57 4 Análise Empírica As simulações apresenadas no capíulo anerior indicaram que a meodologia desenvolvida por Rigobon (2001 é aparenemene adequada para a análise empírica da relação enre a axa de câmbio real e o índice de preços de commodiies. Durane ese capíulo vamos mosrar como foi feia esa análise para os casos brasileiro e neozelandês e porque, a princípio, ela não pode ser esendida aos demais países. Os dados uilizados nese capíulo são o logarimo das séries de câmbio real efeivo e do índice de preços de commodiies, cujas meodologias de cálculo esão dealhadas no Capíulo 5 desa disseração. 4.1 Definição da amosra de cada país A análise do caso brasileiro deve começar apenas a parir de 1995. Enre o final dos anos 30 e meados de 60 predominaram períodos em que coexisiram múliplas axas de câmbio no Brasil 68. Além disso, o baixo grau de aberura inernacional, após a década de 70, deve conribuir para a disorção dos resulados aneriores a década de 90, assim como os alos níveis de inflação durane o período. Desa forma, a análise eve início em março de 1995, quando já podemos observar o impaco do rápido processo de aberura comercial do país e a reinserção no mercado inernacional de capiais iniciados pelo Governo Collor em março de 1990, e da esabilização do nível de preços que decorreu da implanação do Plano Real em julho de 1994. A escolha de março de 1995 deve-se ao fao de que o mês marca o início da adoção do regime de crawling peg, após a crise mexicana no início do ano. Lembramos que a aplicação da meodologia que sugerimos necessia de que haja mudança no regime cambial durane o período esudado. 68 A parir de 1930 sucederam-se regimes cambiais resriivos com axas adminisradas freqüenemene convivendo com conroles de imporação aé 1945 e depois de 1947 aé 1964. Nos anos 70 e 80 esses procedimenos foram reomados de forma inermiene. (Abreu, 1989, capíulos 3, 4 e 5.
58 De fao, podemos desacar dois períodos disinos no regime cambial brasileiro enre março de 1995 e 2002. Após março de 1995, foi manido o regime de crawling peg aé a crise cambial de janeiro de 1999, que culminou com a adoção do regime de câmbio fluuane. Desa forma, denominamos como primeiro regime o período que vai de março de 1995 aé dezembro de 1998. Enquano o segundo regime se esende de janeiro de 1999 aé abril de 2002 69. A amosra uilizada no caso da Nova Zelândia abrange o período de julho de 1982 a junho de 2002. De 1961 aé junho de 1979, a Nova Zelândia maneve o regime de câmbio fixo, com evenuais mudanças no nível da axa vigene. Em junho de 1979, adoou-se o regime de crawling peg, após uma desvalorização nominal de 5%. O regime de fluuação conrolada foi manido aé junho de 1982, quando o governo da Nova Zelândia opou por volar ao regime de câmbio fixo. A parir de enão houve apenas dois casos de alerações no nível da axa nominal, em março de 1983 provocou-se uma desvalorização de 6% em relação aos parceiros comerciais, seguida de oura desvalorização de 20% em julho de 1984. O regime de câmbio fixo foi manido aé março de 1985, quando o governo da Nova Zelândia adoou o regime de câmbio fluuane. Desa forma, o período que se esende de junho de 1982 aé fevereiro de 1985 corresponde ao nosso primeiro regime. De março de 1985 aé junho de 2002 emos o segundo regime. Nos casos da Ausrália e do Canadá, não foi possível realizar o experimeno porque não dispúnhamos de séries de câmbio real e de índice de preços de commodiies que incorporassem mais de um regime cambial. Desa forma, no decorrer do exo reporaremos apenas os casos brasileiro e neozelandês. 4.2 Análise das variâncias das séries: momeno de quebra de regime e condições de ordem e poso para a idenificação do modelo Alguns imporanes aspecos do uso da meodologia de Rigobon (2001 são deerminados a parir do comporameno das variâncias das séries ao longo do 69 Conforme será explicado no Capíulo 5, a série de índice de preços de commodiies para o Brasil somene pode ser consruída aé abril de 2002, pois os dados referenes ao índice de preços de imporações não esavam disponíveis aé junho daquele ano, pelo menos aé o momeno em que concluímos a colea de dados para esa disseração.
59 período analisado. A imporância desa análise é crucial para o exercício que propomos, porque dela dependem a deerminação do momeno de quebra do regime cambial e a saisfação das condições de ordem e poso para a idenificação do modelo apresenado no Capíulo 3. Nesa seção, os dois primeiros aspecos serão esudados a parir do méodo de rolling windows. A parir da análise das marizes de covariância das séries em cada regime, esudaremos ambém a saisfação da condição de poso pelas séries de cada país. Para a idenificação do momeno de quebra do regime de variância, nos deparamos com duas alernaivas: uma exógena, deerminada a parir do anúncio da mudança do regime cambial por pare das auoridades de políica econômica de cada país; e oura, endógena, e, porano menos arbirária, a parir da análise de rolling windows das variâncias das séries. O méodo de rolling windows produz esimadores da variância da série dividida em janelas encadeadas de N observações cada, onde N, o amanho da janela, é deerminado arbirariamene a parir do amanho da série disponível para análise de cada país 70. Vale noar, enreano, que ainda exise um cero grau de arbirariedade no méodo de deerminação endógena, uma vez que o amanho das janelas e a definição de quebra de regime não são deerminados endogenamene. De qualquer forma, mesmo a deerminação exógena do momeno de quebra de regime parece adequada ao nosso exercício, uma vez que exise de fao uma daa anunciada e conhecida marcando a ransição enre dois regimes cambiais. Assim, a análise de rolling windows é uilizada aqui para esar as hipóeses de que ambos os méodos levam a resulados semelhanes e de que a condição de ordem para a idenificação do modelo de equações simulâneas é adequadamene aendida. De acordo com a análise de rolling windows, cujos resulados são apresenados na Figura 4.1., podemos desacar alguns ponos fundamenais. Primeiro, o lado posiivo da análise de rolling windows nas variâncias é que a daa obida pelo méodo de deerminação endógena para a quebra de regime é aparenemene a mesma obida pela deerminação exógena, ou seja, do anúncio da fluuação (ou desvalorização no caso brasileiro da axa de câmbio nominal. 70 Quano maior for N, mais eficiene será o esimador da variância, mas menor será o número de janelas disponíveis para a análise.
60 (a Brasil (b Nova Zelândia Figuras 4.1 - Rolling Windows das variâncias das séries de câmbio real 71. 0.18 0.16 0.14 Brasil 0.18 0.16 0.14 Nova Zelândia Variancia*100 0.12 0.1 0.08 0.06 0.04 0.02 Variancia*100 0.12 0.1 0.08 0.06 0.04 0.02 10 20 30 40 50 60 70 Janela 50 100 150 200 Janela (a Brasil (b Nova Zelândia Figura 4.2. Análise de rolling windows das séries de câmbio real, corrigidas para a presença de ouliers 72 Da análise das variâncias das séries, desacamos ambém a dificuldade de se maner a hipóese de que, durane a vigência de cada regime, a variância é consane para as séries referenes ao Brasil e à Nova Zelândia. Mesmo corrigindo 71 A linha ponilhada represena a variância das séries, enquano a linha conínua, a própria série de câmbio real efeivo de cada país. As janelas são de 12 meses. Aparenemene, pequenas variações em orno deses valores não aleram os resulados. 72 A linha ponilhada represena a variância das séries, enquano a linha conínua, a própria série de câmbio real efeivo de cada país. As janelas são de 12 meses para cada país.
61 as séries de câmbio real para a presença de ouliers 73, conforme discuimos na Seção 3.5, a Figura 4.2 indica que esa hipóese não é plenamene aendida. Vale lembrar, no enano, que conforme desacou Rigobon (2001 seu méodo produz esimadores consisenes ainda que o número de regimes eseja subesimado. Ou seja, ainda que de fao denro do regime de câmbio fluuane exisa ouro regime de volailidade que poderia ser caracerizado pelos momenos de crises cambiais, para nosso exercício podemos maner esas observações num único regime de câmbio fluuane, porque o méodo ainda assim produz esimadores consisenes. Pode-se perceber ainda que para o Brasil e a Nova Zelândia, os dados indicam que exise mudança na variância das séries de câmbio real. Ou seja, para eses países a condição de ordem parece adequadamene saisfeia. Uma vez checada a condição de ordem para a idenificação do modelo, devemos analisar a condição de poso, referene à proporcionalidade dos choques de variâncias em cada série. Na Tabela 4.1. apresenamos as marizes de covariâncias das séries de câmbio real e de preços de commodiies do Brasil e da Nova Zelândia, para cada regime cambial. Os dados apresenados indicam que as variâncias esimadas para o Brasil preservam a condição de poso imposa pela meodologia desenvolvida por Rigobon (2001 para a idenificação de modelos de equações simulâneas, ou seja, os choques de variância em cada série não são proporcionais 74. Após a desvalorização do Real, em dezembro de 1998, as variâncias das séries de axa de câmbio real e de índice de preços de commodiies mudam na verdade em direções oposas. De acordo com as conclusões referenes ao raameno das séries no que diz respeio a períodos de ransição de regime cambial e à acumulação de arasos do câmbio real em relação aos preços de commodiies, discuidos na Seção 3.3., as séries de desvios do câmbio real e do índice de preços de commodiies uilizadas no exercício que propomos para o Brasil são derivadas, respecivamene, a parir das equações (4.1. e (4.2.: 73 Períodos de realinhameno da axa de câmbio após a fluuação ou desvalorizações nominais durane o regime de câmbio fixo. 74 Formalmene, conforme apresenado na seção 4.1. para saisfazer a condição de poso deve-se er que: var( e 1 cov( e, ipc 2 cov( e, ipc 1 var( e. 2
62 onde ê = e ( c + β d + β d, (4.1 ê 1 1 2 2 represena a série do logarimo da primeira diferença do câmbio real do Brasil, excluídos os efeios da média (c = 0.0035 e do período poserior a fluuação do câmbio enre janeiro e fevereiro de 1999 (β 1 = -0.211 e β 2 = -0.158; e: onde îpc îpc = ipc c, (4.2 represena a série do logarimo da primeira diferença do índice de preços de commodiies, excluídos os efeios da média (c=-0.0016. Tabela 4.1. Descrição das variâncias esimadas para o Brasil e a Nova Zelândia 75. Brasil N.Zelândia Var(e 0.020 0.003 I regime Var(ipc 0.056 0.078 Cov(e,ipc 0.011-0.004 Var(e 0.134 0.045 II regime Var(ipc 0.054 0.128 Cov(e,ipc 0.002 0.005 Os dados da Tabela 4.1. indicam ainda que, para a Nova Zelândia, apesar das mudanças das variâncias das séries de câmbio real e de preços de commodiies, do primeiro para o segundo regime, ocorrerem na mesma direção, a condição de poso apresenada é saisfeia, ou seja var( e. De fao, as simulações realizadas 1 cov( e, ipc 2 cov( e, ipc 1 var( e 2 para amosras com caracerísicas semelhanes a da Nova Zelândia indicam que sob as hipóeses apresenadas no Capíulo 3, o méodo de Rigobon (2001 é apropriado para esimar a relação enre os preços de commodiies e a axa de câmbio real do país. 75 Séries em logarimo, valores apresenados esão muliplicados por 100.
63 No caso da Nova Zelândia, para corrigir o viés que as inervenções na axa de câmbio nominal, durane o regime de câmbio fixo, poderiam provocar, expurgamos os efeios dessas observações das séries de câmbio real. De fao, assim como nos períodos de ransição do regime de câmbio fixo para fluuane, supomos que a variância do câmbio real nesses casos não reflee movimenos conemporâneos dos preços de commodiies, nosso verdadeiro objeivo de análise. Desa forma, o raameno dado a essas observações foi semelhane ao raameno dado aos períodos de overshooing cambial, discuido no capíulo anerior. Reiramos o excesso de variância aravés da esimação de variáveis dicoômicas para esses evenos. Assim, as séries analisadas do país são represenadas pelas equações: onde ê = e ( c + β d + β d + β d + β d + β d, (4.3 ê 1 1 2 2 3 3 4 4 5 5 represena a série do logarimo da primeira diferença do câmbio real da Nova Zelândia, excluídos os efeios da média (c = 0.0017, das desvalorizações do câmbio nominal de março de 1983 (β 1 = -0.0489 e de julho de 1984 (β 2 = - 0.1038, que afea ambém agoso de 1984 (β 3 = -0.1037 e do período poserior a fluuação do câmbio enre março e abril de 1985 (β 4 = 0.0215 e β 5 = 0.005; e: onde îpc îpc = ipc c, (4.4 represena a série do logarimo da primeira diferença do índice de preços de commodiies, excluídos os efeios da média (c=-0.0009. Na próxima seção apresenaremos os principais resulados derivados do exercício proposo para esses países. 4.3 Principais resulados Das preensões iniciais dese rabalho: usando a meodologia de Rigobon (2001, incorporar o Brasil às análises de commodiy currency e re-esimar a relação enre os preços de commodiies e a axa de câmbio real para a Ausrália, o Canadá e a Nova Zelândia apenas os casos brasileiro e neozelandês puderam ser execuados com sucesso. O maior problema que enconramos para realizar o
64 exercício para os demais países foi referene à disponibilidade de séries que incorporassem pelo menos dois regimes disinos de variância. A parir da aplicação do exercício proposo ao Brasil, verificamos que a elasicidade do câmbio real em relação aos preços de commodiies esimada em aproximadamene 0.221 pode ser considerada esaisicamene significane a 5%. Ese resulado sugere que a axa de câmbio do Brasil, durane o período analisado, de fao é influenciada conemporaneamene pelo comporameno dos preços das suas principais commodiies exporadas. Os resulados derivados sugerem ainda que, de acordo com a inuição eórica apresenada no Capíulo 2, o câmbio real do Brasil deve apreciar em resposa a elevações nos preços inernacionais das principais commodiies, ou seja, o país possui uma commodiy currency. Tabela 4.2. Principais resulados. Brasil N.Zelândia α -0.076*** 0.28** β 0.221* -0.057*** * significaivo a 5%. ** significaivo a 10% *** não significaivo a 10% A parir das disribuições boosrap dos parâmeros, verificamos ambém que o α esimado em -0,076 não pode ser considerado esaisicamene diferene de zero ao nível de significância de 10%. Ou seja, o caminho inverso, do câmbio brasileiro aos preços das suas principais commodiies exporadas, não pode ser comprovado empiricamene, uma vez que a elasicidade esimada dos preços de commodiies em relação ao câmbio não pode ser considerada esaisicamene diferene de zero. Assim, os resulados indicam que o Brasil, apesar de ser um grande produor das principais commodiies presenes na sua paua de exporação 76, não em poder de mercado significaivo sobre o preço inernacional desas commodiies (no período analisado, no senido específico de que variações da sua axa de câmbio real não implicam necessariamene em variações 76 As principais commodiies da paua de exporação do Brasil, conforme pode ser viso no Capíulo 5, são o minério de ferro, o complexo soja, o café, a celulose, o suco de laranja e o açúcar.
65 conemporâneas dos preços inernacionais desses produos. Na Figura 4.3., apresenamos as disribuições empíricas de α e β para o Brasil. Salvo as resrições já mencionadas ao uso da meodologia de Rigobon (2001 na abordagem de commodiy currency, os resulados enconrados indicam que a elasicidade do câmbio aos preços de commodiies da Nova Zelândia não pode ser considerada esaisicamene diferene de zero. Esse resulado surpreende, uma vez que, no resane da lieraura o país geralmene é considerado como um dos principais represenanes dos países que possuem commodiy currency. Na lieraura analisada, apenas o rabalho de Cashin, Céspedes e Sahay (2002 enconra evidências de que os preços de commodiies não afeam a axa de câmbio real do país. Os resulados esimados indicam, ainda, que a Nova Zelândia em significaivo poder de mercado sobre a deerminação dos preços inernacionais das principais commodiies que expora. De fao, o país é um imporane produor da maioria desses bens. Para o país apenas o efeio do câmbio sobre os preços de commodiies, esimado em 0.28, pode ser considerado esaisicamene diferene de zero, ao nível de significância de 10%. Se o verdadeiro α é de fao posiivo, esimaivas de β baseadas na suposição de que os preços de commodiies são exógenos em relação ao câmbio esarão viesadas para cima. Assim, os resulados enconrados na lieraura, que corroboram a hipóese de que o país possui uma commodiy currency, podem refleir exaamene o fao de que, em geral, as meodologias de análise adoadas supõem que não exise endogeneidade enre a sua axa de câmbio real e os preços inernacionais das commodiies que expora. As disribuições boosrap dos parâmeros esimados para a Nova Zelândia são apresenadas na Figura 4.4.
66 Figura 4.3. Disribuição boosrap dos esimadores para o Brasil, séries corrigidas para ouliers (03/1995-04/2002 77 77 Noa: acima de cada disribuição empírica apresenam-se os nomes dos parâmeros esimados, o esimador ponual, a média, a mediana, o desvio padrão e o inervalo de confiança ao nível de 5% calculados a parir da disribuição empírica do parâmero esimado.
67 Figura 4.4. Disribuição boosrap dos esimadores para a Nova Zelândia, séries corrigidas para ouliers (03/1995-04/2002 78 78 Noa: acima de cada disribuição empírica apresenam-se os nomes dos parâmeros esimados, o esimador ponual, a média, a mediana, o desvio padrão e o inervalo de confiança ao nível de 10% calculados a parir da disribuição empírica do parâmero esimado.