimadas inham periodicidade rimesral. Feio isso, os resulados obidos pelos auores esão descrio a seguir. Para o período Greenspan, o coeficiene do hiao do produo defasado não foi significaivo. Já o coeficiene para medir o ajuse da axa de juros efeiva à mea de juros do FED o foi. O valor verificado foi de 0,42, conribuindo para os auores afirmarem que exisiu suavização, ou que a condua foi realizada de forma gradual. Sobre o coeficiene do desvio da inflação, em orno de 0,54, foi próximo ao valor posulado pela regra de Taylor. E, por úlimo, o coeficiene que mede o hiao do produo apona que os juros respondem à variação do hiao do produo em relação ao seu valor absoluo. Para o período Volcker, os valores esimados são superiores aos juros esimados pela regra, sugerindo uma posura agressiva do período no combae à inflação, fao que pode ser associado ao coeficiene de suavização ou de ajuse da axa de juros que não é significaivo e aos coeficienes relacionados ao hiao do produo que são significaivos. E, por fim, no período Burns os valores esimados esão abaixo ao sugerido pela regra, fao que corrobora com a elevada axa de inflação do período. Clarida, Galí e Gerler (2000) esimam uma função de reação forward-looking para o período pós-guerra para a economia dos Esados Unidos. O objeivo foi avaliar a condua dos policymakers
anes e depois da era Volcker, em 1979. Desse modo, a função de reação básica oma a axa de juros como dependene do desvio da inflação esperada em relação à mea, bem como do hiao do produo. A especificação segue uma relação linear do ipo: * * { } r = r + + { Ω } β * E π, k \ Ω π γe X, q \ (8) Em que = * r denoa axa nominal de juros no período ; π denoa a mudança percenual do nível de, k preços enre o período e +k; π * é a mea de inflação; X é a medida da proporção enre o hiao, q do produo enre o período e +q; E é o operador expecacional; o conjuno informacional; e Ω r * é a axa de juros desejada quando a inflação e o produo não sofrem desvios ou a axa de juros de equilíbrio. Os auores indicam que o comporameno da axa de juros é medido pelo sinal e magniude de dois coeficienes ( β ) e ( γ ). Ainda Clarida Galí e Gerler (2000, p.153) aponam algumas limiações da especificação da função de reação do ipo (8): i) a especificação assume uma modificação insanânea da axa de juros e ignora uma endência aual das principais funções de reação de suavização na mudança na axa de juros; ii) reflee uma mudança sisemáica na condua da políica moneária do FED em resposa às condições econômicas; e iii) assume que o FED em conrole oal sobre a axa de juros, em manê-la em orno de um nível desejado. Dessa forma, os auores relaxam ais suposições por um procedimeno de ajusameno da axa de juros esimando a seguine função de reação: * * r = ( 1 ρ ){ ( β ) π βπ γ } ρ( ) r 1 + + k X + L q r +,, 1 ε (9) Para esimar os parâmeros ( α, β, γ, ρ ), os auores usaram o méodo generalizado dos momenos, subdividindo o experimeno em dois blocos: o primeiro enre os anos de (1960:1 e 1979:2) incluindo o mandao dos seguines Chairmans do FED, William M. Marin, Arhur Burns e G. William Miller. O segundo bloco esá concenrado enre os anos (1979:3 e 1996:4), correspondendo aos seguines Chairmans do FED, Paul Volcker e Alan Greenspan. Os resulados enconrados podem ser sineizados da seguine forma: i) os auores confirmaram uma relação sisemáica enre a axa de juros e as variáveis de expecaivas sobre a axa de inflação e o produo, ou seja, a especificação forward-looking sugerida é robusa; ii) os auores idenificaram mudanças significaivas na condua de políica moneária enre os períodos pré e pós 1979; iii) a esimaiva para o coeficiene ( β ) associado com a inflação esperada é significane nos dois períodos, porém abaixo da unidade no período anerior a Volcker, em orno de 0,83, e maior que a unidade para o período Volcker Greenspan, de 2,15; iv) o coeficiene ( γ ) relacionado ao hiao do produo é significaivo em ambos os períodos, mas de maneira pífia no período Volcker-Greenspan; e, v) o coeficiene ( ρ ) responsável para capar o efeio da suavização da condua do insrumenal juros confirma que o FED vem realizando uma condua de suavização do insrumeno juros em ambos os períodos. Assim, em ermos gerais, auores concluem que, na era Pré-Volcker, o FED esava aumenando a axa de juros de maneira menos severa que o aumeno da expecaiva de inflação. Porém, no período Volcker-Greenspan, o FED aumenou a axa de juros de maneira mais inensa em resposa a sucessivos repiques nas expecaivas de inflação, ou seja, os auores posulam que nas duas úlimas décadas o FED vinha agindo de maneira enérgica, no inuio de combaer a inflação e seus repiques. Em relação ao Brasil, vários rabalhos realizaram esimações de funções de reação para capar o comporameno da auoridade moneária na condua da políica moneária, à luz da mariz eórica do novo consenso macroeconômico. Porém, cabe mencionar a exisência de alguns rabalhos para o período anerior ao regime de meas de inflação 2. 2 Enre os rabalhos podemos desacar Garcia, Medeiros e Salgado (2002). Moneary Policy during Brazil s Real Plan: Esimaing he Cenral Bank s Reacion Funcion. Texo para Discussão, n. 18/2002, USP.
Minella, Freias, Goldfajn e Muinhos (2002) esimaram funções de reação para invesigar o efeio calendário, incorporando uma média ponderada dos desvios das expecaivas em relação à inflação presene e fuura. O grande objeivo dessa função de reação era explicar que, na medida em que os meses avançam, o peso e a imporância do desvio da inflação esperada em relação à mea do presene ano vão perdendo relevância em relação aos mesmos desvios, porém ganhando agora em relação ao ano seguine. O procedimeno de cálculo do desvio da expecaiva de inflação da sua mea presene e fuura é obido de acordo com a formulação que segue. Assim, os auores inserem essa nova variável na seguine função de reação: i = ( ) i ( X D j) 1 φ 1 + β α 0 + γ 1 + β + 1 V (10) Em que D j é o desvio enre a inflação esperada em relação à mea de inflação; e a axa de juros nominal é função do hiao do produo defasado e da axa de juros defasada. A função de reação (10) foi esimada para o período de julho de 1999 a junho de 2002. Dessa forma, os principais resulados obidos foram: i) o BCB ajusa a axa de juros de maneira gradual, fao consolidado pelo valor do coeficiene de suavização em orno de 0,8; ii) o coeficiene do hiao do produo não é significaivo esaisicamene quando se uilizou as expecaivas de inflação de mercado e possui sinal inverido quando se uiliza as expecaivas de inflação do BCB; iii) o valor do coeficiene dos desvios das expecaivas de inflação em relação à mea de inflação são bem superiores à unidade; iv) quando se insere a axa de câmbio, a mesma não é significaiva. Porano, os auores aponam que, no período, o BCB apresenou uma posura forwardlooking, ou seja, respondendo de forma rápida aos desvios das expecaivas de inflação em relação à mea previamene esabelecida. Freias e Muinhos (2002) esimam um modelo baseado em rês equações, cuja esruura é bem próxima às recomendações do marco eórico do novo consenso macroeconômico. As equações são uma curva IS, uma curva de Phillips e uma regra a la Taylor, que pode ser dividida em duas, uma regra de Taylor radicional e uma regra denominada de regra óima. Em geral, os resulados foram: i) a axa de juros afea de forma negaiva o hiao do produo com defasagem de um período; ii) o hiao do produo afea a axa de inflação com defasagem de um período; iii) a políica moneária afea a inflação com uma defasagem de dois períodos rimesrais; iv) em relação à curva de Phillips, uma desvalorização cambial exerce efeio direo sobre a axa de inflação; e por fim, v) em relação às regras esimadas, os auores aponam que a regra básica de Taylor apresena resulados favoráveis como à obida via uma regra óima. Na mesma linha, Almeida, Peres, Souza e Tabak (2003), uilizando écnicas de programação dinâmica, derivam uma regra óima para a condua da políica moneária, com uma curva IS, uma curva de Phillips e uma função de reação para uma economia fechada e para uma economia abera. As esimaivas são realizadas para o período de 1994 a 2001. Os resulados obidos sugerem que o BCB, quando não leva em consideração o reso do mundo, em que calibrar a axa de juros de maneira inensiva para coner a elevação da inflação em comparação aos países desenvolvidos; porém, quando a regra considera o câmbio, os auores sugerem que os cusos para debelar a inflação são menores em comparação com uma economia fechada. Holland (2005) verifica empiricamene o funcionameno do regime de meas de inflação, analisando se os países emergenes, especificamene o Brasil, respondem aos choques de câmbio via sua função de reação. Inspirado no rabalho de Clarida, Galí e Gerler (1998), o auor sumariza que a axa de juros é uma função da expecaiva de inflação, do hiao do produo e da axa de câmbio, como pode ser viso na seguine equação: i = φ[ α + βe [ ] [ X ] [ Z ] ( ) π \ + E + E + n i + + Ω γ \ Ω ζ \ Ω 1 φ 1 V (11) Os dados são mensais e correspondem ao período de 1999:07 a 2005:01 e a meodologia uilizada foi o méodo generalizado dos momenos (GMM). Os resulados obidos foram que o BCB em uma posura agressiva em relação à inflação. Sobre o hiao do produo, o valor do coeficiene do hiao do produo é negaivo, logo são conrários aos relaados pela eoria econômica. Uma explicação apresenada é a crise energéica e, por fim, a depreciação cambial não é significaiva, indicando que a políica moneária não responde à depreciação na axa de câmbio.
Ainda, Furlani, Porugal e Laurini (2008), com base nos modelos DSGE-dynamic sochasic general equilibrium models, na versão de Galí e Monacelli (2005), esimam uma função de reação para o Banco Cenral do Brasil, uilizando o méodo bayesiano, para invesigar se BCB alera a condua da políica moneária devido a mudanças na axa de câmbio. Os resulados coadunam aos aponados pela lieraura, ou seja, são coerenes com o regime de meas de inflação, bem como o BCB reage foremene à variável hiao do produo. Sobre a reação do BCB a variável axa de câmbio, usando faores bayesianos, os auores sugerem que não há mudanças na condua da políica moneária devido a mudanças na axa de câmbio. 4. Meodologia Empírica para a Análise da Roaividade na Função de Reação com Meas A análise empírica, proposa com o objeivo de buscar as iner-relações enre as variáveis macroeconômicas do modelo eórico, pode ser realizada por meio da economeria de séries emporais. Esse procedimeno economérico é padrão nos rabalhos empíricos. A primeira suposição a ser desacada é se as séries envolvidas são esacionárias, apresenando caracerísicas como, suas médias, variâncias e co-variâncias independenes do período de empo em que sejam medidas. Porém, em um primeiro exame do comporameno das séries emporais econômicas, é comum a ocorrência de endência emporal esocásica, analogamene as séries cosumam apresenar endência ascendene ou descendene ao longo do empo, ou seja, as séries são não esacionárias em nível. A não esacionariedade de algumas séries emporais, denominadas como séries que apresenam raiz uniária, em como caracerísica a presença de uma fore auocorrelação residual, a qual irá provocar um viés no desvio-padrão dos parâmeros esimados na regressão, ocasionando esaísicas R 2, F e não confiáveis, invalidando as inferências esaísicas e resulando em regressões espúrias (Greene, 2003). 4.1. Teses de Raiz Uniária Nos rabalhos empíricos de séries emporais, os eses padrões para deecar a presença de raiz uniária são os eses de Dickey-Fuller (DF), Dickey-Fuller Aumenado (ADF), Tese Phillips- Perron (PP). Enders (1995, p. 226) desacou fragilidade nos eses DF, pois... he Dickey-Fuller es considers only a single uni roo, que é somada ao fao dese sempre considerar os resíduos como sendo ruído branco. Dessa forma, quando o ermo esocásico é auocorrelacionado, orna-se padrão uilizar o ese ADF, pois, como sugere Enders (1995), esse inclui nas especificações do DF mais ermos defasados para as variáveis explicaivas, de modo que o ermo esocásico orne-se serialmene independene ou não-correlacionado. Assim, a inclusão dos ermos defasados gera as seguines equações: y = γ y + p + β y i i ε (12) 1 + 1 i = 2 y = a + γ y + β y + i ε p 0 (13) 1 i + 1 i = 2 y = a + γ y + a + β y + 2 i ε p 0 (14) 1 i+ 1 i = 2 Nas equações (12), (13) e (14), p represena o número de defasagens necessárias para ornar o ermo de erro serialmene independene. No enano, o eso ADF segue o procedimeno do ese DF, uma vez que seus valores críicos são os mesmos do ese DF, somado que a regra de decisão para a hipóese nula é a presença de raiz uniária ou não esacionariedade, enquano a hipóese alernaiva é a esacionariedade da série. Ouro ese muio uilizado na lieraura de séries emporais é o ese de Phillips Perron (PP). O ese PP é caracerizado como sendo mais robuso, pois em a vanagem de permiir que os resíduos sejam auocorrelacionados, fracamene dependenes e heerogeneamene disribuídos. Cabe ainda desacar que as formas funcionais dos eses e os valores críicos seguem o padrão dos eses DF e ADF, porém no ese PP usa-se a esaísica do Tese Z (Enders, 1995).
4.2. Modelo de Veores Auo-Regressivos (VAR) Em muias siuações, exise uma fore inerdependência enre as séries emporais em esudo e várias ouras séries emporais, de modo que as previsões baseadas em apenas uma única série emporal se ornam alamene insaisfaórias (Marques, 1998). Nesse ínerim, é de se esperar que seja possível melhorar a qualidade das previsões de uma deerminada série emporal, não apenas com base em seus respecivos valores passados, mas ambém dos valores passados das ouras séries aponadas como relevanes ao seu comporameno, concomianemene, levando em cona o efeio feedback enre as variáveis. No inuio de capar esse efeio feedback, é necessário mensurar os modelos mulivariados ou veores auo-regressivos que envolvem a inerdependência enre um conjuno de variáveis ou séries relevanes para descrever o comporameno de um deerminado sisema. Diane dessa caracerísica dos modelos veoriais auo-regressivos (VAR), o veor é formado por um conjuno de variáveis que são dependenes de seus valores defasados e dos valores defasados das demais variáveis. Assim, odas as variáveis são consideradas como faores explicaivos das demais, logo odas as variáveis são consideradas endógenas. No inuio de esclarecer ais caracerísicas dos modelos VAR, Greene (2003) sineiza: i) méodo simples, não exigindo preocupação quano à deerminação da endogeneidade e exogeneidade das variáveis; ii) esimação simples, podendo ser usado mínimos quadrados ordinários; e iii) previsões melhoradas. Além disso, os ermos de erro (por exemplo, ε 1 e ε 2 ) são a composição dos dois choques, logo ε 1 e ε 2 apresenam ruído branco, e, enão exibirão média zero, variância consane e ausência de correlação serial. Porano, Enders (1995) propõe as equações, a seguir, como o VAR em sua forma padrão. y = a + a y + a + 10 11 1 12 1 ε (15) 1 a a y a Z Z Z = + + + 20 21 1 22 1 ε 2 (16) Enders (1995) ambém desaca a preocupação quano à especificação correa do modelo, no que ange ao número de defasagens e forma funcional. Assim sendo, o cuidado com o número de defasagens é de grande relevância, uma vez que inerfere no número de graus de liberdade das esimações. Desse modo, com o objeivo de deerminar correamene o número de defasagens, os eses Akaike Informaion Crierion (AIC) e o Schwarz Crierion (SC) são uilizados. Dessa forma, esima-se um modelo com várias ordens de defasagens, escolhendo aquele que apresene os menores valores para as esaísicas AIC e SC. Feios ais procedimenos, oura ferramena poderosa dos modelos VAR é a função impulso-resposa. Esa função em por inuio invesigar o desempenho isolado das variáveis diane de algum choque nas inovações ou resíduos do modelo. Enão, essa ferramena economérica permie averiguar o grau de sensibilidade das variáveis diane de um choque, porém permanecendo consanes as demais inovações. O insrumeno impulso-resposa mosra o inervalo de empo necessário para que os efeios de um dado choque se dissipem, fazendo com que a variável vole a sua rajeória naural de longo prazo caso o sisema seja esável (Enders, 1995). Por fim, ouro procedimeno advindo dos veores auo-regressivos é a decomposição da variância dos erros de previsão. Tal procedimeno permie expliciar a proporção dos movimenos gerados em uma variável à luz da ocorrência de um deerminado choque exógeno em si mesma e nas demais variáveis ao longo do empo. Ou seja, fornece informações em orno da imporância de uma deerminada variável nas alerações de oura variável do modelo VAR. 4.3. Tese de Causalidade de Granger Por vezes, o inuio é esar se uma deerminada variável ou grupo de variáveis desempenha algum papel na deerminação de ouras variáveis do sisema. Todavia, a economeria radicional envolve análise de regressão em que há dependência de uma variável com relação a ouras, porém a análise de regressão pura e simples não implica em causalidade (Carneiro, 1997). Assim, conforme
Kendall e Suar (1961) 3, ciado por (Carneiro, 1997), a idenificação de uma relação esaísica enre duas ou mais variáveis, por mais fore que seja, não pode esabelecer uma relação causal. Desse modo, em ermos economéricos orna-se muias vezes necessário definir um conceio de causalidade, o qual irá permiir idenificar o ipo de relação enre duas ou mais variáveis. Por conseguine, uma definição de causalidade que seja operacional e esável é a denominada na lieraura como Causalidade de Granger, ou relação de precedência. Tal causalidade é esada no conexo dos modelos VAR. Na visão de Marques (1998, p.162), Causalidade de Granger pode ser definida como: Diz-se que X causa Y no senido de Granger se os valores passados de X conribuem para melhorar as previsões do valor correne de Y, odo o reso consane. De forma análoga, Carneiro (1997) argumena que em deerminadas siuações, em que exisam duas variáveis do ipo X e Y, esas podem er um efeio múuo enre si, dependendo da esruura de defasagens enre elas. Porano, um pesquisador esá ineressado, na práica, em saber se X precede Y ou Y precede X, ou se X e Y ocorrem simulaneamene 4. No inuio de esclarecer o ese de causalidade de Granger, Carneiro (1997) supõe duas séries emporais, X e Y. As informações relevanes para a feiura do ese esão conidas exclusivamene nas séries de empo mencionadas. Assim, uma série de empo esácionária X causa, no senido de Granger, oura série esacionária Y, se melhores predições esaisicamene significanes de Y podem ser obidas ao incluirmos valores defasados de X aos valores defasados de Y. Porano, ao final do procedimeno, desde que o fuuro não possa predizer o passado, se a variável X Granger causa a variável Y, enão mudanças em X devem preceder emporalmene em Y. 4.4. Definição das Variáveis Macroeconômicas Nesse ópico serão definidas as variáveis a serem uilizadas na análise empírica. A esimação da função de reação para compreender a dinâmica de deerminação da axa de juros Selic será realizada para o período de janeiro de 2001 aé julho de 2008. Opou-se por esse período por dois moivos, quais sejam: i) desconsideram-se os dois primeiros anos do regime de meas de inflação, no inuio de analisar somene o inervalo no qual o regime já eseja consolidado como âncora da políica moneária; e ii) ouro faor deerminane na escolha do período foi a disponibilidade de dados sobre as expecaivas de inflação, que passaram a ser coleadas pelo BCB somene a parir de 2001, pois a análise do papel das expecaivas é um escopo cenral do rabalho. Taxa de Inflação (IPCA) - Represena a variação no nível de preços, que é a axa de inflação acumulada em 12 meses (IBGE), definida pelo COPOM como o índice de preços oficial do regime de meas de inflação. Expecaiva de Inflação do mercado (IPCA) - A variável expecaiva de inflação do mercado para o índice de preços oficial do regime, coleada pelo BCB e disponibilizada nos Relaórios Focus a parir de 2001. Taxa Nominal de Juros (LSELIC) - A axa nominal de juros é a axa de juros referencial Selic decidida pelo COPOM. Desvio das Expecaivas Inflacionárias (LDESVIO) - Variável obida pela diferença enre as expecaivas de inflação de mercado em relação à mea de inflação de um deerminado período. Roaividade (ROTADIR) - Variável dummy, cujo objeivo é capar o efeio da roaividade de pelo menos um membro do colegiado ou COPOM com direio a voo no período esipulado para o esudo. Assim, aribuiu-se Valor igual a zero (0) = Se não houve aleração dos Membros do Colegiado, Valor igual a um (1) = Se pelo menos um membro do colegiado foi subsiuído. Hiao do Produo - O hiao do produo indica a diferença enre o produo real aual e o produo poencial. O Produo Poencial foi calculado com base na endência da variável Índice da Produção 3 Para mais dealhes, ver Kendall, M.G; e Suar, A (1961). The Advanced Theory of Saisics. Charles Griffin Publisher, Nova York. 4 Carneiro (1997) ambém faz uma ressalva que o ermo Causalidade no senido esaísico não é sinônimo de endogeneidade, somado que é conveniene ano usar o ermo precedência quano o ermo causalidade, porém ese úlimo ermo esá crisalizado na lieraura.
Indusrial Indúsria Geral (IPI). Assim, o filro Hodrick-Presco (HP) foi aplicado sobre o IPI para deerminar sua endência. Uma vez obida a série de endência para represenar o produo poencial, o procedimeno para o cálculo da variável hiao do produo é: log (PIBR) log (Produo Poencial) ou log (PIBR) log (Tendência do IPI). Expecaiva do Hiao do Produo - A expecaiva do hiao do produo refere-se à expecaiva da diferença enre o produo real aual e o produo poencial. Como a regra de meas de inflação invesigada para a economia brasileira, para a aplicação do novo consenso macroeconômico, inclui o hiao do produo na função de reação do BCB, faz-se necessário enconrar oura variável que enha comporameno similar à do hiao do produo, porém não apresene esruura de erros correlacionados, para ober esimaivas dos parâmeros da função de reação não viesados. Enão, a expecaiva do hiao do produo uilizou em seu cálculo a diferença da expecaiva do mercado sobre as axas de crescimeno do PIB e a axa naural de crescimeno do PIB, para o respecivo período. No enano, a axa naural de crescimeno do PIB não esá disponível nas bases de dados macroeconômicos do Brasil. Assim, essa variável foi calculada com base na meodologia de inerpolação geomérica aplicada por Rober Gordon 5 (1990) para o produo real naural da economia americana. Os procedimenos de cálculos são os seguines: i) idenificar os picos da série de expecaivas do mercado sobre a axa de crescimeno do PIB; ii) calcular a axa de crescimeno enre os picos idenificados na série e disribuí-los linearmene em cada período exisene enre os picos; iii) aplicar a axa de crescimeno linear enre os picos da série, conforme o número de períodos (meses) observados. Em ermos maemáicos, uma vez idenificados os meses de picos, por exemplo, nos meses de 2004:03 e 2004:09, a axa de crescimeno de um período (q n ) do n ésimo período (Q n ) foi calculada como segue: 1/ 6 n 2004 : 3 n = Q q 1 n 2004 : 9 Q Em que 6 represena o número de meses enre os dois meses considerados como picos. 5. Apuração e Análise dos Resulados Economéricos 5.1. Esacionaridade das Séries A abela 1 resume os resulados obidos com os eses de Dickey-Fuller Aumenado e Phillips Perron (PP) para compuar se há raiz uniária nas séries. Conforme os resulados indicam, a única variável esacionária em nível é a expecaiva do hiao do PIB, as demais variáveis são esacionárias em primeira diferença. TABELA 1 - Teses de Raiz Uniária ORDEM DE INTEGRAÇÃO VARIÁVEL ADF PP LSELIC GAPPIB EXPGAP LDESVIO I(1) I(1) I(0) I(1) FONTE: Dados da pesquisa. Resulados do Eviews. I(1) I(1) I(0) I(1) 5 GORDON, R. J. (1990). Macroeconomics. 5 ed., Lile, Brocon, and Company, Boson, MA.
A parir de enão, as variáveis esacionárias em primeira diferença foram renomeadas para DLSELIC, DGAPPIB E DLDESVIO. Em seguida, vola-se para a esimação do VAR para esar o comporameno da função de reação do BCB. 5.2. Esimação do Modelo VAR Para capar a influência da roaividade dos direores do Comiê de Políica Moneária (COPOM) na função de reação a la Taylor (1993) para a economia brasileira, a especificação a ser esada na presene seção pode ser expressa da seguine forma: = α + β ( DLDESVIO) + γ ( DGAPIB) + δ ( EXPGAP) + ROTADIR i (17) Em que é a variação da axa básica Selic mensal; DLDESVIO é a primeira diferença da variável i que represena o desvio das expecaivas de inflação de mercado em relação à mea de inflação de um deerminado período ; DGAPPIB é a primeira diferença do hiao do produo; EXPGAP é a expecaiva do hiao do produo; e a variável ROTADIR é a variável dummy, cujo objeivo é capar o efeio da roaividade de pelo menos um membro do colegiado ou COPOM com direio a voo no período esipulado para o esudo. Primeiramene, o Tese de Exclusão de Defasagens foi realizado, Tabela (2), que uiliza a esaísica de Wald. Esse ese deerminou a exclusão das defasagens 5 e 6 das esimaivas do modelo VAR. TABELA 2 - Tese de Wald para Exclusão de Defasagens DLSELIC DLDESVIO DGAPPIB EXPGAP ROTADIR CONJUNTO Defasagem 1 40,56793 5,521006 26,38526 32,41573 3,096241 101,9069 [ 1,15e-07] [ 0,355648] [ 7,51e-05] [ 4,91e-06] [ 0,685151] [ 2,99e-11] Defasagem 2 12,77671 2,929113 4,932303 1,720861 2,549650 27,75419 [ 0,025564] [ 0,710914] [ 0,424198] [ 0,886261] [ 0,769000] [ 0,319293] Defasagem 3 4,792313 1,099301 11,39348 7,698174 7,828700 32,14623 [ 0,441749] [ 0,954166] [ 0,044113] [ 0,173673] [ 0,165932] [ 0,153824] Defasagem 4 11,49931 2,564279 24,82770 21,08259 8,835722 67,20657 [ 0,042331] [ 0,766785] [ 0,000150] [ 0,000781] [ 0,115799] [ 9,92e-06] Defasagem 5 2,377843 2,974035 9,251926 7,906206 5,446944 27,85283 [ 0,794769] [ 0,703989] [ 0,099428] [ 0,161481] [ 0,363799] [ 0,314673] Defasagem 6 10,86666 2,727801 4,159343 3,313048 3,937748 26,02274 [ 0,054089] [ 0,741863] [ 0,526710] [ 0,651845] [ 0,558413] [ 0,406386] Graus de liberdade 5 5 5 5 5 25 FONTE: Dados da pesquisa. Resulados do Eviews. Poseriormene, o ese de Causalidade de Granger foi efeuado, para idenificar a precedência emporal enre as variáveis da função de reação a ser esimada, quais sejam: variação da axa de juros Selic (DLSELIC); desvio enre as expecaivas de inflação de mercado em relação à mea de inflação de um deerminado período (DLDESVIO); variação do hiao do produo (DGAPPIB); expecaiva do hiao do produo (EXPGAP); e roaividade de pelo menos um membro dos direores do COPOM. Os resulados são mosrados na Tabela (3). Aqui, os eses são realizados com uma defasagem. Conforme Tabela (3), exise uma relação de precedência enre a variável (DLDESVIO) e a variação da axa de juros Selic (DLSELIC), ou seja, DLDESVIO causa no senido de Granger a DLSELIC. Todavia, a DLDESVIO não é Granger causada pela variação da axa de juros Selic. Porano, as variações na axa de juros se ajusam às variações nos desvios da inflação em relação à mea. Em relação ao hiao do produo (DGAPPIB) e a axa de juros Selic (DLSELIC), há uma relação de precedência enre ambas as variáveis, indicando uma simulaneidade enre as variáveis mencionadas, ou reciprocidade (feedback). Quano à relação de precedência enre a variação da axa de juros (DLSELIC) e a expecaiva do hiao do produo (EXPGAP), exise uma relação de precedência enre ambas. Apesar do
coeficiene da expecaiva do hiao na variação da axa de juros ser menor, exise relação de reroalimenação. E, por fim, há uma relação de precedência no senido de Granger enre a variável Roaividade dos direores do COPOM e a variação da axa de juros. Porém, a Roaividade (ROTADIR) não é Granger causada pela variação da axa de juros Selic, indicando uma relação conforme o esperado que corrobora à hipóese do rabalho. A rigor, a variação da axa de juros Selic causa a variação do hiao do produo e a expecaiva do hiao do produo, enquano que é causada por DLDESVIO, variação do hiao do produo, expecaiva do hiao do produo e pela roaividade dos direores do COPOM, quando se considera uma defasagem nas equações esadas. Feio isso, a Tabela (4) descreve as esimaivas do VAR da equação (17). TABELA 3 - Teses de Causalidade de Granger HIPÓTESE NULA PROBABILIDADE DLDESVIO não causa no senido de Granger DLSELIC 0,0685 DLSELIC não causa no senido de Granger DLDESVIO 0,5971 DGAPPIB não causa no senido de Granger DLSELIC 0,1335 DLSELIC não causa no senido de Granger DGAPPIB 4,E-06 EXPGAP não causa no senido de Granger DLSELIC 0,1217 DLSELIC não causa no senido de Granger EXPGAP 0,0573 ROTADIR não causa no senido de Granger DLSELIC 0,2102 DLSELIC não causa no senido de Granger ROTADIR 0,8735 DGAPPIB não causa no senido de Granger DLDESVIO 0,1090 DLDESVIO não causa no senido de Granger DGAPPIB 0,5083 EXPGAP não causa no senido de Granger DLDESVIO 0,0424 DLDESVIO não causa no senido de Granger EXPGAP 0,8478 ROTADIR não causa no senido de Granger DLDESVIO 0,6186 DLDESVIO não causa no senido de Granger ROTADIR 0,4140 EXPGAP não causa no senido de Granger DGAPPIB 0,7778 DGAPPIB não causa no senido de Granger EXPGAP 0,3170 ROTADIR não causa no senido de Granger DGAPPIB 0,4224 DGAPPIB não causa no senido de Granger ROTADIR 0,7889 ROTADIR não causa no senido de Granger EXPGAP 0,5814 EXPGAP não causa no senido de Granger ROTADIR 0,3439 FONTE: Dados da pesquisa. Resulados do Eviews. NOTA: Tese realizado com 1 defasagem. Nese modelo VAR, foram esadas duas variáveis dummies, para capar dois efeios específicos separadamene, as Eleições Presidenciais em 2002 e a Crise da Energia. No enano, ambas foram insignificanes. Todavia, essas dummies foram excluídas da esruura esimada, uma vez que, sua permanência afeava a esabilidade do modelo VAR. 6 Nesse ínerim, o modelo VAR esimado inclui as seguines variáveis: a axa de juros Selic (DLSELIC) como dependene; e independenes, o desvio da expecaiva de inflação em relação à mea pré-anunciada (DLDESVIO), o hiao do produo (DGAPPIB), a expecaiva do hiao (EXPGAP) e a roaividade dos direores do COPOM (ROTADIR). Assim, as esimaivas aponam a própria variação da axa de juros Selic (DLSELIC) na primeira, segunda, erceira e quara defasagem como significaivas para explicar as variações na axa de juros Selic. Enão, exise uma inércia na composição da axa de juros Selic na economia brasileira que conribui para sua permanência no empo. Já em relação à variável (DLDESVIO), sua esimaiva na segunda defasagem (dois meses) é significaiva para explicar as variações na axa de juros Selic. Isso significa que quando as expecaivas inflacionárias de mercado superarem a mea de inflação do BCB, no mês respecivo composa de forma a compará-la ao ano, a axa de juros Selic seria ajusada para cima, com uma 6 Como a variável que capa a roaividade de direores colegiados ambém uiliza variável dummy, é possível que eseja inerferindo nas esimaivas das dummies para os choques exógenos.
defasagem de dois meses. Noe que, as reuniões do COPOM ocorrem a cada 40 ou 45 dias, sugerindo que após cada reunião, as expecaivas do mercado sobre inflação esão reagindo. Além disso, variações período a período do hiao do produo (DGAPPIB) causam impaco significane na deerminação da axa de juros, em especial um mês e quaro meses aneriores. Ese resulado difere de ouros enconrados na lieraura, como por exemplo, Piza e Dias (2006). Da mesma forma, a segunda defasagem da variável (ROTADIR) explica as variações da axa de juros Selic. Noe que decorrem ambém dois meses aé que as expecaivas de mercado se desviem da mea. Ou seja, de acordo com os resulados, são necessários dois meses, após a primeira reunião em que paricipou o novo direor, para que o mercado perceba alguma influência de auação da roca de um direor específico sobre a deerminação da axa de juros básica. E, por fim, em relação à variável expecaiva do hiao do produo (EXPGAP), a mesma não é significaiva para explicar as variações na axa de juros Selic. A esaísica F para o modelo VAR sumarizado é significaivo com valor igual a 5,5 e um R 2 indicando que 63% da variação da axa de juros Selic é devida aos seus próprios valores defasados e aos valores defasados das demais variáveis. TABELA 4 - Esimaiva do Modelo VAR: Forma Reduzida DLSELIC DLDESVIO DGAPPIB EXPGAP ROTADIR DLSELIC(-1) -0.618978-0.257753-0.226398 0.231928 0.515693 (0.12849) (0.21880) (0.03886) (0.67921) (0.61336) [-4.81724] [-1.17805] [-5.82535] [ 0.34147] [ 0.84076] DLSELIC(-2) -0.215375 0.135538-0.046322-0.552052-0.900217 (0.14605) (0.24870) (0.04418) (0.77204) (0.69720) [-1.47463] [ 0.54499] [-1.04857] [-0.71506] [-1.29120] DLSELIC(-3) 0.348143-0.087941 0.094346-0.400927 0.599866 (0.14513) (0.24713) (0.04390) (0.76717) (0.69280) [ 2.39879] [-0.35585] [ 2.14923] [-0.52261] [ 0.86586] DLSELIC(-4) 0.334672-0.222534 0.094145-1.764631-0.814736 (0.13011) (0.22156) (0.03935) (0.68778) (0.62110) [ 2.57216] [-1.00441] [ 2.39223] [-2.56570] [-1.31176] DLDESVIO(-1) 0.089712-0.073497-0.034874 0.116569-0.478942 (0.07247) (0.12340) (0.02192) (0.38306) (0.34592) [ 1.23799] [-0.59562] [-1.59107] [ 0.30431] [-1.38453] DLDESVIO(-2) 0.141109-0.122453-0.007693 0.264654-0.267695 (0.07574) (0.12898) (0.02291) (0.40038) (0.36157) [ 1.86296] [-0.94942] [-0.33580] [ 0.66100] [-0.74037] DLDESVIO(-3) 0.123108-0.121444 0.019118 0.316318 0.187239 (0.07781) (0.13249) (0.02353) (0.41129) (0.37142) [ 1.58220] [-0.91661] [ 0.81233] [ 0.76908] [ 0.50411] DLDESVIO(-4) 0.022277-0.110917-0.024864 0.188409-0.270102 (0.07594) (0.12932) (0.02297) (0.40144) (0.36253) [ 0.29333] [-0.85770] [-1.08242] [ 0.46933] [-0.74505] DGAPPIB(-1) -0.881697 1.414765 0.098753-2.620205 0.477567 (0.40408) (0.68806) (0.12222) (2.13595) (1.92889) [-2.18200] [ 2.05615] [ 0.80800] [-1.22672] [ 0.24759] DGAPPIB(-2) 0.553020-0.638802-0.164461-1.895635 4.528962 (0.39733) (0.67657) (0.12018) (2.10028) (1.89668) [ 1.39184] [-0.94417] [-1.36848] [-0.90256] [ 2.38784] DGAPPIB(-3) -0.200037-0.170360-0.174785-4.247302-4.384489 (0.42603) (0.72545) (0.12886) (2.25200) (2.03369) [-0.46954] [-0.23484] [-1.35640] [-1.88602] [-2.15593] DGAPPIB(-4) -1.183717 0.856612-0.423017 2.757055 0.864801
(0.40394) (0.68782) (0.12218) (2.13520) (1.92821) [-2.93046] [ 1.24540] [-3.46236] [ 1.29124] [ 0.44850] EXPGAP(-1) 0.013953 0.057037 0.005432 0.749054-0.031391 (0.01859) (0.03165) (0.00562) (0.09826) (0.08873) [ 0.75066] [ 1.80205] [ 0.96617] [ 7.62357] [-0.35378] EXPGAP(-2) -0.000477-0.005564 0.009789 0.044886-0.033545 (0.02416) (0.04114) (0.00731) (0.12772) (0.11534) [-0.01974] [-0.13524] [ 1.33941] [ 0.35143] [-0.29083] EXPGAP(-3) -0.000799-0.002936-0.024093 0.321339-0.205113 (0.02427) (0.04133) (0.00734) (0.12829) (0.11586) [-0.03291] [-0.07104] [-3.28207] [ 2.50474] [-1.77042] EXPGAP(-4) -0.004704 0.002329 0.008276-0.402300 0.273703 (0.01936) (0.03297) (0.00586) (0.10236) (0.09243) [-0.24293] [ 0.07062] [ 1.41307] [-3.93044] [ 2.96111] ROTADIR(-1) -0.019468-0.019201 0.003580 0.282029 0.068567 (0.02468) (0.04203) (0.00747) (0.13048) (0.11783) [-0.78870] [-0.45683] [ 0.47951] [ 2.16149] [ 0.58191] ROTADIR(-2) 0.042079-0.041292 0.006668 0.090519-0.007066 (0.02345) (0.03993) (0.00709) (0.12396) (0.11194) [ 1.79436] [-1.03408] [ 0.94006] [ 0.73023] [-0.06312] ROTADIR(-3) -0.007401-0.010004 0.002546 0.017613-0.203946 (0.02308) (0.03929) (0.00698) (0.12198) (0.11016) [-0.32072] [-0.25459] [ 0.36472] [ 0.14439] [-1.85140] ROTADIR(-4) -0.030977-0.017530 0.006600 0.336255 0.057842 (0.02362) (0.04022) (0.00714) (0.12485) (0.11274) [-1.31155] [-0.43587] [ 0.92391] [ 2.69332] [ 0.51304] C 0.005572 0.076379-0.007823-0.485331 0.227690 (0.02095) (0.03567) (0.00634) (0.11073) (0.10000) [ 0.26598] [ 2.14120] [-1.23474] [-4.38289] [ 2.27694] R-squared 0.628877 0.212991 0.629017 0.785447 0.292875 F-saisic 5.507212 0.879559 5.510514 11.89774 1.346076 FONTE: Resulados da pesquisa. NOTA: As defasagens desacadas em negrio são esaisicamene significanes, n=84. Em seguida, para confirmar a confiabilidade do modelo esimado, os eses de normalidade dos resíduos do VAR e esabilidade do modelo VAR são apresenados. O ese de normalidade dos resíduos foi efeuado aravés do ese qui-quadrado (χ 2 ) de Jarque-Bera. Como demonsrado pela Tabela (5), exise baixa probabilidade de que os resíduos da primeira equação do VAR sejam normais. TABELA 5 - TESTE χ 2 (2) DE JARQUE-BERA Componenes Jarque-Bera Probabilidade 1 6,102455 0,0473 2 218,2435 0,0000 3 9,003404 0,0111 4 3,459795 0,1773 5 10,78409 0,0046 Conjuno 247,5932 0,0000 FONTE: Dados da pesquisa. Resulado do Eviews. Por sua vez, o ese de esabilidade do VAR indicou que o modelo saisfaz a condição de esabilidade. Ou seja, o modelo é esável, já que odas suas raízes êm módulo menor que a unidade, enconrando-se denro do círculo uniário, como mosra a Figura (1).
1.5 Inverse Roos of AR Characerisic Polynomial 1.0 0.5 0.0-0.5-1.0-1.5-1.5-1.0-0.5 0.0 0.5 1.0 1.5 FIGURA 1 - Tese de Esabilidade do VAR Após a esimação do modelo e a realização dos eses complemenares, pare-se para a inerpreação do modelo VAR aravés de indicadores adicionais, ais como análise impulso-resposa e decomposição da variância. 5.3. Análise da função de impulso-resposa e decomposição da variância Como desacado, a análise do insrumenal impulso-resposa em como objeivo visualizar a resposa de uma deerminada variável a um choque. Se duas variáveis esão correlacionadas no empo, de al forma que exisa uma relação esável enre ambas, espera-se que um choque sobre uma das variáveis se propague sobre a oura variável. Ese choque é chamado de inovação ou impulso. A Figura (2) apresena o comporameno da variação da axa de juros Selic diane de impulsos nas demais variáveis do VAR, enre 1 e 12 meses, considerando o impulso, ou uma inovação, do amanho de dois desvios-padrão ( ± 2 s.d.). FIGURA 2 - Resposa da Taxa de Juros Selic a Choques nas Variáveis do VAR Conforme Figura (2), a resposa da variação da axa de juros para inovações na própria axa de juros apresena oscilações enre efeios negaivos e posiivos aé o oiavo mês, e poseriormene, se esabiliza, mosrando novamene uma inércia na axa Selic a parir do segundo período. Em relação à resposa da variação da axa de juros ao desvio das expecaivas da mea (DLDESVIO), há impaco posiivo no segundo mês, permanecendo esável aé o quaro mês e poseriormene sofrendo ouro impaco posiivo no sexo mês, se esabilizando novamene. Enão, se as expecaivas inflacionárias se desviarem da mea esipulada pelo COPOM, a axa de juros reage aumenando acima da média nos primeiros quaro meses, o que causa um impaco negaivo sobre a própria axa Selic no quino mês, volando a reagir para cima em seis meses poseriores. Esse comporameno afirma o compromisso dos policymakers com a hipóese forward-looking, uma vez que, os desvios da expecaiva de inflação em relação à mea pré-anunciada ocasionam uma calibração da axa de juros por pare do Banco Cenral, no inuio de miigar ais desvios expecacionais. Sobre resposa da axa de juros a inovações no hiao do produo, a axa de juros sofre oscilações no segundo e novamene no sexo mês, de forma que al impaco represena a preocupação dos policymakers aos desvios do produo ao produo poencial e à aividade econômica, apesar de pouco expressivo.
Em relação à resposa da variação da axa de juros à expecaiva do hiao do produo, esa é pouco significaiva. Ademais, a resposa da variação da axa de juros à roaividade dos direores do COPOM é relaivamene baixa nos primeiros dois meses, e pouco mais expressiva ao final do primeiro rimesre. No enano, isso indica que a axa de juros Selic responde de maneira pouco significaiva à roca de pelo menos um direor do Comiê de Políica Moneária. Provavelmene, isso decorre do fao de que, no período esipulado para análise, somene em rês ocasiões houve a subsiuição de mais de um Direor. Uma em 2002, de dois direores, e em 2007, rês direores inercalados enre os meses de março, abril e maio e, ainda, nos meses de dezembro do mesmo ano e janeiro de 2008, dois Direores com direio a voo nas reuniões do colegiado. Com o objeivo de complemenar a análise de impulso e resposa, a decomposição da variância dos erros de previsão permie quanificar o peso de cada uma das variáveis explicaivas na deerminação da variância do erro de previsão da axa de juros (DLSELIC) para um deerminado período de empo conforme a Tabela (6). Conforme os resulados abelados na Tabela (6), a análise da decomposição da variância do erro de previsão mosra que grande pare da variância na axa de juros Selic se dá em funções de choques em si própria, com valor máximo em orno de 93,6% no segundo período. Esse resulado afirma o elevado faor inercial da axa de juros Selic. Porém, essa fore paricipação é minimizada ao longo do período aé esabelecer o valor de 71,8% no décimo segundo período. Desse modo, pode-se inferir que a axa de juros passou a responder de maneira mais parcimoniosa às pressões ou a choques de ouras variáveis macroeconômicas. No que oca à variável (DLDESVIO), a decomposição da variância afirma a baixa significância dessa variável na deerminação da variação período a período da axa de juros Selic, como pode ser confirmado pelo seu valor máximo em orno de 5,35%, passados 11 meses. Noe que, durane 2001 a 2003, a economia brasileira enfrenou graves consrangimenos, ano exernos como inernos, levando o Banco Cenral do Brasil a adoar o regime de meas de inflação ajusada. Com essa aleração, os policymakers desilaram mais aenção ao produo e à aividade econômica, elemeno que reforça a flexibilidade do regime de meas de inflação na economia brasileira, uma vez que sua preocupação em al cenário é mais focada no produo, sem levar a uma perda da credibilidade da condua de políica moneária, como ambém apona a variável DGAPPIB. TABELA 6 - Decomposição da Variância do Erro de Previsão para a Taxa de Juros Selic Período Desvio Padrão Proporção da variância devida a choques (%) DLSELIC DLDESVIO DGAPPIB EXPGAP ROTADIR 1 0,080695 100,0000 0,000000 0,000000 0,000000 0,000000 2 0,101018 93,96561* 1,563181 3,761894 0,193864 0,515446 3 0,113282 85,82316 2,816771 7,704793 0,337948 3,317330 4 0,115139 83,16407 2,746817 8,664117 0,331205 5,093795 5 0,118849 79,38988 2,654458 10,91607 2,094340 4,945246 6 0,123597 76,92769 4,559221 10,74018 3,023166 4,749741 7 0,125503 75,93764 4,796510 10,82240 3,672452 4,771000 8 0,126609 74,68564 4,762857 10,82314 4,953773 4,774589 9 0,127468 73,68470 4,859779 11,09250* 5,548396 4,814622 10 0,128712 72,58714 5,312530 11,06165 6,131856 4,906823 11 0,128916 72,36707 5,356799* 11,03007 6,143583 5,102478 12 0,129417 71,83732 5,323635 10,94775 6,696164* 5,195128* FONTE: Dados da pesquisa. Resulados do Eviews. Sobre a resposa de variações do hiao do produo (DGAPPIB), a decomposição da variância afirma uma paricipação aiva dessa variável na deerminação da variação da axa de juros Selic. Fao que pode ser visualizado no valor máximo obido em orno de 11,01% no nono mês de análise. Essa análise reforça os resulados do impulso-resposa, em desacar o papel do hiao do produo na função de reação por pare dos policymakers. Ou seja, a variação do hiao é a segunda variável mais imporane para explicar a deerminação da axa de juros Selic, o que realça a preocupação do Banco
Cenral do Brasil com o produo em período adverso, ao invés de almejar a mea de inflação anunciada previamene. Tal resulado vem complemenar a ouras esimaivas obidas para a economia brasileira sobre o papel do hiao do produo. Ainda cabe desacar o papel de duas variáveis. A expecaiva do hiao do produo foi pouco significaiva, aingindo valor máximo em orno de 6,7% no úlimo mês de análise, porém al valor é superior aos esimados para a variável (DLDESVIO). E, por fim, cabe desacar a baixa significância da variável (ROTADIR) em explicar a variação da axa de juros, aingindo valor máximo de 5,2% no úlimo mês de análise. Dessa forma, a roca de pelo menos um direor do COPOM com direio a voo nas reuniões periódicas afea de forma menos relevane que as demais variáveis a deerminação da axa de juros Selic pelo Banco Cenral do Brasil, mais uma vez demonsrando alguma esabilidade nas decisões do COPOM. Dando coninuidade aos experimenos economéricos realizou-se o ese de Causalidade de Granger para as variáveis em bloco, com inuio de verificar se alguma das variáveis incluídas no modelo VAR como endógena poderia ser considerada exógena. Os resulados obidos enconram-se resumidos na Tabela (7). TABELA 7 - Tese de Exogeneidade em Bloco: Granger Variável dependene : DLSELIC Excluída Qui-quadrado Graus de liberdade Probabilidade DLDESVIO 6,075616 4 0,1936 DGAPPIB 15,32576 4 0,0041 EXPGAP 1,041264 4 0,9035 ROTADIR 5,289493 4 0,2589 Toal 37,68538 16 0,0017 Variável dependene: DLDESVIO Excluída Qui-quadrado Graus de liberdade Probabilidade DLSELIC 3,984585 4 0,4081 DGAPPIB 5,765041 4 0,2174 EXPGAP 6,811554 4 0,1462 ROTADIR 1,485285 4 0,8292 Toal 15,43304 16 0,4932 Variável dependene: DGAPPIB Excluída Qui-quadrado Graus de liberdade Probabilidade DLSELIC 42,36452 4 0,0000 DLDESVIO 5,132573 4 0,2740 EXPGAP 12,11503 4 0,0165 ROTADIR 1,959223 4 0,7433 Toal 73,39138 16 0,0000 Variável dependene: EXPGAP Excluída Qui-quadrado Qui-quadrado Probabilidade DLSELIC 7,314703 4 0,1202 DLDESVIO 0,993077 4 0,9108 DGAPPIB 10,14240 4 0,0381 ROTADIR 10,43594 4 0,0337 Toal 26,00058 16 0,0540 Variável dependene: ROTADIR Excluída Qui-quadrado Qui-quadrado Probabilidade DLSELIC 5,706122 4 0,2222 DLDESVIO 3,504244 4 0,4772 DGAPPIB 9,220733 4 0,0558 EXPGAP 9,731448 4 0,0452 Toal 23,62253 16 0,0981
O Tese de Causalidade em Bloco permie verificar para a equação do VAR, que em a axa de juros (DLSELIC) como variável dependene, se as variáveis DLDESVIO, DGAPPIB, EXPGAP e ROTADIR, consideradas como endógenas, podem ser exógenas. Conforme Tabela (7), quando consideradas em conjuno, as variáveis que compõem a equação são endógenas, em virude da probabilidade de serem exógenas é inferior a 1%. Acresce a isso, quando consideradas individualmene, a variável EXPGAP pode ser considerada exógena. 6. Considerações Finais Ese rabalho discue a aual condua de políica moneária adoada no Brasil denro do conexo do novo consenso macroeconômico. Dessa forma, o esudo invesiga a deerminação da axa de juros na condua de políica de meas de inflação na economia brasileira, com a hipóese de que a roaividade dos Direores Colegiados do Comiê de Políica Moneária (COPOM) possa inerferir na calibração do principal insrumeno da políica, a axa de juros, no período de 2001 a 2008. Assim, os resulados posulam significância relaivamene baixa da variável dummy ROTADIR, o que sugere que a roca de pelo menos um direor com direio a voo não inerfere de maneira significaiva na calibração do insrumeno. Tal fao indica que a roaividade de direores do COPOM não se configura em fones de incerezas quano ao rumo da políica moneária na economia brasileira. Porano, proposições sugeridas por Rogoff (1985), como conraos para dirigenes do Banco Cenral e independência do órgão, apesar de não esarem de odo insiucionalizadas no Brasil, vêm sendo cumpridas, demonsrando baixa roaividade dos Direores do Comiê de Políica Moneária. Ademais, se observou preocupação dos policymakers com o produo, fao consolidado via a incorporação das meas flexíveis de inflação, provavelmene em decorrência de inúmeros choques observados no período de análise, ano exernos como inernos. 7. Referências ALMEIDA, C.L.; PERES, M.A.; SOUZA, G.S.; TABAK, B.M. Opimal moneary rules: he case of Brasil. Working Papers Series, Brasília: Banco Cenral do Brasil, n. 63, fev., 2003. ARESTIS, P. Wha is he New Consensus in Macroeconomics. In: ARESTIS, P. Is There a New Consensus in Macroeconomics? New York (NY), EUA, Palgrave Macmillan, 2007. ARESTIS, P.; SAWYER, M. Can Moneary Policy Affec The Real Economy? Working Paper Series, Annandale-on-Hudson, Nova York: The Levy Economics Insiue, n. 355, 2002a. ARESTIS, P.; SAWYER, M. Does he Sock of Money have any Causal Significance? Working Paper Series, Annandale-on-Hudson, Nova York: The Levy Economics Insiue, n. 363, 2002b. ARESTIS, P.; SAWYER, M. New Keynesianism and The Economics of he Third Way. Working Paper Series, Annandale-on-Hudson, Nova York: The Levy Economics Insiue, n. 364, 2002c. ANGERIZ, A.; ARESTIS, P. Moneary policy in he UK. Cambridge Journal of Economics, p.1-22, ago., 2007. BARCELOS, P.C. O Sisema de Meas para Inflação: uma avalição empírica da experiência brasileira. Poro Alegre. UFRGS, 2007. 159p. Tese de Douorado em Ciências Econômicas. Programa de Pós-Graduação em Economia da Universidade Federal do Rio Grande do Sul. CLARIDA, R.; GALÍ, J.; GERTLER, M. Moneary Policy Rules in Pracice: some inernaional evidence. European Economic Review, n. 42, p. 1033-1067, 1998. CLARIDA, R.; GALI, J.; GERTLER, M. The Science of Moneary Policy: a new keynesian perspecive. NBER Working Paper, Cambridge: Naional Bureau of Economic Research, n. 7147, mai., 1999. CLARIDA, R.; GALI, J.; GERTLER, M. Moneary Policy Rules and Macroeconomic Sabiliy: evidence and some heory. The Quarerly Journal of Economics, fev., 2000.
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