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

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  • 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
  • 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
  • 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
  • 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
  • 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
  • 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
  • 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
  • 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
  • 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
  • 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
  • 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
  • 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
  • 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
  • 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
  • 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
  • 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
  • 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
  • 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
  • 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
  • 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
  • O Regime de Metas de Infla¸˜o do Brasil ´ Cr´ ca e ıvel? 503 4. Conclus˜es e Implica¸˜es Pol´ o co ıticas A principal contribui¸˜o do presente artigo ´ a avalia¸˜o dos poss´ ca e ca ıveis ganhos de credibilidade da pol´ ıtica monet´ria a partir da implementa¸˜o do regime de metas a ca de infla¸˜o. Nesse sentido, considera-se que a credibilidade da pol´ ca ıtica monet´riaa ´ obtida pela n˜o explora¸˜o do trade-off entre produto e infla¸˜o, seguindo assim e a ca ca Lucas (1973), Faust e Svensson (1998) e Razzak (2001). A an´lise ´ conduzida em duas partes complementares. A primeira constitui da a e estima¸˜o da credibilidade da pol´ ca ıtica monet´ria para o per´ a ıodo 1980-2002 com dados mensais, focalizando com aten¸˜o prim´ria as varia¸˜es de credibilidade ca a co ocorridas por interm´dio do Plano Real e da ado¸˜o do regime de metas de infla¸˜o. e ca ca Os resultados distanciam-se de uma rela¸˜o ´bvia, uma vez que, embora os ganhos ca o de credibilidade ocorridos mediante o Plano Real sejam incontest´veis, os ganhosa de credibilidade advindos da da ado¸˜o do regime de metas de infla¸˜o n˜o s˜o ca ca a a observados em todas as estima¸˜es realizadas. co A fim de se lan¸ar luz sobre tal dilema a segunda parte da an´lise buscou c a construir um indicador mensal de credibilidade de pol´ ıtica monet´ria a base de um a modelo de estado-espa¸o, por meio da condu¸˜o do filtro de Kalman ao parˆmetro c ca a de credibilidade. A constru¸˜o de tal indicador visa fornecer uma ferramenta util ca ´ para a an´lise das rea¸˜es da credibilidade dos agentes aos mais diversos choques a co ex´genos ao modelo, embora essa n˜o seja a finalidade central do presente estudo. o a No que se refere a observa¸˜o das mudan¸as do indicador de credibilidade a ca c partir da ado¸˜o do regime de metas de infla¸˜o, foi poss´ observar uma queda ca ca ıvel inicial da credibilidade da pol´ ıtica monet´ria corroborando com Svensson (1993), a que sugere que os ganhos de credibilidade a partir de metas de infla¸˜o est˜o ca a sujeitos a uma defasagem. Tal per´ ıodo de ajuste das expectativas ´ apontadoe como o prov´vel causador dos resultados conflitantes da parte inicial da an´lise. a a A partir de ent˜o, tendo a economia passado pelo per´ a ıodo de ajuste, a credibilidade da pol´ıtica monet´ria assume uma trajet´ria levemente crescente, indicando uma a o dire¸˜o favor´vel ` id´ia de que o regime de metas de infla¸˜o afeta favoravelmente ca a a e ca a credibilidade. Assim, embora o tamanho limitado das s´ries sob a qual o Brasil est´ sujeito e a ao regime de metas de infla¸˜o n˜o possibilite uma afirma¸˜o contundente so- ca a ca bre os poss´ ıveis ganhos de credibilidade da ado¸˜o de tal regime, as evidˆncias ca e apresentadas parecem apontar favoravelmente ` rela¸˜o entre metas de infla¸˜o e a ca ca credibilidade da pol´ ıtica monet´ria. a RBE Rio de Janeiro 59(3):483-505 JUL/SET 2005Page (PS/TeX): 21 / 503, COPYRIGHT (c) 2002 NUCLEO DE COMPUTACAO DA EPGE
  • 504 Vladimir K¨hl Teles, Joana Nemoto u Referˆncias e Ball, L. (1994). Credible disinflation with staggered price setting. American Economic Review, pages 282–289. Ball, L. (1995). Disinflation with imperfect credibility. Journal of Monetary Eco- nomics, pages 5–23. Ball, L., Mankiw, G., & Romer, D. (1988). The New Keynesian economics and the output-inflation trade-off. Brookings Papers on Economic Activity, 1. Blanchard, O. (1984). The Lucas critique and the Volcker deflation. Working Paper 1326. Blinder, A. S. (1999). Central Bank credibility: Why do we care? How do we build it? NBER Working Paper 7161. Calvo, G. (1983). Staggered prices in a utility prices in a utility maximizing frame- work. Journal of Monetary Economics, 12:383–398. Cukierman, A. e Meltzer, A. (1986). A theory of ambiguity, and inflation under discretion and asymmetric information. Econometrica, 54:1099–1128. Faust, J. & Svensson, L. (1998). Transparency and credibility: Monetary policy with unobservable goals. NBER Working Paper 6452. Federal Reserve Bank of Kansas City (1996). Achieving price stability. Kansas City, MO. Friedman, M. (1968). The role of monetary policy. American Economic Review, pages 1–17. Garbade, K. (1977). Two methods for examining the stability of regression coefi- tients. Journal of the American Statistical Association, 72:54–63. Hardouvelis, A. (1985). Exchange reates, interest rates amd stocks announcements: A theoretical exposition. Journal of International Money and Finance, 4(4):443– 54. Hardouvelis, A. & Barnhart, W. A. (1989). The evolution of federal reserve cre- dibility: 1978-1984. The Review of Economics and Statistics, 71(3):385–393. Lucas, R. (1972). Expectations and the neutrality of money. Journal of Economic Theory, 4:103–124. RBE Rio de Janeiro 59(3):483-505 JUL/SET 2005Page (PS/TeX): 22 / 504, COPYRIGHT (c) 2002 NUCLEO DE COMPUTACAO DA EPGE
  • O Regime de Metas de Infla¸˜o do Brasil ´ Cr´ ca e ıvel? 505 Lucas, R. (1973). Some international evidence on output-inflation trade-offs. The American Economic Review, 63(3):26–334. Mankiw, G. (1985). Small menu costs and large business cycles: A macroeconomic model of monopoly. Quarterly Journal of Economics, 100:529–539. Minella, A., Freitas, P. S., Goldfajn, I., & Muinhos, M. K. (2003). Inflation targe- ting in brazil: Constructing credibility under exchange rate volatility. Journal of International Money and Finance, 22:1015–1040. Perry, G. (1983). What have we learned from disinflation? Brookings Papers on Economic Activity, 2:587–602. Phelps, E. (1968). Money-wage dynamics and labour market equilibrium. Journal of Political Economy, 76:678–711. Razzak, W. A. (2001). Are inflation-targeting regimes credible? Econometric evidence. Reserve bank of New Zealand Working Paper. Rotemberg, J. (1982). Monopolistic price adjustment and aggregate output. Re- view of Economic Studies, 44:517–531. Sargent, T. (1982). The ends of four big inflations. In Hall, R., editor, Inflation: Causes and Effects. University of Chicago Press, Chicago. Sargent, T. (1983). Stopping moderate inflations: The methods of Poincare and Thatcher. In Dornbusch, R. & Simonsen, M. H., editors, Inflation, Debt and Indexation. MIT Press, Cambridge, Massachusetts. Silva, M. & Portugal, M. (2002). Inflation targeting in Brazil: An empirical evaluation. XXX Encontro Nacional da ANPEC, Nova Friburgo-RJ, Brasil. Svensson, L. (1993). The simplest test of inflation target credibility. NBER Wor- king Paper Series, n.4604. Taylor, T. (1980). Aggregate dynamics and staggered contracts. Journal of Poli- tical Economy, 88:1–23. RBE Rio de Janeiro 59(3):483-505 JUL/SET 2005Page (PS/TeX): 23 / 505, COPYRIGHT (c) 2002 NUCLEO DE COMPUTACAO DA EPGE