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Regime de metas para inflação. Mensuração para a credibilidade da política monetária

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A06v59n3

  1. 1. O Regime de Metas de Infla¸˜o do Brasil ´ Cr´ * ca e ıvel? Vladimir K¨hl Teles** u Joana Nemoto*** Sum´rio: 1. Introdu¸˜o; 2. Fundamenta¸˜o te´rica; 3. A an´lise a ca ca o a emp´ ırica; 4. Conclus˜es e implica¸˜es pol´ o co ıticas. Palavras-chave: credibilidade; metas de infla¸˜o; pol´ ca ıtica mone- t´ria. a C´digos JEL: E52; E58. o Um Banco Central que estabelece e mant´m uma meta de infla¸˜o e ca baixa e est´vel, e abdica-se do uso do trade-off entre produto real a e infla¸˜o como instrumento de pol´ ca ıtica ´ definido como cr´ e ıvel. Um modelo de s´rie de tempo foi estimado com o objetivo de verifi- e car a credibilidade do regime de metas de infla¸˜o brasileiro. Ao ca mesmo tempo, um ´ ındice de credibilidade da pol´ ıtica monet´ria foi a constru´ a partir de um modelo estado-espa¸o. Em tal modelo a ıdo c utiliza¸˜o do filtro de Kalman sob o trade-off entre infla¸˜o e pro- ca ca duto indica a evolu¸˜o da credibilidade do Banco Central brasileiro ca ao combater a infla¸˜o. ca A Central Bank that achieves and maintains its objective of a low and stable inflation rate, and does not attempt to exploit the trade- off between real output and inflation is defined to be credible. A time series model was estimated in order to verify the brazilian inflation target regime´s credibility. At the same time, a mone- tary policy´s credibility index was built upon a State-Space mo- del. In this model a random coeficients Kalman filter model of the inflation-output trade-off indicates the evolution in the credibility of the brazilian Central Bank as an inflation fighter. 1. Introdu¸˜o ca Ap´s mais de uma d´cada da implementa¸˜o do regime de metas de infla¸˜o o e ca ca como um regime monet´rio “pioneiro” por Nova Zelˆndia, Chile, Austr´lia e Ca- a a a * Artigo recebido em nov. 2003 e aprovado em mar. 2005. Os autores agradecem os co- ment´rios valiosos realizados por Joaquim P. Andrade, Adolfo Sachsida, Benjamin Tabak e Maria a Eduarda A. Tannuri. Todos os erros s˜o de nossa inteira responsabilidade. a ** Funda¸˜o Get´lio Vargas, Escola de Economia de S˜o Paulo (EESP/FGV). ca u a E-mail: vkteles@fgvsp.br *** Universidade de Bras´ - UnB, Departamento de Economia. E-mail: jonemoto@unb.br ılia RBE Rio de Janeiro 59(3):483-505 JUL/SET 2005Page (PS/TeX): 1 / 483, COPYRIGHT (c) 2002 NUCLEO DE COMPUTACAO DA EPGE
  2. 2. 484 Vladimir K¨hl Teles, Joana Nemoto u nad´, mais de 20 pa´ vieram a adotar tal regime monet´rio,1 sendo este conside- a ıses a rado por muitos como um regime monet´rio ideal. Nesse sentido, a popularidade a deste mecanismo de pol´ ıtica tem aumentado, tanto pelo aumento do n´mero de u pa´ıses que o adotam como pelo n´mero crescente de economistas que o indicam u como principal meio de manter a infla¸˜o em um n´ baixo e est´vel, como, por ca ıvel a exemplo, Taylor, J., Fischer, S., Freedman, C. e King, M. (ver Federal Reserve Bank of Kansas City (1996)). Nesse contexto, ao descrever as vantagens de tal regime monet´rio, os seus a adeptos enfatizam que um regime de metas de infla¸˜o pode apresentar uma maior ca transparˆncia de objetivos de pol´ e ıtica monet´ria, que, por sua vez, pode implicar a em um aumento da credibilidade da pol´ ıtica monet´ria, o que ´ consideravelmente a e desej´vel para fins de performance macroeconˆmica. Assim, a principal quest˜o a o a envolvida na discuss˜o da eficiˆncia do regime de metas de infla¸˜o a fim de esta- a e ca bilizar a infla¸˜o a n´ ca ıveis baixos parece estar relacionada aos poss´ ıveis ganhos de credibilidade ` pol´ a ıtica monet´ria que esta possa implicar. a Diante disso, o objetivo central do presente artigo ´ estimar a credibilidade da e pol´ıtica monet´ria no Brasil para as ultimas duas d´cadas, dando um enfoque prio- a ´ e rit´rio `s poss´ a a ıveis varia¸˜es de credibilidade incorridas a partir da implementa¸˜o co ca do regime de metas de infla¸˜o em 1999. Para tanto ´ utilizada uma defini¸˜o ca e ca simples e familiar de credibilidade seguindo Razzak (2001), onde define-se que o Banco Central tem credibilidade se n˜o explorar o trade-off de curto prazo entre a infla¸˜o e produto. Nesse contexto, seguindo Lucas (1972, 1973), a utiliza¸˜o de ca ca tal rela¸˜o s´ implica em algum resultado real se n˜o for antecipada, logo a uti- ca o a liza¸˜o de tal trade-off por si s´ seria um indicativo que o Banco Central teria se ca o desviado dos seus alvos expostos aos agentes econˆmicos. Dessa forma, pode-se o resumir tal defini¸˜o de credibilidade de pol´ ca ıtica como o grau de confian¸a que os c agentes tem de que o trade-off entre infla¸˜o e produto no curto prazo n˜o ser´ ca a a usado. Ao mesmo tempo, como demonstrado primeiramente por Lucas (1973), a mag- nitude do trade-off entre infla¸˜o e produto eleva-se quando este n˜o ´ utilizado ca a e pela autoridade monet´ria. Logo, a mensura¸˜o da pr´pria magnitude de tal a ca o trade-off vem a ser uma medida plaus´ ıvel para a n˜o explora¸˜o de tal rela¸˜o, a ca ca e, como conseq¨ˆncia imediata, para a credibilidade de pol´ ue ıtica monet´ria. Nesse a sentido, tal rela¸˜o entre o uso do trade-off entre infla¸˜o e produto e a sua magni- ca ca tude ´ corroborada pela tradi¸˜o Novo Keynesiana embora sob uma interpreta¸˜o e ca ca 1 Dentre os quais destacam-se, por exemplo, Brasil, Reino Unido, Finlˆndia, Su´cia, M´xico, a e e e o ´ Israel, Espanha, Cor´ia, Peru, Colˆmbia, Africa do Sul, Rep. Checa, Sui¸a, Noruega, Hungria, c Tailˆndia, Islˆndia e Polˆnia a a o RBE Rio de Janeiro 59(3):483-505 JUL/SET 2005Page (PS/TeX): 2 / 484, COPYRIGHT (c) 2002 NUCLEO DE COMPUTACAO DA EPGE
  3. 3. O Regime de Metas de Infla¸˜o do Brasil ´ Cr´ ca e ıvel? 485 causal distinta, como pode ser observado em Ball et alii (1988). Sendo assim, independentemente da tradi¸˜o a ser seguida (Novo Cl´ssica ou Novo Keynesiana) ca a a mensura¸˜o de credibilidade aqui utilizada mantˆm-se teoricamente aceit´vel. ca e a Sob um ponto de vista metodol´gico busca-se aqui conduzir estima¸˜es do o co modelo de Lucas (1973) para o Brasil para o per´ ıodo 1980.1-2002.8, com dados mensais, obtendo uma medida para o trade-off entre produto e infla¸˜o. Nesse ca sentido, s˜o inseridas ao modelo dummies iterativas para captar as varia¸˜es de a co credibilidade em dois momentos espec´ ıficos do tempo, o Plano Real, em 1994, e a ado¸˜o do regime de metas de infla¸˜o, em 1999. Por fim, uma s´rie mensal para ca ca e credibilidade de pol´ıtica monet´ria ´ constru´ a partir da condu¸˜o do filtro de a e ıda ca Kalman ` regress˜o estimada, de forma a ser poss´ a a ıvel verificar pontualmente as varia¸˜es de credibilidade no per´ co ıodo considerado. Assim, o presente trabalho se divide da forma como se segue: No pr´ximo o t´pico ´ realizada uma breve descri¸˜o do modelo a ser estimado, referente a Lucas o e ca (1973). O terceiro t´pico apresenta as estima¸˜es e apresenta¸˜o dos resultados. o co ca O ultimo t´pico reserva-se `s considera¸˜es finais. ´ o a co 2. Fundamenta¸˜o Te´rica ca o 2.1 Medidas de credibilidade Esta subse¸˜o busca descrever brevemente a base te´rica para a constru¸˜o de ca o ca uma medida de credibilidade da pol´ ıtica monet´ria. Nesse sentido discute-se as di- a versas metodologias que visam tal mensura¸˜o, explicar por que a metodologia aqui ca escolhia foi considerada apropriada e explicar sucintamente a sua fundamenta¸˜o. ca Nesse sentido, a literatura econˆmica tem se dado conta da importˆncia da cre- o a dibilidade da pol´ıtica monet´ria como fundamental para a efic´cia de tais pol´ a a ıticas a partir de Sargent (1982), que, ao considerar quatro epis´dios de processos de o desinfla¸˜o, concluiu que a credibilidade da pol´ ca ıtica monet´ria figura como fa- a tor chave em tais processos. Nesse sentido, se os agentes racionais consideram a pol´ ıtica de desinfla¸˜o do Banco Central com credibilidade, ent˜o as expectativas ca a de infla¸˜o baixa ir˜o implicar rapidamente no comportamento de escolha de pre¸o ca a c dos agentes, produzindo uma infla¸ao menor sem reduzir, entretanto, o n´ c˜ ıvel de atividade econˆmica. Dessa forma, os custos de uma pol´ o ıtica de infla¸˜o baixa ca dependem crucialmente da credibilidade de tal pol´ ıtica. Entretanto, resultados mais palp´veis da rela¸˜o entre credibilidade e efic´cia a ca a da pol´ıtica monet´ria dependem da constru¸˜o de uma medida de credibilidade. a ca Nesse sentido, a primeira tentativa de construir tal medida remete a Blanchard RBE Rio de Janeiro 59(3):483-505 JUL/SET 2005Page (PS/TeX): 3 / 485, COPYRIGHT (c) 2002 NUCLEO DE COMPUTACAO DA EPGE
  4. 4. 486 Vladimir K¨hl Teles, Joana Nemoto u (1984) e Perry (1983) que utilizaram os erros de previs˜o de uma curva de Phillips a estimada como um indicador de credibilidade. Assim, a id´ia por tr´s de tal e a indicador ´ relacionar credibilidade a previsibilidade. e Uma outra alternativa para medir credibilidade de um processo de combate ` a infla¸˜o, sugerida originalmente por Sargent (1983) ´ a velocidade de desinfla¸˜o. ca e ca Nesse sentido, Ball (1994, 1995) alicer¸a um modelo te´rico onde fica evidenciado c o que quanto maior a velocidade de desinfla¸˜o, menor os custos incorridos nesta ca pol´ıtica, sendo poss´ interpretar que a medida de velocidade de desinfla¸˜o como ıvel ca medida consistente de credibilidade. Em seq¨encia, Cukierman (1986) sugere que a falta de credibilidade do Banco u Central adv´m da impossibilidade deste n˜o controlar a taxa de crescimento da e a moeda perfeitamente, de forma que ocorre a tendˆncia da autoridade monet´ria e a extrapolar a oferta de moeda, implicando em uma infla¸˜o adicional n˜o esperada, ca a e em conseq¨ˆncia, na perda de credibilidade. ue Um importante avan¸o metodol´gico na mensura¸˜o da credibilidade da pol´ c o ca ı- tica monet´ria adv´m por sua vez de Hardouvelis e Barnhart (1989), onde os efeitos a e nos pre¸os de an´ncios semanais de varia¸˜es no M1 s˜o estimados a partir da c u co a utiliza¸˜o do filtro de Kalman, construindo-se uma s´rie de credibilidade da pol´ ca e ıtica monet´ria para o per´ a ıodo 1978-1984 para os Estados Unidos. A partir de ent˜o, a a utiliza¸˜o do filtro de Kalman torna-se uma prerrogativa extremamente util em ca ´ modelos com credibilidade vari´vel no tempo, como, por exemplo, Faust e Svensson a (1998). Por fim, formulando uma medida alternativa, Blinder (1999) constr´i o ´ ındices de credibilidade do Banco Central atrav´s da aplica¸˜o de question´rios a e ca a diversos agentes econˆmicos. o No que se refere precisamente ` credibilidade das metas de infla¸˜o, Svensson a ca (1993) sugere um teste para a credibilidade das metas, onde ´ constru´ um e ıdo intervalo consistente dos retornos reais dos t´ıtulos nominais. Dessa forma, basta verificar se a taxa de juros real ou os retornos reais esperados ficam situados fora do intervalo para que se possa rejeitar a hip´tese de credibilidade. O autor o faz o teste para Nova Zelˆndia, Canad´ e Su´cia. Enquanto os testes para o a a e Canad´ s˜o inconclusivos, n˜o se pode rejeitar credibilidade para a Nova Zelˆndia a a a a ap´s a metade de 1992 e rejeita-se credibilidade para a Su´cia. Outra importante o e conclus˜o ´ a de que pode haver algum tempo para o ganho de credibilidade logo a e ap´s o an´ncio das metas inflacion´rias. o u a Ao mesmo tempo, a fim de realizar um teste de credibilidade para diversos regimes de metas de infla¸˜o, Razzak (2001) inspira-se em Lucas (1973) e Faust e ca Svensson (1998) ao relacionar credibilidade da pol´ ıtica monet´ria ao trade-off en- a tre infla¸˜o e produto. Nesse sentido, considerando-se que os agentes tem custos ca RBE Rio de Janeiro 59(3):483-505 JUL/SET 2005Page (PS/TeX): 4 / 486, COPYRIGHT (c) 2002 NUCLEO DE COMPUTACAO DA EPGE
  5. 5. O Regime de Metas de Infla¸˜o do Brasil ´ Cr´ ca e ıvel? 487 de ajustar pre¸os e sal´rios,2 o trade-off entre produto e infla¸˜o tende a elevar- c a ca se quando os agentes n˜o esperam choques monet´rios. Como conseq¨ˆncia a a a ue ocorrˆncia de tais choques tendem a diminuir a magnitude do trade-off. Sendo e assim, a magnitude do trade-off est´ intimamente relacionada com a expectativa a da n˜o existˆncia de choques monet´rios, ou, em outras palavras, com a credibili- a e a dade da pol´ ıtica monet´ria de infla¸˜o baixa. Ao conduzir tal teste, Razzak (2001) a ca observou que, em determinados pa´ ıses como Austr´lia, Nova Zelˆndia, e Su´cia, a a e o regime de metas de infla¸˜o mostrou-se cr´ ca ıvel, enquanto que no Canad´, e noa Reino Unido, o resultado mostrou-se menos ´bvio, uma vez que a constata¸˜o o ca da credibilidade do regime de metas de infla¸˜o n˜o pode ser estatisticamente ca a confirmado. Assim, diante de tantas alternativas de mensura¸˜o da credibilidade da pol´ ca ıtica monet´ria qual ´ a mais adequada para a estima¸˜o a ser realizada aqui? Sob a e ca tal quest˜o, o presente trabalho buscou seguir dois crit´rios de avalia¸˜o das es- a e ca tima¸˜es de credibilidade de pol´ co ıtica monet´ria. O primeiro refere-se a generalida- a de do ´ ındice a ser utilizado. Nesse sentido, cabe notar que embora uma previsibi- lidade perfeita implique em credibilidade da pol´ ıtica monet´ria, erros de previs˜o a a n˜o implicam, necessariamente, em perda de credibilidade, uma vez que tais erros a podem ter sido causados por choques ex´genos ` pol´ o a ıtica monet´ria. Assim, em a tal contexto, a no¸˜o de credibilidade engloba a no¸˜o de previsibilidade, o que nos ca ca leva a descartar ´ ındices como os de Blanchard (1984) e Perry (1983). Utilizando o crit´rio de generalidade o indicador de Sargent (1983) tamb´m parece n˜o ser e e a adequado para o estudo aqui proposto, uma vez que tem por objeto de estudo exclusivo a credibilidade da pol´ ıtica monet´ria em per´ a ıodos de desinfla¸˜o. ca O segundo crit´rio a ser considerado ´ a necessidade de se construir um ´ e e ındice temporalmente vari´vel de credibilidade, uma vez que varia¸˜es na pol´ a co ıtica im- plicam em mudan¸as de credibilidade, como demonstrado por Faust e Svensson c (1998). Tal crit´rio descarta os indicadores oriundos de Cukierman (1986), Svens- e son (1993) e Blinder (1999). Assim, diante da necessidade do presente trabalho de se construir uma s´rie e de credibilidade que mantenha a generalidade de tal conceito, o indicador conside- rado mais apropriado para os fins do presente artigo remete-se a Razzak (2001). Nesse caso, embora tal indicador n˜o seja constru´ na forma de s´rie temporal, ´ a ıdo e e poss´ adapt´-lo ` metodologia utilizada por Hardouvelis e Barnhart (1989), ao ıvel a a 2 Em uma abordagem novo-cl´ssica tais custos adv´m dos custos de obten¸˜o e processamento a e ca de informa¸˜o, como em Lucas (1972, 1973), enquanto que em uma abordagem novo keynesiana ca tais custos s˜o relacionados a um determinado grau de rigidez nominal existente na economia, a como em Mankiw (1985) RBE Rio de Janeiro 59(3):483-505 JUL/SET 2005Page (PS/TeX): 5 / 487, COPYRIGHT (c) 2002 NUCLEO DE COMPUTACAO DA EPGE
  6. 6. 488 Vladimir K¨hl Teles, Joana Nemoto u conduzir-se o filtro de Kalman ` medida de credibilidade de Razzak. A id´ia por a e tr´s do indicador de credibilidade de Razzak (2001) ´ que a autoridade monet´ria a e a tem credibilidade se n˜o surpreender os agentes econˆmicos com um choque mo- a o net´rio. Nesse sentido, tal “surpresa” teria um efeito negativo imediato sobre o a trade-off entre infla¸˜o-produto, como predito por Lucas (1973) e amplamente ca reconhecido na teoria econˆmica. Dessa forma, a estima¸˜o apropriada do trade- o ca off entre infla¸˜o-produto implica em uma boa medida de credibilidade da pol´ ca ıtica monet´ria. A estima¸˜o apropriada de tal rela¸˜o ´ constru´ com base em Lucas a ca ca e ıda (1973), cujo modelo ´ resumido na se¸˜o a seguir. e ca 2.2 O Modelo Te´rico o Esta se¸˜o busca descrever brevemente o modelo te´rico por tr´s da estima¸˜o ca o a ca do trade-off entre infla¸˜o-produto, seguindo Lucas (1973). Tal modelo ´ cons- ca e tru´ a partir da curva de oferta agregada de Lucas (1973), que ser´ combinada a ıdo a uma curva de demanda para edificar as equa¸˜es de equil´ co ıbrio a serem estimadas para inferirem o trade-off entre produto e infla¸˜o.ca Nesse sentido, o modelo de Lucas (1973) representa uma an´lise estrutural a de tal trade-off inserida em um paradigma constru´ inicialmente por Friedman ıdo (1968) e Phelps (1968). Tal modelo ´ adequado para a an´lise aqui realizada por e a duas raz˜es centrais. A primeira ´ a garantia dada pelo modelo da neutralidade o e de longo-prazo da moeda. A segunda raz˜o se deve ao n˜o questionamento da a a sua forma funcional por parte da escola novo-keynesiana, como extensamente ar- gumentado por Ball et alii (1988). Nesse ponto, a escola novo-keynesiana discute algumas algumas interpreta¸˜es constru´ co ıdas a partir desta rela¸˜o funcional e n˜o ca a sua veracidade.3 Outro aspecto importante ´ que a curva de oferta de Lucas possui a hip´tese e o da taxa natural, isto implica a n˜o que n˜o existe apenas uma unica taxa de a a ´ infla¸˜o condizente com a escolha do Banco Central de elevar o produto acima do ca produto normal permanentemente. A rigidez entra no modelo devido ao acesso dos ofertantes ` informa¸˜o imperfeita sobre o n´ de pre¸os geral corrente.4 a ca ıvel c Igualando-se as curvas de demanda e oferta agregada e resolvendo para os n´ ıveis de pre¸os e produto reais, o autor deriva duas equa¸˜es. A primeira (1) ´ a equa¸˜o c co e ca 3 Em uma abordagem alternativa a curva de oferta de Calvo, referente a Calvo (1983), Rotem- berg (1982) e Taylor (1980), baseada em uma arcabou¸o de contratos justapostos vai de encontro c a curva de oferta de Lucas n˜o resultando em uma n˜o confirma¸˜o da hip´tese de taxa natural. a a ca o 4 Nesse sentido, como j´ difundido na literatura, uma pol´ a ıtica monet´ria expansionista pode a levar os produtores a enxergar um aumento no n´ ıvel geral de pre¸os como uma eleva¸˜o apenas c ca na demanda pelo seu produto, fazendo com que, no curto prazo, haja uma eleva¸˜o do produto. ca RBE Rio de Janeiro 59(3):483-505 JUL/SET 2005Page (PS/TeX): 6 / 488, COPYRIGHT (c) 2002 NUCLEO DE COMPUTACAO DA EPGE
  7. 7. O Regime de Metas de Infla¸˜o do Brasil ´ Cr´ ca e ıvel? 489 do produto real (yct , componente c´ıclico) em fun¸˜o da taxa de crescimento do ca produto nominal (∆xt ) e do produto real defasado (∆yct−1 ) mais um termo de erro (u1,t ). O parˆmetro ϕ ´ usado para testar a hip´tese do trade-off e da a e o credibilidade. A equa¸˜o (2) apresenta a taxa de varia¸ao dos pre¸os em fun¸˜o ca c˜ c ca de um parˆmetro de tendˆncia (δ), da taxa de crescimento dos produtos nominal a e atual e defasada, do hiato do produto real defasado, mais um termo de erro (u2,t ).5 yc,t = −αϕ + ϕ∆xt + βyc,t−1 + u1,t (1) ∆Pt = −δ + (1 − ϕ)∆xt + ϕ∆xt−1 − β∆yc,t−1 + u2,t (2) χ2 γ onde o parˆmetro de credibilidade pode ser escrito como ϕ = (1−ϕ)2 σ2 +χ2 (1+γ) , a x sendo a resposta do componente c´ ıclico do produto `s varia¸˜es nos pre¸os relativos a co c capturada por γ, a variˆncia do desvio percentual do n´ de pre¸os em um dado a ıvel c mercado do n´ geral de pre¸os por χ ıvel c 2 , e a variˆncia na mudan¸a da demanda a c agregada por σx .2 Assim, nota-se que se a variˆncia da mudan¸a na demanda agregada tende a a c γ zero, o valor de ϕ tende a (1+γ) . Se a variˆncia da mudan¸a na demanda agregada a c tende ao infinito, ϕ tende monotonicamente a zero, ou em outras palavras, o parˆmetro de credibilidade ´ maior em um regime de infla¸˜o est´vel e com um a e ca a Banco Central que n˜o utiliza o trade-off, do que em alta infla¸˜o e com um banco a ca central que explora este trade-off. Dessa forma, a fim de se obter uma medida para credibilidade da pol´ ıtica monet´ria deve-se conduzir as estima¸˜es das equa¸˜es (1) e (2). Dessa forma, o a co co presente trabalho visa estimar tais rela¸˜es para o Brasil a fim de podermos discutir co a credibilidade da pol´ıtica monet´ria brasileira. Entretanto, deve-se observar que a as equa¸˜es (1) e (2) n˜o s˜o mantidas quando h´ autocorrela¸˜o na taxa de co a a a ca crescimento do produto nominal, o que ocorre para o caso brasileiro. Assim, considerando que E (xt |It ) = δ + xt−1 + ρi ∆xt−i , ou seja, que E (∆xt |It ) segue i um processo autoregressivo dependendo dos per´ ıodos defasados i, as equa¸˜es de co equil´ ıbrio supracitadas seriam dadas por: yc,t = −ηδ + η ∆ xt + φ yc,t−1 + η ρi ∆xt−i (3) i ∆ Pt = −β + (1 − η) ∆ xt + η ∆ xt−1 − φ yc,t + η ρi (∆xt−i − ∆xt−i−1 ) (4) i 5 Os termos de erro (u1,t ) e (u2,t ) s˜o ru´ a ıdos branco e n˜o correlacionados a RBE Rio de Janeiro 59(3):483-505 JUL/SET 2005Page (PS/TeX): 7 / 489, COPYRIGHT (c) 2002 NUCLEO DE COMPUTACAO DA EPGE
  8. 8. 490 Vladimir K¨hl Teles, Joana Nemoto u Assim, podemos estender o modelo para excluir o efeito de uma poss´ au- ıvel tocorrela¸˜o nos choques ao adicionar termos defasados `s equa¸˜es de equil´ ca a co ıbrio. (ver Lucas (1973) nota 5). Para o caso brasileiro as ordens de autocorrela¸˜o de ca ∆x foram calculadas e est˜o expressas na tabela 1 bem como os testes de au- a tocorrela¸˜o dos res´ ca ıduos o modelo (tabela 3), ou seja, os testes de Ljung-Box (Estat´ıstica Q) e de Breusch-Godfrey (Testes LM), evidenciando a ausˆncia de e correla¸˜o dos res´ ca ıduos da especifica¸˜o apresentada. Tais resultados nos deixam ca claro que para o caso brasileiro temos i = 1, 2, 10, 11, 12 nas equa¸˜es (3) e (4) co acima. Tabela 1 Autocorrela¸˜o serial de ∆x ca Vari´vel a Coeficiente Erro Padr˜o a Estat´ıstica t Prob. AR(1) 0.2909 0.0813 3.5740 0.0004 AR(2) 0.4514 0.0664 6.7949 0.0000 AR(10) -0.1143 0.0577 -1.9783 0.0490 AR(11) -0.1761 0.0500 -3.5217 0.0005 AR(12) 0.4936 0.0544 9.0668 0.0000 Testes de correla¸ao serial dos res´ c˜ ıduos: Teste Estat´ıstica Prob. Estat´ıstica Q (12 lags) 7.3090 0.2930 Estat´ıstica Q (24 lags) 17.7880 0.4020 Teste LM − F (12 lags) 1.1211 0.3434 Teste LM − N R2 (12 lags) 12.8606 0.3792 Teste LM − F (24 lags) 0.9775 0.4903 Teste LM − N R2 (24 lags) 19.2383 0.5063 3. A An´lise Emp´ a ırica Os dados utilizados no presente estudo tem como fonte o IPEA e o Banco Cen- tral, onde a s´rie de produto tem como fonte o PIB mensal divulgado pelo Banco e Central e a s´rie de pre¸os o ´ e c Indice Nacional de Pre¸os ao Consumidor (INPC). c Utilizou-se periodicidade mensal compreendendo o per´ ıodo 1980:1-2002:8, tendo as s´ries sido desazonalizadas a partir do m´todo de media-movel multiplicativa, e e e, em seguida, para se obter o comportamento c´ ıclico da s´rie de produto real e utilizou-se o filtro de Hodrick-Prescott (filtro HP). Ap´s a realiza¸˜o destes procedimentos os devidos testes de raiz unit´ria (ta- o ca a bela 2) foram conduzidos (Teste Phillips-Perron)6 constando-se que, ao se defi- nindo ∆x como a primeira diferen¸a de x e ∆P como a primeira diferen¸a de P c c 6 o teste de Phillips-Perron ´ mais adequado no presente caso que o teste ADF por controlar e o efeito da correla¸˜o serial para o teste de raiz unit´ria. ca a RBE Rio de Janeiro 59(3):483-505 JUL/SET 2005Page (PS/TeX): 8 / 490, COPYRIGHT (c) 2002 NUCLEO DE COMPUTACAO DA EPGE
  9. 9. O Regime de Metas de Infla¸˜o do Brasil ´ Cr´ ca e ıvel? 491 tornamos todas as s´ries estacion´rias, uma vez que yc j´ ´ estacion´ria, de forma e a ae a que a possibilidade de regress˜o esp´ria ´ descartada. a u e Tabela 2 Testes de raiz unit´ria a Estat´ ıstica t ajustada Prob. x 0.1457 0.9976 P 0.1261 0.9974 ∆x -6.4488 0.0000 ∆P -3.4566 0.0463 A fim de testar as varia¸˜es na credibilidade da pol´ co ıtica monet´ria ocorridas no a Brasil diante das recentes mudan¸as no quadro macroeconˆmico brasileiro, e pelas c o exposi¸˜es te´ricas feitas at´ ent˜o, foram elaborados dois modelos econom´tricos co o e a e com finalidades distintas. O primeiro objetiva o confronto entre a credibilidade da pol´ıtica monet´ria de trˆs per´ a e ıodos fundamentais: o per´ ıodo pr´-Plano Real, o e per´ ıodo p´s-Real at´ o estabelecimento do regime de metas de infla¸˜o e o per´ o e ca ıodo a partir de seu estabelecimento at´ o final da s´rie. Os resultados de tais estima¸˜es e e co s˜o apresentados na subse¸˜o 3.1. a ca O segundo modelo, a ser apresentado na subse¸˜o 3.2., constitui-se na cons- ca tru¸˜o de um indicador de periodicidade mensal para a credibilidade da pol´ ca ıtica monet´ria para o per´ a ıodo compreendido na amostra. Nesse respeito utiliza-se um modelo estado-espa¸o atrav´s da condu¸˜o do filtro de Kalman para parˆmetro c e ca a de credibilidade, aplicando a metodologia proposta por Hardouvelis e Barnhart (1989) ao modelo estimado na subse¸˜o 3.1. ca 3.1 Os Resultados estimados A fim de testar as varia¸˜es na credibilidade da pol´ co ıtica monet´ria ocorridas a no Brasil diante das recentes mudan¸as no quadro macroeconˆmico brasileiro s˜o c o a inseridas dummies iterativas para o segundo e terceiro per´ ıodos (o per´ ıodo p´s- o Real at´ o estabelecimento do regime de metas de infla¸˜o e o per´ e ca ıodo que inicia-se a partir de seu estabelecimento at´ o final da s´rie, respectivamente) ao se estimar e e as equa¸˜es (3) e (4) apresentadas na se¸˜o anterior. A hip´tese testada ser´ ent˜o co ca o a a a mudan¸a do parˆmetro η na passagem dos per´ c a ıodos relacionados. Dessa forma as dummies s˜o definidas como, a 1, para t entre 1994:08 e 1998:12 REAL 0, caso contr´rio a e RBE Rio de Janeiro 59(3):483-505 JUL/SET 2005Page (PS/TeX): 9 / 491, COPYRIGHT (c) 2002 NUCLEO DE COMPUTACAO DA EPGE
  10. 10. 492 Vladimir K¨hl Teles, Joana Nemoto u 1, para t entre 1999:01 e 2002:08 IT 0, caso contr´rio a Dessa forma, as estima¸˜es dos parˆmetros REAL e IT fornecem a magnitude co a do ganho de credibilidade com rela¸˜o ao per´ ca ıodo pr´-Plano Real, de forma que, e se tais vari´veis assumirem valores pr´ximos chega-se ` conclus˜o de rejei¸˜o do a o a a ca aumento de credibilidade da pol´ ıtica monet´ria a partir da implementa¸˜o do a ca regime de metas de infla¸˜o, ou seja, a hip´tese a ser testada ´ a igualdade entre ca o e dos valores estimados de REAL e IT . Assim, a fim de se conduzir tais estima¸˜es recorreu-se ` divis˜o da amostra em co a a trˆs alternativas, uma com a amostra inteira, outra utilizando-se dados a partir de e 1990, e por fim, utilizando-se dados apenas para o per´ ıodo p´s-Plano Real. Nesse o ultimo caso a dummie REAL ´ retirada para evitar a ocorrˆncia de correla¸˜o ´ e e ca perfeita entre regressores, de forma que, para esta amostra a hip´tese a ser testada o ´ simplesmente a significˆncia do parˆmetro IT . e a a Ao mesmo tempo, ´ natural supor que a estima¸˜o das equa¸˜es (3) e (4) sepa- e ca co radamente resulte em um problema de simultaneidade dada a prov´vel rela¸˜o a ca amb´ ıgua de causalidade entre yct e ∆xt . Nesse sentido, dois m´todos de estima¸˜o e ca s˜o sugeridos. O primeiro, que n˜o visa a corre¸˜o da simultaneidade ´ a es- a a ca e tima¸˜o das equa¸˜es (3) e (4) de forma restrita. Nesse sentido, uma vez que ca co estamos tratando de um sistema de equa¸˜es, o m´todo imediatamente sugerido co e ´ o de M´ e ınimos Quadrados Iterativos (MQI), onde os coeficientes estimados s˜o a restritos pelas rela¸˜es funcionais pr´-dispostas. Nessa abordagem os coeficientes co e s˜o obtidos a partir de uma constru¸˜o da rela¸˜o entre as estima¸˜es das duas a ca ca co equa¸˜es que ´ conduzida seq¨encialmente at´ obter-se a convergˆncia a valores co e u e e consistentes. O segundo m´todo de estima¸˜o busca solucionar o prov´vel problema de si- e ca a multaneidade do sistema. Para tanto, o m´todo aqui sugerido ´ o FIML (Full- e e Information Maximum Likelihood ). Nesse sentido, uma vez que o modelo emp´ ırico ´ consagrado pela literatura econˆmica como bem especificado, este modelo apre- e o senta ganhos de eficiˆncia consider´veis com rela¸˜o aos m´todos de estima¸˜o com e a ca e ca informa¸˜o limitada, como dois est´gios, GMM, ou LIML (Limited Information ca a Maximum Likelihood ). Ao mesmo tempo, uma vez que o m´todo de estima¸˜o e ca do FIML parte de uma estima¸˜o direta da m´xima verossimilhan¸a, ele tamb´m ca a c e implica em ganhos de eficiˆncia com rela¸˜o a outros estimadores de informa¸˜o e ca ca completa como o de trˆs est´gios. Assim, os resultados das estima¸˜es s˜o apre- e a co a sentados nas tabelas 3 a 9. RBE Rio de Janeiro 59(3):483-505 JUL/SET 2005Page (PS/TeX): 10 / 492, COPYRIGHT (c) 2002 NUCLEO DE COMPUTACAO DA EPGE
  11. 11. O Regime de Metas de Infla¸˜o do Brasil ´ Cr´ ca e ıvel? 493 A tabela 3 apresenta os resultados estimados por M´ ınimos Quadrados Or- din´rios sem qualquer restri¸˜o aos coeficientes e com as equa¸˜es sendo estima- a ca co das separadamente. Nestes resultados os coeficientes β4 e β5 que representam o aumento da credibilidade da pol´ ıtica monet´ria nos per´ a ıodo p´s Plano Real e p´s o o Metas Inflacion´rias, respectivamente, n˜o s˜o significantes, de forma que tanto o a a a Plano Real quanto a ado¸˜o do regime de metas de infla¸˜o n˜o teriam refletido ca ca a seus efeitos na trajet´ria da credibilidade da pol´ o ıtica monet´ria. Ao mesmo tempo a um resultado interessante dessa estima¸˜o deve ser observado ao se comparar os ca coeficientes β7 e β8 . Sob tal aspecto os valores de tais coeficientes s˜o significantes a e muito pr´ximos, o que fornece uma evidˆncia a favor da neutralidade da pol´ o e ıtica monet´ria no longo prazo, que ´ um resultado imediato se (1 − β7 ) + β8 = 1, ou a e seja, se β7 = β8 . Tabela 3 Estima¸˜es do sistema (3)-(4) por MQO co Parˆmetro a Coeficiente Desv. Padr˜o a Estat´ ıstica t Prob. β1 0.0008 0.0020 0.4046 0.6859 β2 0.1424 0.0213 6.6741 0.0000 β3 0.6084 0.0482 12.6135 0.0000 β4 0.0447 0.0823 0.5436 0.5869 β5 -0.0993 0.0944 -1.0517 0.2934 ϕ1 -0.1056 0.0210 -5.0119 0.0000 ϕ2 -0.0525 0.0199 -2.6305 0.0088 ϕ10 0.0254 0.0196 1.2982 0.1948 ϕ11 0.0230 0.0201 1.1437 0.2532 ϕ12 -0.0414 0.0213 -1.9418 0.0527 β6 0.0019 0.0027 0.6990 0.4849 β7 0.3000 0.0309 9.7083 0.0000 β8 0.2640 0.0325 8.1227 0.0000 β9 -0.0816 0.0796 -1.0250 0.3059 ψ1 0.0267 0.0337 0.7919 0.4288 ψ2 0.0200 0.0268 0.7459 0.4561 ψ10 0.0756 0.0265 2.8562 0.0045 ψ11 0.2372 0.0303 7.8209 0.0000 ψ12 0.0400 0.0302 1.3238 0.1862 yc,t = β1 + β2 ∆xt + β3 yc,t−1 + β4 (REAL ∗ ∆xt ) + β5 (IT ∗ ∆xt ) + ϕi ∆xt−i i ∆Pt = β6 + (1 − β7 )∆xt + β8 ∆xt−1 + β9 yc,t + ψi (∆xt−i − ∆xt−i−1 ) i RBE Rio de Janeiro 59(3):483-505 JUL/SET 2005Page (PS/TeX): 11 / 493, COPYRIGHT (c) 2002 NUCLEO DE COMPUTACAO DA EPGE
  12. 12. 494 Vladimir K¨hl Teles, Joana Nemoto u Ao se estimar o modelo restrito (por MQI) chegamos aos resultados apresenta- dos na tabela 4. Nestes resultados podemos observar que tanto o per´ ıodo p´s-Plano o Real quanto o per´ ıodo a partir da ado¸˜o do regime de metas de infla¸˜o apresen- ca ca taram valores para a credibilidade estimada superiores ao per´ıodo como um todo. Entretanto a ado¸˜o do regime de metas de infla¸˜o n˜o elevou significantemente ca ca a a credibilidade da pol´ıtica monet´ria em compara¸˜o com o per´ a ca ıodo p´s-Real, o o que pˆde ser comprovado por um teste de hip´tese da igualdade entre β4 e β5 (ta- o o bela 10). Ao repetir o exerc´ utilizando FIML (tabela 5) o Plano Real continua ıcio sendo um divisor de ´guas para a credibilidade da pol´ a ıica monet´ria, o que n˜o a a permanece com o per´ ıodo de metas de infla¸˜o. ca Tabela 4 Estima¸˜es do sistema (3)-(4) por MQI: 1980-2002 co Parˆmetro a Coeficiente Erro Padr˜o a Estat´ ıstica t Prob. δη -0.0064 0.0034 -1.9175 0.0557 η 0.1988 0.0236 8.4267 0.0000 φ 0.3069 0.0581 5.2823 0.0000 β4 0.3793 0.0715 5.3061 0.0000 β5 0.4286 0.0895 4.7903 0.0000 ρ1 -0.4121 0.0897 -4.5924 0.0000 ρ2 -0.4650 0.0930 -4.9998 0.0000 ρ10 0.0818 0.0980 0.8347 0.4043 ρ11 0.6491 0.1298 5.0010 0.0000 ρ12 -0.6312 0.1208 -5.2229 0.0000 α -0.0062 0.0023 -2.7233 0.0067 yc,t = −ηδ + η∆ xt + φ yc,t−1 + β4 (REAL ∗ ∆xt ) + β5 (IT ∗ ∆xt ) +η ρi ∆xt−i i ∆Pt = −α + (1 − η) ∆xt + η∆xt−1 − φyc,t + (1 − β4 ) (REAL ∗ ∆xt ) +β4 (REAL ∗ ∆xt−1 ) + (1 − β5 ) (IT ∗ ∆xt ) + β5 (IT ∗ ∆xt−1 ) +η ρi (∆xt−i − ∆xt−i−1 ) i RBE Rio de Janeiro 59(3):483-505 JUL/SET 2005Page (PS/TeX): 12 / 494, COPYRIGHT (c) 2002 NUCLEO DE COMPUTACAO DA EPGE
  13. 13. O Regime de Metas de Infla¸˜o do Brasil ´ Cr´ ca e ıvel? 495 Tabela 5 Estima¸˜es do sistema (3)-(4) por FIML: 1980-2002 co Coeficiente Erro Padr˜o a Estat´ ıstica z Prob. δη -0.0014 0.0024 -0.6131 0.5398 η 0.1790 0.0190 9.4189 0.0000 φ 0.5421 0.0583 9.2934 0.0000 β4 0.2151 0.0934 2.3016 0.0214 β5 0.1101 0.1464 0.7519 0.4521 ρ1 -0.4583 0.0984 -4.6555 0.0000 ρ2 -0.5161 0.1094 -4.7195 0.0000 ρ10 0.1843 0.0894 2.0610 0.0393 ρ11 0.5111 0.0954 5.3552 0.0000 ρ12 -0.6852 0.0945 -7.2484 0.0000 α -0.0062 0.0038 -1.6002 0.1095 yc,t = −ηδ + η∆ xt + φ yc,t−1 + β4 (REAL ∗ ∆xt ) + β5 (IT ∗ ∆xt ) +η ρi ∆xt−i i ∆Pt = −α + (1 − η) ∆xt + η∆xt−1 − φyc,t + (1 − β4 ) (REAL ∗ ∆xt ) +β4 (REAL ∗ ∆xt−1 ) + (1 − β5 ) (IT ∗ ∆xt ) + β5 (IT ∗ ∆xt−1 ) +η ρi (∆xt−i − ∆xt−i−1 ) i As tabelas 6 e 7 apresentam as mesmas estima¸˜es para o per´ co ıodo que se inicia na d´cada de 1990. Em ambos os casos β4 e β5 s˜o significantemente diferentes e a de zero, e β4 ´ maior que β5 . Por´m os dois coeficientes n˜o s˜o significantemente e e a a diferentes (tabela 10). Assim, a conclus˜o b´sica de tais resultados ´ que o regime a a e de metas de infla¸˜o manteve a credibilidade da pol´ ca ıtica monet´ria alcan¸ada pelo a c Plano Real. RBE Rio de Janeiro 59(3):483-505 JUL/SET 2005Page (PS/TeX): 13 / 495, COPYRIGHT (c) 2002 NUCLEO DE COMPUTACAO DA EPGE
  14. 14. 496 Vladimir K¨hl Teles, Joana Nemoto u Tabela 6 Estima¸˜es do sistema (3)-(4) por MQI: 1990-2002 co Coeficiente Erro Padr˜o a Estat´ ıstica t Prob. δη -0.0047 0.0044 -1.0807 0.2807 η 0.1446 0.0325 4.4543 0.0000 φ 0.2181 0.0848 2.5738 0.0106 β4 0.5262 0.1169 4.5004 0.0000 β5 0.4467 0.1251 3.5700 0.0004 ρ1 -0.4935 0.1674 -2.9479 0.0035 ρ2 -0.6859 0.1966 -3.4882 0.0006 ρ10 0.2074 0.1928 1.0758 0.2829 ρ11 0.8041 0.2641 3.0453 0.0025 ρ12 -0.8025 0.2558 -3.1373 0.0019 α -0.0096 0.0032 -2.9641 0.0033 yc,t = −ηδ + η∆ xt + φ yc,t−1 + β4 (REAL ∗ ∆xt ) + β5 (IT ∗ ∆xt ) +η ρi ∆xt−i i ∆Pt = −α + (1 − η) ∆xt + η∆xt−1 − φyc,t + (1 − β4 ) (REAL ∗ ∆xt ) +β4 (REAL ∗ ∆xt−1 ) + (1 − β5 ) (IT ∗ ∆xt ) + β5 (IT ∗ ∆xt−1 ) +η ρi (∆xt−i − ∆xt−i−1 ) i Tabela 7 Estima¸˜es do sistema (3)-(4) por FIML: 1990-2002 co Coeficiente Erro Padr˜o a Estat´ ıstica z Prob. δη -0.0013 0.0031 -0.4350 0.6635 η 0.1259 0.0212 5.9292 0.0000 φ 0.3748 0.0870 4.3064 0.0000 β4 0.3606 0.0673 5.3596 0.0000 β5 0.3090 0.1115 2.7711 0.0056 ρ1 -0.5794 0.2619 -2.2119 0.0270 ρ2 -0.6673 0.3003 -2.2224 0.0263 ρ10 0.4642 0.2018 2.3008 0.0214 ρ11 0.6852 0.2201 3.1131 0.0019 ρ12 -1.0321 0.2012 -5.1288 0.0000 α -0.0098 0.0056 -1.7415 0.0816 yc,t = −ηδ + η∆ xt + φ yc,t−1 + β4 (REAL ∗ ∆xt ) + β5 (IT ∗ ∆xt ) +η ρi ∆xt−i i ∆Pt = −α + (1 − η) ∆xt + η∆xt−1 − φyc,t + (1 − β4 ) (REAL ∗ ∆xt ) +β4 (REAL ∗ ∆xt−1 ) + (1 − β5 ) (IT ∗ ∆xt ) + β5 (IT ∗ ∆xt−1 ) +η ρi (∆xt−i − ∆xt−i−1 ) i Considerando-se apenas o per´ ıodo de 1994 a 2002 os resultados mudam ao se estimar por MQI pois o regime de metas de infla¸˜o implica em ganhos de ca RBE Rio de Janeiro 59(3):483-505 JUL/SET 2005Page (PS/TeX): 14 / 496, COPYRIGHT (c) 2002 NUCLEO DE COMPUTACAO DA EPGE
  15. 15. O Regime de Metas de Infla¸˜o do Brasil ´ Cr´ ca e ıvel? 497 credibilidade para a pol´ ıtica monet´ria (tabela 8), o que n˜o havia sido observado a a nas estima¸˜es dos per´ co ıodos anteriores, ou seja, os agentes econˆmicos dispuseram- o se a enrijecer suas rela¸˜es econˆmicas confiando que o Banco Central estar´ menos co o a disposto a promover um choque monet´rio a partir da ado¸˜o do regime de metas a ca de infla¸˜o. ca Tabela 8 Estima¸˜es do sistema (3)-(4) por MQI: 1994-2002 co Coeficiente Erro Padr˜o a Estat´ ıstica t Prob. δη -0.0043 0.0036 -1.1976 0.2326 η 0.2360 0.0649 3.6374 0.0004 φ 0.1321 0.1007 1.3111 0.1915 β5 0.3330 0.0962 3.4597 0.0007 ρ1 -0.4032 0.2126 -1.8967 0.0594 ρ2 -0.2143 0.1831 -1.1708 0.2432 ρ10 0.3667 0.1880 1.9503 0.0527 ρ11 0.8125 0.2914 2.7878 0.0059 ρ12 -0.7378 0.2712 -2.7200 0.0072 α -0.0078 0.0032 -2.4072 0.0171 yc,t = −ηδ + η∆ xt + φ yc,t−1 + β5 (IT ∗ ∆xt ) + η ρi ∆xt−i i ∆Pt = −α + (1 − η) ∆xt + η∆xt−1 − φyc,t + (1 − β5 ) (IT ∗ ∆xt ) +β5 (IT ∗ ∆xt−1 ) + η ρi (∆xt−i − ∆xt−i−1 ) i Por outro lado, a corre¸˜o do problema de simultaneidade nessas estima¸˜es ca co leva ao resultado de que o regime de metas de infla¸˜o n˜o elevou a credibilidade ca a da pol´ ıtica monet´ria se considerarmos um n´ de significˆncia de at´ 5% (tabela a ıvel a e 9). Em outras palavras, a n˜o-corre¸˜o do problema de simultaneidade tende a a ca superestimar a credibilidade da pol´ ıtica monet´ria. Tal rela¸˜o se torna mais con- a ca tundente a partir do fato de que a simples condu¸˜o de um teste de exogeneidade ca (tabela 11), deixa claro que mesmo a hip´tese de exogeneidade fraca ´ significan- o e temente rejeitada, ou seja, o problema de simultaneidade do sistema parece ser inconteste. RBE Rio de Janeiro 59(3):483-505 JUL/SET 2005Page (PS/TeX): 15 / 497, COPYRIGHT (c) 2002 NUCLEO DE COMPUTACAO DA EPGE
  16. 16. 498 Vladimir K¨hl Teles, Joana Nemoto u Tabela 9 Estima¸˜es do sistema (3)-(4) por FIML: 1994-2002 co Coeficiente Erro Padr˜o a Estat´ ıstica z Prob. δη -0.0040 0.0030 -1.3484 0.1775 η 0.2838 0.0690 4.1111 0.0000 φ 0.2960 0.1042 2.8397 0.0045 β5 0.1796 0.0994 1.8058 0.0710 ρ1 -0.0082 0.2243 -0.0364 0.9710 ρ2 -0.0758 0.2050 -0.3698 0.7116 ρ10 0.3075 0.1665 1.8464 0.0648 ρ11 0.5026 0.2123 2.3676 0.0179 ρ12 -0.5919 0.2053 -2.8832 0.0039 α -0.0077 0.0049 -1.5572 0.1194 yc,t = −ηδ + η∆ xt + φ yc,t−1 + β5 (IT ∗ ∆xt ) + η ρi ∆xt−i i ∆Pt = −α + (1 − η) ∆xt + η∆xt−1 − φyc,t + (1 − β5 ) (IT ∗ ∆xt ) +β5 (IT ∗ ∆xt−1 ) + η ρi (∆xt−i − ∆xt−i−1 ) i Tabela 10 Testes de Wald - H0 : β4 = β5 Estimador Per´ ıodo ıstica χ2 Estat´ Prob. MQO 1980-2002 1.4107 0.2349 MQI 1980-2002 0.1079 0.7425 FIML 1980-2002 1.8497 0.1738 MQI 1990-2002 0.1348 0.7135 FIML 1990-2002 0.1281 0.7204 Tabela 11 Teste de exogeneidade de Hausman, H0 : ∆xt ´ ex´gena e o Estat´ ıstica Prob. 5.2219 0.0000 Tabela 12 Teste de Garbade, H0 : Q = 0 Estat´ ıstica Prob. 161413.5 0.0000 Assim, a quest˜o que passa a ser levantada ´: uma vez que chegamos a re- a e sultados t˜o distintos a partir de amostras diferentes, a que conclus˜o podemos a a chegar sobre as varia¸˜es de credibilidade promovidas pela ado¸˜o do regime de co ca RBE Rio de Janeiro 59(3):483-505 JUL/SET 2005Page (PS/TeX): 16 / 498, COPYRIGHT (c) 2002 NUCLEO DE COMPUTACAO DA EPGE
  17. 17. O Regime de Metas de Infla¸˜o do Brasil ´ Cr´ ca e ıvel? 499 metas de infla¸˜o? A fim de lan¸ar luz sobre a resposta a tal quest˜o o pr´ximo ca c a o t´pico visa construir um ´ o ındice mensal para a credibilidade da pol´ ıtica monet´ria, a nos fornecendo uma vis˜o mais precisa das varia¸˜es temporais da credibilidade a co ocorridas no Brasil. 3.2 Um ´ ındice de credibilidade para o Brasil A an´lise anterior mostrou que o coeficiente que visa fornecer uma medida a plaus´ıvel para credibilidade, n˜o se mant´m constante ao longo do tempo. Por- a e tanto, foi poss´ıvel observar, por exemplo, que mudan¸as de pol´ c ıticas implicam diretamente em altera¸˜es do parˆmetro de credibilidade, como j´ esperado, dada co a a a considera¸˜o de Lucas (1973) sobre o modelo aqui pr´-disposto, e a considera¸˜o ca e ca de Faust e Svensson (1998) sobre o comportamento temporal da credibilidade da pol´ ıtica monet´ria. a Logo, objetiva-se nessa se¸˜o observar as varia¸˜es do parˆmetro de credibili- ca co a dade ao longo do tempo, sem impor de forma pr´via cren¸as pessoais sobre os e c pontos de quebra estrutural como realizado na se¸˜o anterior, onde os pontos de ca quebra para o Plano Real e para a ado¸˜o do regime de metas de infla¸˜o foram ca ca pr´-estabelecidos ` an´lise. Para tanto, utiliza-se um modelo de estado-espa¸o e a a c pela condu¸˜o do filtro de Kalman para o parˆmetro de credibilidade, seguindo ca a a metodologia proposta por Hardouvelis e Barnhart (1989), configurando-se um modelo onde as equa¸˜es de medida seguem as definidas na se¸˜o te´rica e a co ca o equa¸˜o de transi¸˜o ´ dada por: ca ca e ηt = ηt−1 + vt (5) onde uit ∼ N (0, σ 2 ), i = 1, 2 e vt ∼ N (0, Qσ 2 ). A da forma funcional de (5) deve-se primariamente a sua simplicidade, uma vez que esta an´lise n˜o visa a constru¸˜o a a ca de um processo estoc´stico para a gera¸˜o dos η´s, mas testar a estabilidade de a ca ηt , bem como obter um padr˜o para a sua varia¸˜o temporal.7 Os termos de erro a ca das equa¸˜es de medida e da equa¸ao de transi¸˜o s˜o mutuamente e serialmente co c˜ ca a n˜o correlacionados. O parˆmetro Q que multiplica a variˆncia σ 2 construindo a a a a variˆncia de η ´ o parˆmetro a ser testado para concluir-se sobre a poss´ a e a ıvel 7 De fato, at´ onde sabemos, n˜o h´ uma forma funcional definida para o ´ e a a ındice de credibili- dade como estabelecido neste estudo na literatura. A forma funcional de (5) est´ de acordo, a por´m, com premissas de evolu¸˜o da credibilidade da pol´ e ca ıtica monet´ria sob outras formas de a medir credibilidade, como em Hardouvelis e Barnhart (1989). Al´m disso, diversas outras formas e funcionais foram utilizadas n˜o se alterando significativamente os resultados a RBE Rio de Janeiro 59(3):483-505 JUL/SET 2005Page (PS/TeX): 17 / 499, COPYRIGHT (c) 2002 NUCLEO DE COMPUTACAO DA EPGE
  18. 18. 500 Vladimir K¨hl Teles, Joana Nemoto u estabilidade de η, onde se Q = 0, η pode ser considerado constante, e o coeficiente da regress˜o remete-se ao coeficiente linear estimado comumente. a Garbade (1977) descreve a estima¸˜o do modelo. Sob tal aspecto, as doze ca observa¸˜es iniciais obtidas do ano de 1980 s˜o utilizadas para inicializar o filtro co a de Kalman. Assim, iniciando-se no ano de 1981, o filtro de Kalman atualiza seq¨encialmente a estima¸˜o do coeficiente e a matriz de covariˆncia pelo pr´ximo u ca a o per´ıodo. Utilizando o procedimento de uma estima¸˜o de m´xima verossimilhan¸a ca a c em conjunto ` estima¸˜o do modelo de medida, obt´m-se uma estima¸˜o para Q, a ca e ca podendo-se verificar a estabilidade de η. Tal teste de variabilidade temporal do parˆmetro ´ chamado de teste de Garbade. Sob tal contexto, as estima¸˜es para a a e co amostra considerada e a aplica¸˜o do teste de Garbade rejeita a hip´tese de Q = 0, ca o ou seja, indica-se a existˆncia de variabilidade temporal de η (tabela 12). e Sendo realizada a estima¸˜o do modelo n´s obtemos uma s´rie estimada para ca o e η, ou seja, uma s´rie estimada para a credibilidade da pol´ e ıtica monet´ria. Tal a s´rie ´ disposta nas figuras 1 e 2, onde a figura 1 apresenta a s´rie completa com o e e e seu intervalo de confian¸a e a figura 2 a s´rie a partir da implementa¸˜o do Plano c e ca Real. Figura 1 Evolu¸˜o da credibilidade da pol´ ca ıtica monet´ria a .6 .4 .2 .0 -.2 -.4 -.6 80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 00 02 CRED ± 2 RMSE RBE Rio de Janeiro 59(3):483-505 JUL/SET 2005Page (PS/TeX): 18 / 500, COPYRIGHT (c) 2002 NUCLEO DE COMPUTACAO DA EPGE
  19. 19. O Regime de Metas de Infla¸˜o do Brasil ´ Cr´ ca e ıvel? 501 Figura 2 Evolu¸˜o da credibilidade da pol´ ca ıtica monet´ria – p´s-Real a o .30 .25 .20 .15 .10 .05 .00 95 96 97 98 99 00 01 02 Ao analisar a figura 1 ´ poss´ observar que a d´cada de 80 foi marcada por e ıvel e uma tendˆncia de queda da credibilidade da pol´ e ıtica monet´ria sem precedentes, a tendo continuidade no in´ ıcio da d´cada de 90, passando de patamares pr´ximos e o de 0.4, para valores pr´ximos de zero. Al´m disso, a conclus˜o de Svensson (1993) o e a de que ap´s a implementa¸˜o de pol´ o ca ıticas monet´rias alternativas, ocorre uma a queda imediata de credibilidade, seguida de posterior recupera¸˜o ´ comprovada ca e para o Brasil, tendo tal fenˆmeno ocorrido notadamente em trˆs ocasi˜es: O Plano o e o Cruzado (em 1986), o Plano Real (em 1994) e a ado¸˜o de Metas de Infla¸˜o (em ca ca 1999). Com rela¸˜o ` figura 2, n´s podemos alcan¸ar um resultado esclarecedor sobre ca a o c a poss´ controv´rsia lan¸ada na se¸˜o 3.1. Nesse sentido, a queda imediata de ıvel e c ca credibilidade ap´s o Plano Real parece ter impactado negativamente sobre a m´dia o e do per´ıodo, de forma que o efeito positivo das metas de infla¸ao sobre a credibili- c˜ dade parece ser superestimado se considerarmos esse per´ ıodo imediatamente ap´so a implementa¸˜o do Real na an´lise comparativa. ca a RBE Rio de Janeiro 59(3):483-505 JUL/SET 2005Page (PS/TeX): 19 / 501, COPYRIGHT (c) 2002 NUCLEO DE COMPUTACAO DA EPGE
  20. 20. 502 Vladimir K¨hl Teles, Joana Nemoto u Ao se considerar especificamente o per´ ıodo p´s implementa¸˜o de metas de in- o ca fla¸˜o ´ poss´ notar que ocorre uma pequena queda em um primeiro momento, ca e ıvel que alcan¸a a recupera¸˜o no momento seguinte. Isso corrobora com a hip´tese c ca o explicitada por Svensson (1993) e explica em parte as estima¸˜es da sub-se¸˜o an- co ca terior onde o regime de metas de infla¸˜o n˜o teria elevado o n´ de credibilidade ca a ıvel da pol´ıtica monet´ria. a Tais resultados corroboram com os obtidos por Minella et alii (2003) onde fica evidenciado que a autoridade monet´ria no Brasil tem reagido fortemente a a expectativas de infla¸˜o para manter a infla¸˜o est´vel e a sua credibilidade ca ca a econˆmica, o que ´ vital para manter a eficiencia do regime de metas de infla¸˜o. o e ca Em outras palavras que o Banco Central tem evitado a utiliza¸˜o do trade-off ca infla¸˜o-produto para elevar o produto de curto-prazo, dando prioridade total ca ao controle da infla¸˜o. Isso significa um processo importante de constru¸˜o de ca ca credibilidade. Tal aspecto tamb´m ´ ressaltado por Silva e Portugal (2002) que indicam a e e partir de uma fun¸˜o de rea¸˜o do Banco Central a l` Taylor que a trajet´ria ca ca a o da credibilidade da pol´ ıtica monet´ria a partir da ado¸˜o do regime de metas a ca de infla¸˜o segue um padr˜o de “credibility construction”, com um aumento do ca a conservadorismo do Banco Central. Ao mesmo tempo, ´ poss´ observar que o per´ e ıvel ıodo pode ser dividido em dois momentos distintos. O primeiro, antes do Plano Real, onde a credibilidade apre- sentou uma tendˆncia continuamente descendente, e o segundo, ap´s o Plano Real, e o onde a credibilidade da pol´ ıtica monet´ria apresentou uma tendˆncia nitidamente a e crescente. Nesse per´ ıodo p´s-Real ´ poss´ o e ıvel observar a constru¸˜o da credibi- ca lidade da pol´ ıtica monet´ria em um processo cont´ a ınuo, onde uma caracter´ ıstica marcante ´ a capacidade da credibilidade n˜o ser significantemente abalada pe- e a las seguidas crises ocorridas no per´ ıodo. Nesse sentido, a pol´ ıtica monet´ria no a per´ıodo apresentou uma rea¸˜o contracionista extremamente forte a tais crises de ca forma a evitar-se um abalo sob a credibilidade. Nesse sentido, o tamanho limitado da s´rie de dados ap´s a ado¸˜o do regime de e o ca metas de infla¸˜o parece impedir uma conclus˜o mais contundente sobre a rela¸˜o ca a ca entre credibilidade e o regime de metas de infla¸˜o. Entretanto, as evidˆncias ca e apresentadas parecem ser suficientes para apontar favoravelmente para os efeitos da ado¸˜o das metas de infla¸˜o sobre a credibilidade da pol´ ca ca ıtica monet´ria. a RBE Rio de Janeiro 59(3):483-505 JUL/SET 2005Page (PS/TeX): 20 / 502, COPYRIGHT (c) 2002 NUCLEO DE COMPUTACAO DA EPGE

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