ads:
FUNDAÇÃO GETÚLIO VARGAS
ESCOLA DE ECONOMIA DE SÃO PAULO
FÁBIO JOSÉ FERREIRA DA SILVA
EXPECTATIVAS DE INFLAÇÃO SOB O REGIME DE METAS NO BRASIL
SÃO PAULO
2005
ads:
Livros Grátis
http://www.livrosgratis.com.br
Milhares de livros grátis para download.
FÁBIO JOSÉ FERREIRA DA SILVA
EXPECTATIVAS DE INFLAÇÃO SOB O REGIME DE METAS NO BRASIL
Dissertação apresentada à Escola De
Economia de São Paulo da Fundação
Getúlio Vargas, como requisito para
obtenção do título de Mestre em
Economia.
Orientadora: Prof. Dra. Maria Carolina da
Silva Leme
SÃO PAULO
2005
ads:
FÁBIO JOSÉ FERREIRA DA SILVA
EXPECTATIVAS DE INFLAÇÃO SOB O REGIME DE METAS NO BRASIL
Dissertação apresentada à Escola De
Economia de São Paulo da Fundação
Getúlio Vargas, como requisito para
obtenção do título de Mestre em
Economia.
Data de aprovação:
__/__/____
Banca Examinadora:
_____________________________
Prof. Dra. Maria Carolina da Silva Leme
FGV-EESP
_____________________________
Prof. Dr. Rodrigo de Losso da Silveira
Bueno
FGV-EESP
_____________________________
Prof. Dr. José Carlos de Souza Santos
FEA - USP
AGRADECIMENTOS
Gostaria de agradecer a algumas pessoas pelas grandes contribuições para que essa
dissertação se concretizasse. Em primeiro lugar, a minha noiva, Adriana, e a minha família pela
paciência e pelo apoio nas horas mais difíceis, quando às vezes a preocupação com este trabalho
me deixava tenso. Todos vocês, como sempre, me apoiaram e me fizeram acreditar que seria
possível.
Ao gerente da Petrobras, José Henrique Danemberg, que compreendeu a importância desta
dissertação para mim, permitindo que eu pudesse conciliar a realização deste trabalho às minhas
atividades profissionais.
A minha amiga, e também mestrando da FGV/EESP, Izabel, pelo companheirismo e por
toda a ajuda ao longo dos 3 anos de curso.
E, finalmente, faço um agradecimento especial aos Drs. Rodrigo de Losso da Silveira
Bueno e Arthur Koblitz pelos comentários e sugestões, que foram fundamentais para o resultado
final deste trabalho.
RESUMO
Esta dissertação faz uma avaliação das expectativas de inflação dos analistas profissionais
utilizadas pelo Banco Central na sua formulação de política monetária. Usando o procedimento
proposto por Thomas Jr (1999) constatamos que as previsões, extraídas por meio de entrevistas
juntos aos analistas financeiros, publicadas no Boletim Focus, são viesadas e inconsistentes,
portanto incapazes de antecipar corretamente movimentos futuros da inflação. Alguns trabalhos,
como Estrella e Mishkin (1997), Kozicki (1997) e Kotlan (1999) utilizaram com bons resultados
a inclinação da estrutura a termo da taxa de juros (ETTJ) para prever variações da inflação.
Adaptamos estes modelos para o Brasil e obtivemos resultados significantes nos horizontes de
curto e médio prazos, mostrando que a inclinação da ETTJ pode contribuir para a política de
metas de inflação do Banco Central. No entanto, como o Brasil ainda possui uma estrutura a
termo muito curta a capacidade de previsão do modelo não vai além de 9 meses. Com a
estabilização da economia, se espera que esta curva se alongue, tornando este instrumento de
previsão cada vez mais poderoso.
Palavras-chave Regime de metas de inflação, expectativas de inflação, inclinação da
estrutura a termo da taxa de juros (ETTJ).
ABSTRACT
This thesis evaluates the inflation forecasts surveyed by the Brazilian Central Bank (Banco
Central do Brasil, BC) and used in its monetary policy decisions. Proceeding as in Thomas Jr.
(1999), we found that market surveys of inflation expectations, published in the Boletim Focus,
are biased and inconsistent, and hence unable to foresee future changes in inflation. Estrella e
Mishkin (1997), Kozicki (1997) e Kotlan (1999) used models based on the yield spread to predict
inflation. We adapted these models for the Brazilian case and we obtained significant results for
the short and medium run, showing that the yield spread can subsidize BC’s monetary policy
decisions. However, because Brazil has a short term yield curve, this property was not detected
beyond 9 months. With economic stabilization, we expect this curve to lengthen, allowing this
instrument to become more powerful.
Keywords: Inflation Targeting, inflation forecast, yield spread
SUMÁRIO
1. INTRODUÇÃO...............................................................................................................9
2. POLÍTICA MONETÁRIA NO BRASIL E O PAPEL DAS EXPECTATIVAS.....11
2.1 O regime de metas de inflação e o papel das expectativas..............................................11
2.2 O BC vem reagindo às mudanças nas expectativas?.......................................................15
3. QUALIDADE DAS PREVISÕES NO BRASIL.........................................................24
3.1 Métodos para se extrair expectativas de inflação............................................................24
3.2 As experiências internacionais com pesquisas de inflação..............................................26
3.3 O monitoramento das expectativas no Brasil..................................................................26
3.4 Temos boas expectativas de inflação?.............................................................................27
3.4.1 Teste de racionalidade das expectativas..........................................................................27
3.4.2 Comparações com modelos simples................................................................................32
3.5 Por que as projeções de inflação no Brasil erram tanto?.................................................36
4. VANTAGENS DE SE EXTRAIR A EXPECTATIVA DE INFLAÇÃO DA
CURVA DE JUROS DO MERCADO FINANCEIRO.............................................................44
4.1 A equação de Fisher e a ETTJ.........................................................................................45
4.2 Descrição dos dados........................................................................................................58
4.3 Resultados........................................................................................................................58
5. CONCLUSÃO................................................................................................................64
APÊNDICES.................................................................................................................................67
REFERÊNCIAS............................................................................................................................72
FIGURAS, GRÁFICOS E TABELAS
FIGURA 1: Estrutura do modelo proposto em Frankel (1994)......................................................52
GRÁFICO 1: Desvio das expectativas de inflação em relação as inflações realizadas para os
próximos 12 meses. Período 2001:01 – 2005:05............................................................................31
GRÁFICO 2: desvio das expectativas de inflação em relação as inflações realizadas para os
próximos 3 meses. Período 2001:01 – 2005:05..............................................................................31
GRAFICO 3: Inflação esperada (em t-12) pelos analistas profissionais para os próximos 12 meses
e inflação realizada no período. Período 2001:01 – 2005:05.........................................................34
GRÁFICO 4: : Inflação esperada (em t-12) pelos métodos ingênuo e Fisher para os próximos 12
meses e inflação realizada no período............................................................................................34
GRÁFICO 5: Comparativo de ETTJ. Período: 2002:07 – 06:2005...............................................45
GRÁFICO 6 R
2
ajustado, em valores percentuais, da equação (9) para a = 1.............................58
GRÁFICO 7: R
2
ajustado, em valores percentuais, da equação (9) para a = 3..............................58
TABELA 1: Comparativo de resultados da função de reação do BC............................................18
TABELA 2: Estimação da função de reação do BC. Período: 2000:01 – 2005:05........................21
TABELA 3: Teste de eficiência das previsões. Período: 2001:01 a 2005: 05...............................28
TABELA 4: Teste de viés das previsões. Período: 2001: 01 – 2005:05........................................29
TABELA 5: Teste de viés das previsões. Período: 2001:01 – 2005:05.........................................30
TABELA 6: Medidas de erro de previsão dos métodos ingênuo, Fisher e AP. Período: 2001:01 –
2005:05...........................................................................................................................................34
TABELA 7: Freqüência dos erros em cada um dos métodos. Período: 2001:01 – 2005:05..........37
TABELA 8: Coeficiente de variação da moeda brasileiro, comparado com países latino-
americanos. Período: 1999:01 – 2004:12.......................................................................................38
TABELA 9: Comparativo de trabalhos de previsão de inflação....................................................54
9
1. Introdução
As expectativas de inflação têm uma participação bastante relevante no que se refere à
condução da política monetária e, por essa razão, os Bancos Centrais, com freqüência,
monitoram e analisam todo tipo de informação que diz respeito às expectativas de inflação
dos agentes. Há algumas razões para essa preocupação com as expectativas, dentre as quais
citamos duas. A primeira delas decorre da existência de defasagens na atuação da política
monetária, o que faz com que o BC tenha de agir de forma preventiva frente à inflação, isto
é, suas ações devem ser baseadas nas condições futuras da economia, quando as
conseqüências destas políticas estarão tendo efeito. E a forma de antever essas condições
futuras, e encaminhá-las de acordo com os objetivos do BC, requer que se conheça o que os
agentes estão esperando para o futuro. Outra razão importante é que as expectativas de
inflação afetam a inflação no presente. Por exemplo, a rigidez dos salários nominais exige
que os negociadores de salário levem em conta a mudança esperada nos custos de vida de
modo a evitar perdas em termos reais. Como os salários compõem o custo de produção,
eles geram aumento dos preços. Estes dois aspectos são sempre válidos, porém, a partir do
momento em que as metas são os objetivos explícitos a serem atingidos pelo BC, como
ocorre no regime de metas de inflação (MI), a necessidade de se monitorar as expectativas
de inflação ganha muita força.
No Brasil, o monitoramento das expectativas é feito a partir de pesquisas realizadas junto a
analistas profissionais e divulgadas no Boletim Focus, que são consideradas uma proxy,
pelo BC, para a inflação esperada dos agentes econômicos. Inclusive é bastante razoável
supormos que a informação do Boletim Focus tem um peso importante na decisão de
política monetária no Brasil. Nesta dissertação, fazemos uma avaliação das expectativas de
inflação e, usando o procedimento proposto por Thomas Jr (1999), constatamos que estas
previsões, extraídas por meio de entrevistas juntos aos analistas, são viesadas e
inconsistentes, portanto incapazes de antecipar corretamente movimentos futuros da
inflação.
Tendo em vista que ter boas expectativas é importantíssimo para o bom funcionamento do
regime de metas, mas que, por alguma razão, o Boletim Focus é incapaz de gerar estas
informações de forma adequada, adaptamos para o caso brasileiro trabalhos que utilizaram
a inclinação da estrutura a termo da taxa de juros (ETTJ) para prever variações da inflação,
10
como Estrella e Mishkin (1997), Kozicki (1997) e Kotlan (1999). Obtivemos resultados
significantes nos horizontes de curto e médio prazos, mostrando que a inclinação da ETTJ
pode contribuir para a política de metas de inflação do Banco Central, sendo uma fonte
adicional de informação sobre o comportamento futuro da inflação. No entanto, fazemos a
ressalva de que a capacidade de previsão do modelo não vai além de 9 meses,
provavelmente porque o Brasil ainda possui uma estrutura a termo muito curta.
Além desta introdução, o capitulo 2 discute o papel das expectativas na condução da
política monetária e apresenta uma atualização dos trabalhos existentes sobre a função de
reação do Banco Central para o período mais recente, em linha com os principais trabalhos
feitos para o Brasil. No capitulo 3, avaliamos as expectativas dos analistas profissionais
publicadas no Boletim Focus e constatamos que são viesadas e ineficientes. No capitulo 4
apresentamos o método alternativo para extrair informações de expectativa de inflação a
partir da inclinação da estrutura a termo da taxa de juros e o aplicamos para os dados
brasileiros. Finalmente as conclusões são apresentadas no capítulo 5.
11
2. Política monetária no Brasil e o papel das expectativas
2.1 O regime de metas de inflação e o papel das expectativas
O principal objetivo de qualquer banco central (BC) é o de garantir a estabilidade de preços
sendo que, para atingi-lo, as autoridades monetárias fazem uso de âncoras nominais que
podem ser explícitas (no caso dos regimes de meta de inflação, cambial ou meta monetária)
ou implícitas (cujo principal exemplo são os Estados Unidos). Conforme descrito em
Mishkin (1999), as âncoras são necessárias porque funcionam como restrições ao valor da
moeda doméstica e obrigam os BCs a seguir políticas consistentes a médio e longo prazos
1
.
Além disso, as âncoras propiciam condições para que o nível de preços seja unicamente
determinado, reduzindo as expectativas inflacionárias.
No regime de metas para inflação (MI), onde a âncora é a própria meta de inflação, o BC
busca convencer o público que inflação baixa e estável é o que deve ocorrer em situações
normais, sendo os desvios transitórios. Neste regime, o controle sobre as expectativas
exerce um papel fundamental para a autoridade monetária. Mas antes de entrarmos a fundo
nesta questão, é essencial discorrermos sobre as diretrizes do regime MI, que caracteriza-se
por 5 fundamentos: a) o anúncio público de metas numéricas de médio prazo; b) um
compromisso institucional à estabilidade de preços como a meta central da política
monetária; c) a utilização de muitas variáveis, e não só agregados monetários ou a taxa de
câmbio, para a decisão dos instrumentos de política; d) transparência, através de
comunicação com o público acerca dos planos, objetivos e decisões da autoridade
monetária; e) elevada e direta prestação de contas do BC sobre seus objetivos, uma vez que
a eficácia da política monetária passa a ser facilmente verificada por todos.
As atuações do BC baseiam-se em projeções sobre o comportamento futuro da inflação,
tendo em vista as metas de médio e longo prazo. De um modo geral, a condução da política
monetária busca minimizar a seguinte função perda:
1
Reduzindo o poder discricionário dos BCs, as metas enfraquecem o problema de inconsistência
temporal de Kydland e Prescott (1977) e Barro e Gordon (1983).
12
[
]
tyywwL
y
i
i
22
0
)()(
)1(
1
−+−
+
=
∑
∞
=
ππ
θ
π
em que
π
representa a inflação,
π
é a meta de inflação, y é o nível de produto,
y
é o
produto potencial e
π
w
e
y
w
representam os pesos dados aos desvios da inflação da meta e
do produto em relação ao produto potencial, respectivamente.
Percebe-se que a inflação e o produto são as variáveis alvo, isto é, as variáveis que entram
na função perda. O objetivo do BC é que o produto se concentre o mais próximo possível
do nível potencial e que a inflação seja igual à meta. Dito de outra forma, busca-se reduzir a
variabilidade do produto (em relação ao potencial) e da inflação (em relação à meta). Para
realizar esta minimização, o instrumento que o BC possui é a taxa de juros de curto prazo,
que se propaga através de diversos canais de transmissão, entre os quais podemos citar os
canais de crédito, investimento, taxa de câmbio e expectativas, cuidadosamente descritos
em Mishkin (1996), Svensson (2003) e, especificamente para o caso brasileiro, em
Bogdanski, Tombini e Werlang (2001).
Em uma economia fechada, os mecanismos padrões incluem um canal de demanda
agregada e outro de expectativas. Através do canal de demanda agregada, a política
monetária afeta a demanda agregada com alguma defasagem, dados os efeitos nas taxas
reais de juros sobre consumo e investimento. Na mesma direção ocorre o mecanismo de
crédito, uma vez que a demanda por crédito é negativamente correlacionada com a taxa de
juros. A demanda agregada então afeta a inflação, também com um lag através da oferta
agregada (curva de Phillips). O canal das expectativas, que é o nosso maior interesse,
permite que a política monetária afete as expectativas de inflação que, de sua parte, afetam
a inflação, dado um lag da negociação dos salários e dos efeitos sobre a determinação de
preços por parte das firmas. Aumentos das expectativas de inflação que se podem originar
de uma política monetária expansionista, com conseqüente aumento de atividade,
constituem um fator adicional de pressão sobre a inflação doméstica. Exploraremos este
mecanismo de forma mais detalhada em seguida.
Em uma economia aberta, há mecanismos adicionais de transmissão da política monetária.
A taxa de câmbio é afetada pelo diferencial entre as taxas de juros doméstica e externa, via
condição de paridade das taxas de juros. Com preços rígidos, a taxa de câmbio nominal
13
afeta a taxa real, que por sua vez altera tanto a demanda interna quanto a externa por bens
nacionais, conseqüentemente contribuindo para o mecanismo de transmissão via demanda
agregada. Há também o efeito de transmissão do câmbio para a inflação, no qual o câmbio
afeta os preços em moeda doméstica dos bens importados que compõem o índice de preços.
Finalmente, há outro mecanismo de preços que envolve a taxa de câmbio, que decorre das
variações de preços dos insumos de produção que são importados.
Estes mecanismos não ocorrem ao mesmo tempo. O efeito mais imediato da taxa de
câmbio, por exemplo, é aquele sobre a inflação dos bens importados, enquanto que seu
efeito sobre a demanda agregada ocorre com uma defasagem maior. O fato de sabermos
que as defasagens são diferentes, além de dependerem do ambiente macroeconômico,
exigem, em primeiro lugar, que o desvio do ambiente econômico futuro esperado pelo BC
em relação ao realizado seja o menor possível, e além disso, que a política monetária deva
agir no sentido preventivo. Para isso, o BC utiliza modelos de simulação que precisam estar
bem calibrados, além de monitorar adequadamente uma série de variáveis econômicas.
Modelos bem calibrados reduzem as chances de se errar na dose da política monetária, que
implicaria perda de bem-estar. Já o monitoramento é necessário porque quanto mais certo o
BC estiver sobre um obstáculo à frente, mais prontamente ele vai poder responder,
atenuando os efeitos sobre o nível de produto. As principais variáveis acompanhadas pelo
BC são: o nível de inflação atual, a produtividade da força de trabalho, o hiato do produto, a
taxa de câmbio, o nível de atividade, as expectativas de mercado, etc. Com base nestas
informações, que servem para retratar a situação macroeconômica vigente, o BC elabora
cenários macroeconômicos, sobre os quais suas decisões são tomadas
2
. Naturalmente, esta
2
O BC brasileiro divulga dois cenários nos relatórios de inflação. O cenário de referência assume
que a taxa de juros e o câmbio permanecem constantes, em níveis da última reunião do Copom. Já o
cenário de mercado assume as expectativas destas variáveis coletadas junto ao mercado. Para cada
caso, divulgam-se as diversas combinações de inflação e produto associadas a intervalos de
probabilidade que explicitam o grau de incerteza presente no momento em que a decisão sobre a
taxa de juros foi tomada. As previsões de inflação dependem não apenas das hipóteses sobre juros
câmbio, mas também de um conjunto de hipóteses sobre o comportamento de variáveis exógenas
relevantes. Este conjunto de hipóteses considerado mais provável pelo Copom (Comitê de Política
Monetária) compõe os cenários que o Copom atribui peso preponderante na tomada de decisão
sobre a meta para a taxa Selic. Os relatórios de inflação são publicações trimestrais, nos quais a
autoridade monetária apresenta a avaliação feita pelo Copom sobre a evolução dos determinantes
da inflação recente e sobre suas perspectivas para os anos subseqüentes. Estas informações estão
disponíveis no site www.bcb.gov.br.
14
capacidade de antever no presente incorpora uma série de incertezas
3
, sendo que muitas
destas sofrem influências de diversos fatores. Um exemplo ilustrativo deste caso é o preço
do petróleo, que exerce influência sobre a inflação, mas cujo comportamento depende de
questões geopolíticas, climáticas, expectativas sobre o nível de estoques mundiais, entre
outros. Outro complicador à decisão de política monetária ocorre quando não há
convergência das variáveis alvo, por exemplo, quando há desaceleração do nível de
atividade e aumento da inflação, que podem decorrer de choques de oferta
4
. Também existe
a necessidade de se analisar, por exemplo, qual é a natureza e o tamanho dos choque, e se
variações do nível de preços são transitórias ou permanentes. Para o caso brasileiro, esta
questão é fundamental, principalmente pela nossa vulnerabilidade a choques, como os
efeitos negativos da crise da Argentina e do racionamento de energia em 2001 e o aumento
da percepção de risco que decorreram da sucessão presidencial no último trimestre de 2002.
Dificuldades como estas reforçam o fato de que a decisão de política monetária exige uma
dose de interpretação por parte do policymaker, sendo implícita na sua atuação a
expectativa acerca do futuro, isto é, uma previsão.
Agir antes do surgimento de sinais claros de pressão inflacionária é uma condição sine qua
non ao MI, dado que as metas são explícitas e que a própria sustentabilidade do regime
exige o compromisso permanente do BC em atingi-las. Ao invés de reagir aos fatos
presentes (ou à inflação corrente) como na regra de Taylor tradicional, o Banco Central
toma decisões baseadas em previsões condicionais da inflação futura, o que reforça a
importância de se buscar indicadores antecedentes da inflação. Entre estes, naturalmente,
estão as expectativas de inflação, uma vez que carregam informações bastante ricas sobre o
ambiente macroeconômico futuro. Há pelo menos 3 razões para que o BC acompanhe de
perto como andam as expectativas de inflação:
3
Estamos nos referindo à incerteza no conceito keynesiano, no qual o mundo é não-determinístico e
onde decisões sob incerteza decorrem não só de premissas que não são conhecidas, como também
de premissas que são impossíveis de ser conhecidas (inexistem no momento da decisão). A
incerteza, sendo parte das premissas, espalha-se para os resultados. A despeito desta ignorância
parcial acerca das premissas, os agentes têm de se limitar a um grupo de alternativas sobre as quais
tenham condições de trabalhar.
4
Isto abre espaço para o dilema de política monetária: reduzir os juros para reduzir a queda no
produto, permitindo que a inflação suba ainda mais, ou aumentar os juros para conter o aumento dos
preços, sacrificando o nível de atividade. Quanto mais forte a política monetária tentar fazer com
que a inflação volte para a meta, maior é a variabilidade do produto.
15
a) Em primeiro lugar as expectativas de inflação afetam a inflação no presente. Quando as
firmas estabelecem seus preços, elas levam em conta o nível geral de preços esperado para
o futuro, caso contrário elas podem acabar mudando seus preços relativos em relação a seus
competidores. Além disso, como existe certa rigidez nos contratos de venda (ou prestação
de serviços), previsões sobre o comportamento dos insumos de produção também são
fatores que afetam a determinação dos preços. Se uma determinada indústria possui
evidências de aumento de preço de seus insumos, então esta poderá antecipar-se,
aumentando seus preços como forma de proteger sua margem.
Da mesma forma, a rigidez dos salários nominais exige que os negociadores de salário
levem em conta a mudança esperada nos custos de vida de modo a evitar perdas em termos
reais. Como os salários compõem o custo de produção, eles geram aumento dos preços.
b) As expectativas de inflação também são importantes porque a política monetária tem
maior sucesso quando as expectativas estão bem ancoradas, o que exige um determinado
nível de taxa de juros. Taxas de juros reais em níveis baixos acabam facilitando a
propagação de choques de oferta, permitindo que apareçam seus efeitos secundários na
inflação. Nestas situações, os choques poderiam desencadear aumento das expectativas, e
conseqüentemente aumento da inflação atual, comprometendo a estabilidade
macroeconômica.
c) A permanência de elevadas expectativas de inflação cria um ambiente propício para que
a economia desenvolva mecanismos de indexação. E, como se sabe, quanto mais indexada
for uma economia, maior é a queda do produto oriunda de um choque de oferta. O que
ocorre de fato é que a indexação impede a queda de salários reais fazendo com que todo o
ajuste econômico recaia sobre o produto. Conseqüentemente, após o choque, o novo
equilíbrio se dá com um nível de produto menor.
Estes elementos reforçam a necessidade do BC de acompanhar atentamente o
comportamento futuro da inflação e, com isso, “cabe ao BC contribuir para a coordenação
16
das expectativas, impedindo que suas deteriorações se auto-realizem e evitando a
propagação de choques de oferta, inibindo o aumento generalizado de preços.”
5
Há vários exemplos que evidenciam a preocupação do BC brasileiro com as expectativas de
inflação, em linha com o fato de que o regime de metas, enquanto mecanismo de
coordenação de expectativas, tem sua eficácia determinada pelo comportamento das
expectativas inflacionárias dos agentes econômicos. Destacamos dois períodos extraídos
dos relatórios de inflação:
“Apesar do aumento nas expectativas para 2005 desde a reunião de
fevereiro do Copom, as expectativas para a inflação doze meses à frente e
para 2006 permanecem estáveis, sugerindo que a postura monetária mais
restritiva tem evitado que as pressões inflacionárias de curto prazo se
propaguem para horizontes mais longos. Entretanto, para que se obtenha a
convergência da inflação para a trajetória de metas mediante o menor
sacrifício possível do nível de atividade, é importante que essas
expectativas também convirjam para os níveis almejados de taxa de
inflação.” (Relatório de inflação, março de 2005).
“... o comportamento recente do IPCA, a partir dos fatores que explicam
sua dinâmica, com destaque para as expectativas de inflação. Em virtude
dos choques de 2002, houve significativa deterioração das expectativas de
inflação. Isso foi refletido no aumento da contribuição para o IPCA da
parcela das expectativas que excedeu as metas do primeiro para o segundo
período analisado...” (Relatório de inflação, junho de 2004).
Uma boa capacidade de se prever a inflação é, portanto, essencial para o bom andamento
do regime MI. Sendo assim, a primeira questão que devemos responder é se a condução da
política monetária no Brasil vem sendo feita de forma preventiva.
2.2 O BC vem reagindo às mudanças nas expectativas?
Os trabalhos desenvolvidos em Taylor (1993,1999) desencadearam diversas pesquisas
acerca da natureza da política monetária. Taylor explicou de forma simples e intuitiva por
que razão o FED tem obtido sucesso em conter a inflação desde o início dos anos 80, sob o
5
Carta aberta do presidente do BC ao ministro da Fazenda, relativa ao descumprimento da meta no
ano de 2002.
17
comando de Paul Volcker. Sua conclusão é que o FED tem aumentado as taxas de juros de
forma mais agressiva em resposta à inflação, ao contrário do que ocorria antes de 1979,
quando o FOMC (Federal Open Market Committee) elevava as taxas nominais de juros
menos do que um para um em relação ao aumento da inflação.
A regra proposta por Taylor foi deduzida do comportamento observado do FOMC, baseada
principalmente em dois aspectos. Em primeiro lugar, o FOMC usa as taxas de juros de
curto prazo como seu instrumento de política monetária. Em segundo lugar, a decisão sobre
as taxas de juros baseia-se no comportamento observado da economia. As taxas de juros
sobem quando a atividade econômica é forte ou quando a inflação encontra-se
indesejavelmente alta.
O trabalho original, Taylor (1993), desenvolveu a seguinte equação, relacionando o
comportamento das taxas de juros à taxa de inflação e ao nível do produto nos EUA:
2)2(5,05,0
124
+−++=
−− tttt
yi
ππ
onde i
t
representa a taxa dos fed funds;
12−t
π
é a inflação dos últimos 12 meses e y é o
desvio percentual do produto real em relação à meta
6
.
Os resultados estimados para a taxa de juros americana através desta simples equação
mostraram-se bastante próximos à taxa vigente no período de 1987 a 1992, mesmo
levando-se em conta as oscilações econômicas deste período. Chamamos a atenção para o
fato que, nesta equação, o componente (
12−t
π
– 2) refere-se aos desvios da inflação em
relação à meta (implícita) de 2%, sendo que a inflação acumulada nos últimos 12 meses
está sendo utilizada como proxy para a inflação esperada. Neste caso, o BC está
respondendo à desvios da inflação e do produto olhando para trás (backward looking)
7
.
Clarida, Galí e Gertler (1998) modificam esta função de reação, desenvolvendo uma versão
forward looking da regra de Taylor. De fato, além de fazer com que a regra de Taylor seja
6
Meta definida como a tendência do período de janeiro de 1984 a março de 1992.
7
A despeito de a equação ter se ajustado bem a inflação dos EUA, o autor reforça o fato de que não
existe uma regra que possa ser seguida mecanicamente pelos bancos centrais, isto é, não existe um
piloto automático capaz de conduzir a economia ao desenvolvimento. Há situações que exigem
atitudes discricionárias do BC, como nos casos de crises de liquidez e isto está contido dentro da
definição de regras de política monetária.
18
um caso particular de uma função de reação mais ampla, este trabalho também consegue
incorporar a característica bastante realista dos bancos centrais de considerar todas as
informações disponíveis na decisão de política monetária:
tttntt
ixi
ξργρβπραρ
++−+−+−=
−+ 1
)1()1()1(
onde
[
]
[
]
{
}
tttttntntt
vxExE +Ω−+Ω−−−≡
++
/()/()1(
γππβρξ
*
βπ
α
−
=
r (
r
é a taxa de juros de longo prazo), i
t
representa a taxa de juros nominal,
*
ttt
yyx −= .
O erro
t
ξ
é portanto uma combinação linear dos erros de previsão da inflação e do produto,
além do distúrbio exógeno
t
v . A variável
t
u (abaixo) é um vetor de variáveis, que
representa o conjunto de informações disponíveis ao BC quando este toma as decisões de
política monetária (
t
u
∈
Ω
). Nele estão contidos os valores defasados que ajudam a prever
a inflação e o produto, além das variáveis contemporâneas que não são correlacionadas com
o choque
t
v . Como
[
]
0/ =
tt
uE
ξ
, temos que:
[
]
0)1()1()1(
1
=−−−−−−−
−+ tttntt
uixrE
ργρβπραρ
Neste trabalho, a estimação dos parâmetros do modelo vai se dar a partir de um modelo
GMM (generalized method of moments), cujos instrumentos são os valores defasados do
produto, da inflação, da taxa de juros e de um índice de commodities.
Baseados neste método, os trabalhos, Favero, Giavazzi (2002) e Minella et al. (2003),
aplicados para o Brasil, trabalham com a seguinte função:
))*()(1(
14132011 −−++−
∆++−+−+=
ttjtjttttt
eyEii
ααππαααα
19
onde i
t
é a taxa de juros
8
,
jt +
*
π
representa a meta de inflação para os próximos 12 meses,
1−t
y é o hiato do produto e e é a taxa de câmbio. A variável
jtt
E
+
π
representa a expectativa
de inflação para os próximos 12 meses.
Ao invés do método GMM, estes trabalhos utilizam, como expectativa de inflação, a
pesquisa que o BC realiza junto a analistas profissionais (bancos, corretoras, etc) divulgada
no Boletim Focus, a qual chamaremos de AP. A equação e os resultados destas estimativas
encontram-se abaixo.
))*()(1(
14132011 −−++−
∆++−+−+=
ttjtjttttt
eyEii
ααππαααα
Tabela 1: Comparativo de resultados da função de reação do Banco Central
Paper M et al. M et al. M et al. Fa, Gi Fa, Gi
Ano
2003 2003 2003 2002 2002
Início da série (ano, mês)
00:01 00:01 00:01 99:02 99:02
Final da série (ano, mês)
02:12 02:12 02:12 02:03 02:03
Freqüência dos dados
mensal mensal mensal mensal diária
Constante
4,58*** 5,38** 5,24** 3,60*** 0,172***
Taxa de juros (t-1)
0,71*** 0,67*** 0,67*** 0,79*** 0,99**
Expectativas de inflação
(desvios da meta)
2,32*** 2,09*** 2,05*** 1,78** 1,94***
Hiato do produto (t-1)
-0,10 -0,07 n.d. n.d.
US$(t-1) (var. 12 meses)
0,01 n.d. n.d.
R
2
ajustado
0,9157 0,6411 0,5794 n.d. n.d.
Notas: M et al.: Minella et al. (2003)
Fa, Gi: Favero e Giavazzi (2002)
*,**,*** indicam significância de 10%, 5% e 1%, respectivamente.
n.d.: não divulgado
8
A utilização da variável
1−t
i justifica-se pela tendência dos bancos centrais de suavizarem as
alterações das taxas de juros.
20
Além de respeitar a condição supracitada sobre o distúrbio, estes modelos estão assumindo:
a) que as decisões do BC levam em conta as expectativas do mercado, cuja proxy é a
pesquisa conduzida junto ao mercado financeiro. Essa hipótese nos parece bastante
razoável, tendo em vista que, nos relatórios de inflação, sempre que o BC se refere às
expectativas do mercado, ele está se referindo especificamente a esta pesquisa. No capítulo
III, faremos uma análise detalhada sobre a qualidade destas previsões, mas por enquanto,
basta-nos saber que essas expectativas não apenas fazem parte das informações que o BC
recorrentemente monitora, mas também têm papel de destaque sobre as decisões acerca da
política monetária; b) que o modelo está bem especificado, o que significa dizer que as
decisões do BC podem ser explicadas pelo desvio da inflação em relação à meta, gap, e
taxa de câmbio, ainda que possam existir outros fatores que influenciam a decisão de
política monetária. Apesar de não existirem metas para a taxa de câmbio no MI, a
justificativa para a utilização desta variável como uma das variáveis explicativas decorre de
seus efeitos sobre o comportamento da inflação, de tal modo que, indiretamente, a
preocupação com a inflação está associada ao comportamento do câmbio, sendo portanto
razoável supormos que existam limites de flutuação do câmbio. Além disso, o excesso de
volatilidade do câmbio gera instabilidade e prejudica os planos de investimentos dos
agentes econômicos. Conseqüentemente, quando introduzimos o câmbio como uma das
variáveis explicativas, estamos supondo que ele pode influenciar a política monetária,
independentemente da informação que contém sobre as expectativas ou sobre o produto. A
tabela 1 nos mostra que estes trabalhos vão, no máximo, até dezembro de 2002. Estendendo
a análise até maio de 2005 podemos verificar que os principais resultados se confirmam.
A equação abaixo foi estimada por mínimos quadrados não-lineares (NLS):
Ttttjtjttttt
DeyEii
=−−++−
+∆++−+−+=
514132011
))*()(1(
αααππαααα
(1)
Os dados utilizados estão em variação logarítmica e possuem periodicidades mensais, de
janeiro de 2000 a maio de 2005.
21
Juros (t-1): taxa nominal de juros Selic meta, defasada em 1 mês.
Desvio da expectativa de inflação em relação à meta: desvio da inflação medida pelo IPCA
(índice de preços ao consumidor amplo, calculado pelo IBGE) esperada para os próximos
12 meses em relação à meta para os próximos 12 meses. Pelo fato de não haver previsões
para o período de 12 meses entre janeiro de 2000 e novembro de 2001, havendo apenas as
previsões para o fechamento dos anos corrente e subseqüente, estas foram interpoladas em
função do número de meses restantes até o fim do ano vigente e futuro, a partir da seguinte
equação:
1
1212
12
+
+
−
=
t
e
e
t
e
j
jj
πππ
. A meta para 12 meses utilizada é o centro da meta,
que foi estimado pelo mesmo método.
Hiato do produto: calculado pela diferença do produto efetivo, cuja série utilizada foi a de
produção industrial desazonalizada calculada pelo IBGE, e o produto potencial
9
. Estamos
utilizando os dados de produto conhecidos pelo Copom na data da reunião, levando em
conta a defasagem até que estes sejam conhecidos.
Câmbio (t – 1): variação da taxa de câmbio nos últimos 12 meses, defasada.
Dummy eleitoral: assume valor 1 para o período de outubro de 2002 a janeiro de 2003 e
zero nos demais meses. Este período refere-se a sucessão presidencial.
Inicialmente, trabalhamos com um modelo com três variáveis independentes (modelo I): a
taxa de juros defasada, o hiato do produto e o desvio da inflação em relação à meta. Em
seguida, testamos outras duas possibilidades. Na primeira delas, introduzimos a taxa de
câmbio dos últimos 12 meses defasada de um período e na segunda incorporamos uma
dummy eleitoral, correspondente ao período de sucessão presidencial, que foi bastante
turbulento. Os resultados encontram-se na tabela 2, abaixo:
9
Calculado a partir do filtro HP (Hodrick Prescott). Este é um dos 4 métodos utilizados pelo BC
para calcular o produto potencial. Os outros três são: tendência linear, função de produção, além de
um quarto método que combina o método de função de produção com o filtro HP.
22
Tabela 2: Estimação da função de reação do BC
Variável dependente: taxa de juros Selic. 2000:01 - 2005:05
Modelo I Modelo II Modelo III
Constante 0,133***
(8,56)
0,136***
(10,30)
0,133***
(12,44)
Juros (t – 1) 0,902***
(19,69)
0,892***
(19,29)
0,861***
(18,74)
Desvio da expectativa da
inflação em relação à meta
2,554***
(2,97)
2,092***
(2,97)
2,775***
(3,74)
Hiato do produto 1,115
(1,32)
0,922
(1,30)
0,762º
(1,58)
Tx de câmbio (t – 1) 0,051
(1,15)
0,026
(0,812)
Dummy eleitoral -0,013***
(-2,70)
R
2
ajustado 0,957 0,958 0,965
LM (1 lag) 0,370 0,656 0,672
LM (4 lags) 0,586 0,644 0,938
Notas: estatística t entre parênteses.
*** indica significância a 1%. º indica significância a 12%.
Antes de passarmos para nosso objetivo central, que é a análise do coeficiente da variável
de desvio da expectativa em relação à meta, cabem algumas considerações. Comparando
nossos resultados com os resultados da tabela 1, nossos modelos permitiram uma
capacidade preditiva maior, que se aproximou a 96%. É provável que esta diferença esteja
associada ao período em que estes trabalhos foram realizados, haja vista que, no período de
2000 a 2003, a economia brasileira sofreu choques com maior freqüência e intensidade do
que em 2004 e 2005. O fato de trabalharmos com uma série mais longa e relativamente
menos turbulenta permitiu um R
2
mais alto. Obtivemos valores altos do componente
inercial da taxa de juros, da ordem de 0,9, nos 3 modelos, mostrando que há uma forte
tendência de suavização da taxa de juros no Brasil. A taxa de câmbio apresentou
coeficiente com o sinal esperado, nos modelo II e III, porém não significativos.
Diferentemente de Minella et. al (2003), o hiato do produto apresentou o sinal esperado,
23
porém não significante aos níveis usuais
10
. No que se refere a dummy eleitoral, apesar de ter
apresentado significância, seu coeficiente é tão pequeno que, de fato, este período parece
ter afetado a decisão de política monetária apenas de forma marginal. Interpretamos o
coeficiente da dummy ser negativo como uma indicação de que, neste período, a opção do
BC foi por uma certa acomodação da inflação.
Respondendo a questão que intitula este sub-capítulo, percebemos que, nos 3 modelos
propostos, o BC vem respondendo às expectativas de inflação. Mas para sabermos se o
aumento das taxas de juros nominais têm sido suficientes para aumentar as taxas de juros
reais, testamos, através de um test t, a hipótese
1
α
>1, a qual não foi rejeitada ( a 1%) nos 3
casos. A lógica por trás deste teste é que, quando a inflação sobe, a taxa real de juros
precisa subir para reduzir o consumo e o investimento, caso contrário, ocorre o problema de
indeterminação monetária. Intuitivamente, se a taxa real de juros cair quando a inflação
sobe, o resultado vai ser um aumento da demanda agregada, que implica em mais inflação,
queda da taxa real de juros e assim o sistema entra em um círculo inflacionário vicioso. Em
poucas palavras: “elevar as taxas de juros acima de um para um em relação à taxa de
inflação é uma propriedade essencial para uma boa regra de política monetária. Respostas
inferiores a um para um resultam em performances pobres” (Taylor 2000, tradução nossa).
No caso brasileiro, este comportamento ganha importância, haja vista nossa vulnerabilidade
a choques, que geram dois efeitos. O primeiro deles é o de primeira ordem (ou primário),
oriundo do aumento dos preços dos bens comercializáveis. Os efeitos secundários são
aqueles que, como conseqüências dos efeitos primários, se propagam para outros setores,
como por exemplo àqueles que venham a repassar imediata e integralmente os aumentos
dos insumos, ou ainda que se aproveitem do ambiente de reajustes para aumentar suas
margens
11
. O BC age de modo a acomodar os efeitos primários e impedir a propagação dos
efeitos secundários. O fato é que quanto maior for a vulnerabilidade de uma economia,
maior é a resistência à queda das expectativas de inflação. Isso ocorre porque os agentes
sabem que, em alguns casos, os efeitos inflacionários dos choques exigiriam uma resposta
10
Em Clarida, Gali e Gertler (1998), este coeficiente mostrou-se significante para Alemanha, Japão,
Inglaterra, França e Itália.
11
No Brasil, o BC desenvolveu uma metodologia que permite a separação destes efeitos. Em
virtude da acomodação dos efeitos primários, a meta de inflação é ajustada, a qual é referida como
“meta ajustada”, que é a meta original ajustada para incorporar a inércia não combatida.
24
tão restritiva por parte da autoridade monetária para fazer a inflação convergir para a meta,
que seus efeitos adversos sobre a atividade econômica e emprego acabam tornando-a
inviável. A existência um limite além do qual o BC prefere abrir mão da meta gera
resistência das expectativas em cair conforme a inflação vai aumentando e por essa razão a
resposta do BC frente às elevações das expectativas precisa ser mais severa, como modo de
fazê-las convergir para as metas.
Em resumo, este capítulo nos permite fazer algumas considerações. Em primeiro lugar, o
comportamento do BC tem sido realmente forward looking, isto é, ele tem efetivamente
respondido às alterações das expectativas de inflação. Este resultado está alinhado com
outros trabalhos que buscaram estimar regras de Taylor para ao caso brasileiro e corrobora,
empiricamente, as afirmações do BC de que a condução da política monetária visa a
coordenar as expectativas para a meta de inflação. A partir deste ponto, passamos para o
segundo capítulo, investigando que expectativas são estas, acompanhadas com tanta
atenção por parte do BC. A pergunta que vamos responder em seguida é: estas expectativas
são capazes de prever movimentos futuros da inflação?
25
Capítulo 3 – Qualidade das previsões no Brasil
3.1 Métodos para se extrair expectativas de inflação
Tendo em vista que as expectativas de inflação não são diretamente observáveis, percebem-
se 3 métodos
12
de se extrair expectativas de inflação. O primeiro, e mais simples, consiste
em conduzir pesquisas regulares e freqüentes com participantes do mercado financeiro
(como analistas profissionais) ou com membros do empresariado e, em seguida, trabalhar
com a média ou a mediana destas expectativas
13
. Estas previsões possuem a vantagem de
serem forward-looking, mas elas não necessariamente refletem os comportamentos
econômicos, isto é, as respostas dos agentes não necessariamente são consistentes com os
movimentos relevantes de preços que são vistos no mercado financeiro. Conseqüentemente,
uma premissa-chave requerida para que as estimativas baseadas em previsões reflitam de
forma acurada as expectativas de inflação é que os resultados divulgados pelos analistas
sejam representativos das verdadeiras crenças sobre as quais os indivíduos baseiam suas
decisões.
As outras duas possibilidades buscam extrair as expectativas de inflação dos preços dos
ativos financeiros. Há métodos que comparam taxas de juros nominais de títulos pré-
fixados com as taxas reais de títulos indexados a índices de preços de mesmo vencimento,
como os modelos de Deacon e Derry (1994), Barr e Campbell (1995) e Gong e Remolona
(1996). A idéia por trás destes modelos é que, selecionando pares de ativos localizados em
vários vencimentos da curva de juros e impondo certas hipóteses de identificação, é
possível usar as taxas de juros nominais para se inferir as expectativas de inflação. Em um
dado período t, estes métodos vão gerar uma estimativa da inflação entre o período t e o
vencimento do título de maior maturidade. Estes modelos também são capazes de
incorporar mudanças nas crenças dos agentes em função de novas informações, sendo
portanto, forward-looking. Por fim, a terceira possibilidade, que será desenvolvida no
12
Naturalmente, modelos de séries de tempo, como os ARIMA, também podem ser usados como
uma opção para se prever a inflação.
13
Keane e Runkle (1990) criticam a utilização de média ou mediana, em favor da utilização de
dados individuais.
26
capítulo 4, busca extrair as expectativas de inflação da estrutura a termo da taxa de juros
(ETTJ).
3.2 As experiências internacionais com pesquisas de inflação
Existe um grande número de pesquisas sendo desenvolvidas na atualidade em diversos
países (sob MI ou não), como é o caso do Banco da Inglaterra, Bancos de Israel, México,
Colômbia, Chile etc. No apêndice 1, descrevemos resumidamente algumas destas
pesquisas, para os seguintes países: EUA, Inglaterra e México. Justificamos a escolha dos
EUA pois, apesar de não seguirem o regime de metas de inflação, possuem uma longa
tradição de pesquisas que avaliam a percepção do público sobre o comportamento da
inflação. A Inglaterra foi escolhida porque desenvolve pesquisas ricas, que inclusive
abrangem questões que vão além das expectativas de inflação. E por fim decidimos pelo
México para termos uma comparação com um país da América Latina, no qual a adoção do
regime de MI ocorreu em janeiro de 1999, mesmo ano em que o Brasil adotou o MI.
3.3 O monitoramento das expectativas no Brasil
A partir de janeiro de 2000, o BC passou a efetuar uma pesquisa diária junto a analistas
profissionais (bancos, empresas de consultoria, corretoras, administradoras de recursos,
etc). Em princípio, qualquer entidade pode fazer parte da pesquisa, exigindo-se apenas
regularidade e robustez das projeções fornecidas. São excluídas do ranking as empresas que
não tenham confirmado ou atualizado informações, com trinta dias antes da data em que o
dado será conhecido. Em dezembro de 2004 o grupo pesquisado totalizava 104
informantes, que têm liberdade para alterar suas projeções diariamente. Os resultados de
cada instituição são mantidos sob sigilo, porém os valores da média, máximo, mínimo,
27
mediana e desvio-padrão estão disponíveis ao público
14
. A princípio estas instituições
respondiam quais eram suas expectativas de inflação para o ano atual e para o ano
subseqüente. A partir de novembro de 2001, estas passaram a responder também quais
eram suas previsões para a inflação esperada para os próximos 12 meses.
Como forma de incentivar a qualidade das projeções e de aferir suas previsões, o BC
também calcula e divulga um ranking, composto pelas empresas que tiveram maior
precisão das projeções tanto para o curto, médio e longo prazos. Os 5 melhores previsores,
top five, são revistos mensalmente.
3.4 Temos boas expectativas de inflação?
A melhor forma de respondermos a esta questão é desdobrando-a em duas. A primeira
delas é testar a racionalidade das expectativas e a segunda é comparar as previsões dos
analistas profissionais com dois modelos bastante simples de previsão de inflação.
3.4.1 Teste de racionalidade das expectativas
As expectativas são racionais quando apresentam duas propriedades: eficiência e não-
viés
15
. As expectativas são eficientes quando toda a informação disponível é utilizada para
se fazer as previsões. O teste de eficiência é feito regredindo-se o erro de previsão (e
t
) sobre
as variáveis que compõem o grupo de informações relevantes disponíveis no momento de
previsão. Como sempre, estamos trabalhando com o período de 12 meses, o que significa
dizer que os erros são aqueles que se originam da diferença entre as previsões feitas para a
inflação esperada para os próximos 12 meses e a inflação realizada no período.
ttt
vIe ++=
φδ
(2)
14
Além dos diversos índices de inflação, o BC também divulga as expectativas de mercado da taxa
de juros, taxa de câmbio, produção industrial, PIB, conta corrente, entre outros. Para um maior
detalhamento de aspectos operacionais da pesquisa, consultar Nota Técnica do Banco Central, nº36.
15
Os procedimentos utilizados para se testar estacionaridade estão em Thomas Jr (1999).
28
O vetor I
t
deve incorporar todas as variáveis que estariam contidas em um modelo de
regressão sofisticado. O teste de eficiência resume-se então no teste de significância das
variáveis explicativas (de forma conjunta ou individualmente). Se as informações
disponíveis forem correlacionadas com o erro, então estas não foram incorporadas no
momento da previsão, caracterizando ineficiência. Há dois tipos distintos de eficiência:
fraca e forte
16
. A eficiência fraca baseia-se na premissa de que os dados de inflação passada
não têm custo, enquanto que para as outras informações existe um determinado custo. Já a
eficiência forte assume que toda a informação sobre todas as variáveis utilizadas em
modelos de inflação foi utilizada. Utilizaremos, sempre levando em conta as informações
conhecidas no momento em que são feitas as previsões, as seguintes variáveis explicativas:
a inflação defasada acumulada nos últimos 12 meses (ID), a valorização da taxa de câmbio
do último mês (CAM), o hiato do produto (GAP) e o crescimento do último trimestre dos
agregados monetários (M1 e M2).
Existem dois aspectos importantes para os quais chamamos a atenção. O primeiro refere-se
ao fato que estamos trabalhando com uma série relativamente curta, de 53 meses, quando o
ideal seria termos uma amostra com um histórico maior. Além disso, repetimos a utilização
de dummies multiplicativas da inflação defasada
17
, que assumem o valor 1 para o período
de outubro de 2002 a março de 2003.
A equação a ser estimada é:
ttt
vIe ++=
φδ
Os resultados obtidos foram:
16
Há autores que definem a eficiência fraca como aquela que leva em conta as informações que
estão disponíveis ao público, enquanto que a eficiência forte seria aquela que leva em conta
informações adicionais e talvez mais sofisticadas, como aquelas que poderiam ser oriundas de
modelos.
17
No caso da dummy de intercepto, o resultado não se altera.
29
Tabela 3: Teste de eficiência das previsões.
Variável dependente: erro das previsões. 2001:01 - 2005:05
δ
φ
R
2
(%)
CAM -0,029***
(-3,61)
-0,013
(-0,36)
0,3
GAP -0,032***
(-4,69)
-0,178
(-0,87)
1,6
M1 -0,043***
(-2,83)
0,080
(0,90)
1,7
M2 -0,029*
(-2,56)
-0,017
(-0,19)
0,0
ID -0,095***
(-5,99)
0,689***
(4,33)
0,26
Com variável
dummy
Dummy*ID -0,383***
(-3,26)
ID 0,597***
(4,05)
42,5
Nota: estatística t entre parêntesis.
*,***: significantes a 5% e a 1%, respectivamente
Erro definido como inflação esperada menos inflação realizada.
Fonte: Banco Central do Brasil
Os resultados acima revelam que, por conta da inflação defasada, não podemos rejeitar a
ineficiência das previsões. Isto significa dizer que a inflação defasada não é adequadamente
levada em conta nas previsões coletadas pelo BC, o que pode ser um sinal de que há uma
certa resistência às revisões das expectativas, assunto que trataremos de forma mais
detalhada na seção 3.5. A variável dummy mostrou-se negativa e significativa, mas foi
mantida a correlação entre o erro e a inflação defasada, confirmando a ineficiência.
A segunda propriedade necessária ao teste de eficiência é a hipótese de não-viés. As
expectativas são não-viesadas quando são em média, corretas. O viés pode ser testado a
partir da seguinte regressão
18
:
t
tt
e
t
u++=
−12,
βπαπ
18
O teste ADF de raiz unitária da inflação confirma que a série de inflação é I(0).
30
onde
t
π
representa a inflação dos últimos 12 meses e
12, −tt
e
π
é a expectativa feita um ano
antes.
Desta forma, testar não-viés significa testar a hipótese nula conjunta de que 0
=
α
e 1
=
β
.
Se rejeitarmos H0, então as previsões são consideradas viesadas, independentemente de
suas acuidades. Intuitivamente, quando
α
assume valor maior que zero ou
β
é maior que
um, temos que os agentes subestimam a inflação. Por outro lado, se
α
for menor que zero
ou se
β
menor do que um, as previsões sobre-estimam a inflação.
t
e
ttj
tt
e
t
u+++=
−
−
12,2
12,
1
πδβπβαπ
(3)
Tabela 4: Teste de viés das previsões.
Variável dependente: erros das previsões doze meses à frente. 2001:01 – 2005:05
Modelo I Modelo II
Constante 0,107***
(7,24)
0,092
(6,70)
Inflação esperada -0,277
(1,20)
-0,135
(0,64)
Dummy eleitoral 0,373***
(3,62)
Notas: estatística t entre parêntesis.
*** indica significância a 1%.
Elaboração própria
Os dados utilizados foram:
t
π
: IPCA (IBGE) acumulado nos últimos 12 meses.
12, −tt
e
π
: IPCA (IBGE) esperado para o período t, feito em t-12.
j
δ
: Dummy eleitoral, que assume o valor 1 para o período de outubro de 2002 a março de
2003 e valor 0 nos demais períodos.
Fica evidente pelo resultado do modelo I da equação (3) acima que a propriedade de não-
viés não pode ser rejeitada. Além da inflação esperada não ser significante, o coeficiente da
31
constante mostrou-se positivo e significante, valendo dizer que as previsões dos analistas
profissionais, de forma não desprezível, subestimam a taxa de inflação No modelo II, a
dummy mostra-se significativa e positiva, mas a constante permanece significativa, mesmo
a 1% de significância, o que mantém a rejeição da hipótese de não-viés. Isso é uma
evidência de que a sub-estimativa não se restringe ao período do choque inflacionário da
sucessão presidencial.
O fato de as expectativas estarem tão distantes do comportamento racional nos fez
considerar a hipótese de que o problema residisse no horizonte que estamos considerando
para as previsões. Talvez, um prazo de 12 meses seja muito longo para se fazer previsões
dada a instabilidade macroeconômica brasileira. É natural que o erro previsto para
horizontes menores seja menor do que àquele previsto para 12 meses, mas nosso objetivo é
ver se, para um prazo substancialmente menor, 3 meses, a propriedade de não-viés deixa de
ser rejeitada. Para atingir este objetivo, refizemos nosso teste de não viés com as
expectativas para um prazo de 3 meses, ao invés de 12 meses como feito acima. As
expectativas de 3 meses, assim como as de 12 meses, são divulgadas pelo BC. Os
resultados estão abaixo:
t
tt
e
t
u++=
−3,
1
πβαπ
Tabela 5: Teste de viés das previsões:
Variável dependente: erros das previsões três meses à frente. 2001:01 – 2005:05
Constante 0,006
(1,13)
Inflação esperada 0,944
(2,76)
Nota: estatística t entre parêntesis.
*** indica significância a 1%.
Elaboração própria
Os dados utilizados têm periodicidade mensal, iniciando-se em janeiro de 2001 e
terminando em maio de 2005.
32
t
π
: IPCA (IBGE) acumulada nos últimos 3 meses.
3, −tt
e
π
: IPCA (IBGE) esperado para o período t, feito em t-3.
Neste caso, as previsões mostraram-se não viesadas, uma vez que p-valor do teste F em que
0
=
α
e 1
=
β
foi de 0,0063. Podemos visualizar os resultados acima através dos gráficos
das taxas de inflação esperadas em relação às taxas ocorridas para os horizontes de 3 e 12
meses. Introduzimos retas de inclinação igual a 1 para ajudar na visualização do nosso
teste. O que estamos testando, de fato, é se a regressão das expectativas de inflação em
relação a inflação ocorrida equivale à reta abaixo.
Gráfico 1: Desvios das expectativas de inflação em relação às inflações realizadas para os
próximos 12 meses. 2001:01 – 2005:05
Gráfico 2: Desvios das expectativas de inflação em relação às inflações realizadas para os
próximos 3 meses. 2001:01 – 2005:05
Gráfico 1 Gráfico 2
Inflação esperada 12 meses
0%
4%
8%
12%
16%
20%
0% 4% 8% 12% 16% 20%
início 2003
0%
2%
4%
6%
8%
0% 2% 4% 6% 8%
Inflação esperada 3 meses
Fonte: Banco Central do Brasil
Fica evidente que as previsões para 12 meses são viesadas para baixo (subestimam a
inflação), de forma tendenciosa, o que não decorre do choque ocorrido no final de 2002. As
expectativas para os próximos 3 meses, apesar de não-tendenciosas, também apresentam
erros relativamente grandes. Com isso, concluímos que se deve tomar cuidado com a
33
capacidade preditiva das expectativas AP, principalmente para horizontes longos. Na
verdade, o coeficiente encontrado para o teste de não-viés no horizonte de um ano não
chega a ter sequer alguma significância. Isso significa que, apesar da relevância de se
acompanhar as expectativas de inflação no regime de metas, as expectativas de inflação
coletadas pelo BC devem ser consideradas com ressalvas.
De toda forma, o fato de as expectativas não se apresentarem como racionais está em linha
com a maior parte dos trabalhos empíricos, que concluíram que as expectativas não são
perfeitamente racionais, como em Bryan e Gavin (1986) e Batchelor e Dua (1989). Estes
últimos descobriram que a pesquisa Livingston, cuja descrição encontra-se no apêndice 1, é
uma previsão viciada da inflação.
3.4.2 Comparações com modelos simples
Em seguida, dando continuidade ao objetivo de avaliar as previsões AP, faremos
comparações deste com dois modelos simples de previsão: o modelo que chamaremos de
ingênuo e o modelo Fisher
19
.
O modelo ingênuo (ING) é aquele no qual a estimativa de inflação é simplesmente a
inflação acumulada nos últimos 12 meses, conhecida na data em que é feita a previsão. A
previsão feita em janeiro de 2003, por exemplo, corresponde à inflação acumulada de
janeiro a dezembro de 2002. Percebe-se que, neste caso, a previsão é composta apenas por
um componente backward-looking, o que significa dizer que as expectativas são formadas
apenas olhando-se para trás, ignorando qualquer antecedente de pressão sobre os preços.
Acreditamos que os analistas econômicos devam apresentar uma previsão melhor do que a
ingênua, uma vez que possuem modelos complexos, que levam em conta uma gama mais
rica de informações relevantes para o cálculo da inflação. Além disso, os AP estão
envolvidos em processar e interpretar diariamente uma série de dados e também convivem
com reuniões, debates e leituras sobre as análises de diversas fontes.
O modelo de Fisher será aquele que, utilizando a equação de Fisher, calcula a inflação
esperada a partir da diferença entre a taxa nominal de juros
20
e a taxa real de juros esperada,
19
Mantivemos os mesmos nomes de Thomas Jr. (1999)
34
onde esta última é calculada pela média da taxa de juros real passada. Desta forma, o
modelo Fisher assume, por um lado, uma taxa real de juros ex-post e um componente
forward que é o da taxa nominal de juros, que leva em conta as informações contidas no
mercado financeiro.
As comparações serão baseadas em medidas de erro, que são: o erro médio, o módulo do
erro quadrático e a raiz quadrada do erro quadrático médio. O erro (e
i
), por definição, é
medido pela diferença entre os valores previstos e os valores observados.
a) Erro médio (EM): representa a média dos erros entre os valores previstos e
realizados nos períodos analisados e devem ser considerados apenas como um viés médio.
b) Módulo do erro médio (MEM).
c) Raiz quadrada da média do quadrado do erro (RMEQ): é outra forma de medir
acuidade. É importante notarmos que um determinado tipo de erro pode estar correto em
média (EM=0) e ainda assim ser um previsor ruim, caso apresente altos MEM e RMEQ.
Também optamos por trabalhar não apenas com o período agregado (janeiro de 2001 a
maio de 2005), como também com duas divisões: de janeiro de 2001 a maio de 2003 e de
junho de 2003 a janeiro de 2005. A escolha deste primeiro sub-período justifica-se pela
forte aceleração da inflação no Brasil que, conforme já nos referimos, decorreu de um
choque de confiança em função das eleições presidenciais. No mês de maio de 2003 foi
observado o pico da inflação e por isso este foi utilizado como ponto final do primeiro
período (vide gráfico 3). O segundo sub-período predomina a desaceleração do processo
inflacionário, retornando a níveis próximos ao período pré-choque. Nosso objetivo com isto
é vermos se os métodos, individualmente, tendem a ser mais ou menos eficientes em função
destas condições.
20
Swap DI x Pré para 12 meses. Fonte: BMF (Bolsa de Mercadorias e Futuros).
35
Tabela 6: medidas de erro de previsão dos métodos ingênuo, Fisher e AP.
2001:01 – 2005:05
Previsão EM MEM RMQE
Ingênuo 0,1 4,4 5,7
Fisher 0,0 3,2 4,0
AP -3,0 4,0 5,3
01/2001 a 05/2003: inflação ascendente
Previsão EM MEM RMQE
Ingênuo -2,0 2,7 4,0
Fisher -0,1 4,0 4,7
AP -4,1 4,2 5,6
06/2003 a 05/2005: inflação descendente
Previsão EM MEM RMQE
Ingênuo 2,8 6,5 7,3
Fisher 0,2 2,1 2,8
AP -1,5 3,7 5,0
Gráfico 3: Inflação esperada (em t-12) pelos analistas profissionais para os próximos 12
meses e inflação realizada no período.
Gráfico 4: Inflação esperada (em t-12) pelos métodos ingênuo e de Fisher para os próximos
12 meses e inflação realizada no período.
Gráfico 3 Gráfico 4
0%
5%
10%
15%
20%
Jan-01 Jan-02 Jan-03 Jan-04 Jan-05
AP INFL
mai/03
0%
5%
10%
15%
20%
Jan-01 Jan-02 Jan-03 Jan-04 Jan-05
INFL ING FISCHER
Fonte: Banco Central do Brasil e BMF.
36
Notas das tabelas: EM: Erro médio
MEM: Módulo do erro médio
RMQE: Raiz quadrada da média do quadrado do erro
∑
=
=
n
i
i
e
n
EM
1
1
;
∑
=
=
n
i
i
e
n
EMA
1
1
;
2/1
1
2
1
=
∑
=
n
i
i
e
n
EQM
Notas do gráficos: As previsões feitas para os períodos de janeiro de 2001 a outubro de 2002, no
modelo AP, foram interpoladas pelo método
1
1212
12
+
+
−
=
t
e
e
t
e
j
jt
πππ
.
Dos resultados acima , cabem as seguintes conclusões:
a) O erro médio dos AP é sempre negativo, o que significa dizer que os AP
subestimam a inflação tanto em períodos de aceleração quanto de queda da inflação. O fato
da subestimativa ter diminuído pode ser um sinal de aprendizado, mas ainda não é possível
se afirmar isso. Apenas no período de novembro de 2003 a junho de 2004 é que as
previsões estiveram acima da inflação realizada, provavelmente por conta da contaminação
das expectativas no primeiro trimestre de 2003.
b) O ING consegue superar com folga o AP no período de janeiro de 2001 a dezembro
de 2002, apesar de ser o pior método em 2003 e 2004 por razões óbvias. Na verdade como
podemos perceber pelo gráfico, o ING perde para o AP apenas no ano de 2004.
c) Assim como os resultados obtidos em Thomas Jr (1999), os 3 modelos sub-
estimaram a inflação quando esta é ascendente, em diferentes magnitudes.
d) Em nenhum dos períodos analisados o método AP conseguiu ser o modelo com
menor erro
21
. De fato, dos 53 meses analisados que correspondem a nossa amostra, em
apenas 9 o AP foi superior aos demais. Além disso, este também foi o modelo que mais
errou com a maior freqüência, em 20 vezes.
21
Esta constatação também é válida no caso do corte ser feito por ano. Em nenhum dos anos de
nossa amostra o AP foi o melhor método.
37
Tabela 7: freqüência dos erros em cada um dos métodos. 2001:01 – 2005:05
Ingênuo Fisher AP
Melhor 18 26 9
2ºMelhor 17 12 24
Pior 18 15 20
Nota: Elaboração própria
e) Apesar da simplicidade em que foi utilizado, o modelo que melhor se ajustou ao
período em análise foi o modelo Fisher. Um resultado interessante foi que, além de ter
apresentado EM igual a zero no agregado, este praticamente não foi afetado pela separação
da análise nos períodos supracitados. Com isso, vale dizer que em períodos onde
predominou a aceleração ou a desaceleração da inflação não geraram super-estimativas
nem sub-estimativas. Outro ponto que vale a pena chamarmos a atenção foi que apenas o
modelo Fisher foi capaz de antecipar, no segundo semestre de 2002, uma escalada da
inflação para níveis próximos de 15%.
Em resumo, as previsões AP caracterizam-se pela incapacidade de antecipar os
comportamentos futuros da inflação. Essa visão é corroborada por Lima e Céspedes (2003),
que constataram que a capacidade preditiva dos analistas de mercado é inferior à de
modelos de séries de tempo.
22
Uma crítica possível a essas considerações é que o período
caracteriza-se por choques que afetaram a economia, e que estes seriam muito difíceis de se
prever tanto no que concerne a suas durações quanto intensidades. É fato que o período
analisado foi turbulento para a economia brasileira, por outro lado, na condição de país
emergente, alguma vulnerabilidade continuará fazendo parte do nosso dia-a-dia, pelo
menos na próxima década. Isso só reforça a necessidade de se aprofundarem os métodos de
se extrair expectativas da inflação.
3.5 Por que as projeções de inflação no Brasil erram tanto?
22
Estes resultados também são válidos quando a comparação é feita em relação aos top 5 ou às
previsões do próprio BC, que constam nos relatórios de inflação.
38
Ainda que o objetivo central desta dissertação não seja o de justificar a razão pela qual as
expectativas de inflação são incapazes de antecipar movimentos futuros da inflação,
investigar o que está por trás desta constatação acaba sendo um desdobramento natural do
tema proposto. Separamos nossa análise em dois conjuntos de fatores. No primeiro grupo
de fatores estão inseridos aspectos relacionados à dificuldade de se modelar a inflação no
Brasil. Neste primeiro grupo, portanto, estamos nos colocando na condição de AP.
Naturalmente, sabemos que a dificuldade de se prever a inflação no Brasil decorre, em boa
parte, da instabilidade econômica que é comum em países emergentes. Além disso, existem
outros aspectos que são tipicamente brasileiros, entre as quais citamos:
a) Variabilidade da inércia inflacionária
De acordo com o BC
23
, a inércia inflacionária foi o principal componente do
descumprimento da inflação em relação às metas nos anos de 2003, respondendo por
aproximadamente dois terços da inflação naquele ano. O problema central em relação à
inércia não é fato de ela existir, mas sim, que seu comportamento varia ao longo do tempo,
acentuando-se em momentos de crise, como observado no último trimestre de 2002 em face
da iminente sucessão presidencial. Em ocasiões como esta, a percepção dos agentes de que
a inflação possa se descontrolar faz com que aumente o componente backward looking da
inflação, abrindo espaço para um processo perverso de retroalimentação dos preços,
conforme apresentado em Vieira e Laurini (2003). Os autores modelam a inflação inercial e
seus resultados dão conta de que nos períodos de pós-desvalorização de 1999 e pré-eleição
de 2002, “o comportamento da inércia inflacionária pode explicar a aceleração da inflação
nestes períodos, consistente com a interpretação de que a inflação está elevada nestes
momentos porque a inflação passada também foi elevada, o que corresponde a hipótese de
inflação inercial”.
24
b) Taxa de câmbio
Desde a adoção do câmbio flutuante no Brasil, em meados de janeiro de 1999, a
volatilidade cambial brasileira apresenta-se em níveis bastante altos, em comparação a
23
Cartas abertas do presidente do BC ao ministro da Fazenda em função dos descumprimentos das
metas nos anos de 2001, 2002 e 2003.
24
O coeficiente inercial nestes períodos é superior a 0,7.
39
outros países emergentes. Conforme demonstramos abaixo, a oscilação da taxa de câmbio
no Brasil é bastante superior a de outros países latino-americanos. A flutuação da moeda
brasileira chega a ser 3 vezes maior que a mexicana e quase o dobro do peso argentino.
Tabela 8: Coeficiente de variação da moeda brasileira, comparada com países latino-
americanos. 1999:01 – 2004:12.
Brasil México Argentina Chile Uruguai Bolívia
1999
8,5 2,8 0,0 4,5 2,5 1,7
2000
3,7 1,7 0,0 4,8 2,3 2,0
2001
10,5 2,6 0,0 7,7 3,9 2,2
2002
18,7 4,5 22,7 4,3 26,4 2,6
2003
8,3 3,0 4,9 6,5 3,0 1,3
2004
4,2 1,8 1,7 4,0 4,3 0,7
Média 9,0 2,7 4,9 5,2 7,1 1,8
Nota: Coeficiente de variação definido pelo desvio-padrão dividido pela taxa média de câmbio do
ano.
Fonte: Bloomberg
Não é nosso propósito explicar os fatores que justificam este comportamento volátil do
câmbio, mas o fato é que movimentos bruscos da taxa de câmbio por si só fazem com que
as previsões de inflação sejam prejudicadas. Discorreremos sobre duas questões
importantes que envolvem os efeitos da taxa de câmbio sobre a inflação:
c1) Repasse cambial
A taxa de câmbio afeta a taxa de inflação, a princípio, em virtude do efeito sobre os bens
comercializáveis. No caso brasileiro, estudos que medem o repasse cambial no IPCA
chegam a resultados bastante díspares. Belaisch (2003), trabalhando com o período de julho
de 1999 a dezembro de 2002 estima que o pass-through no Brasil seja de 0,17 para um
período de 12 meses. Por outro lado, Rabanatz e Schwartz (2001), utilizando um método
diferente e o período de janeiro de 1995 a setembro de 2000 chega ao valor de 0,79 para o
período de 12 meses. Em Minella et al. (2003), o pass-through da taxa de câmbio foi o
principal responsável pela inflação dos anos de 2001 e 2002, correspondendo a 38% e 46%
de toda a inflação no período, respectivamente.
40
c2) Sudden stops
O Brasil, na condição de país emergente torna-se vulnerável aos sudden stops, como
apontado em Caballero e Krishnamurthy (2003). Estas interrupções bruscas de
financiamento externo decorrem da vulnerabilidade externa do país
25
, que abre espaço para
uma fuga de capitais por parte de investidores estrangeiros dos países emergentes. A
origem destes movimentos pode estar associada a questões econômicas e/ou políticas
internas, ou até mesmo por efeito contágio. Esses movimentos levam a bruscas
desvalorizações da taxa de câmbio, com efeitos sobre a inflação.
O segundo grupo de fatores que pode justificar o erro das previsões busca investigar os
incentivos dos AP. Desta forma, o que se busca é ver se o problema com as expectativas
está associado ao método de entrevistar analistas. De fato, a questão central que deve ser
investigada é basicamente qual é a função de recompensa dos analistas, isto é, o que os AP
estão maximizando quando divulgam suas expectativas de inflação? Se os AP fossem
remunerados apenas em função da precisão de suas previsões em relação à inflação
realizada, então estes teriam um incentivo a divulgar corretamente suas expectativas. No
entanto, há outras variáveis que também são levadas em conta, como por exemplo:
d) Freqüência das revisões
Os clientes dos AP utilizam as previsões dos AP para tomarem decisões de investimento,
sendo a inflação uma variável chave por trás da alocação de recursos. Desta forma, o
previsor “ideal” seria aquele que conseguisse acertar a inflação tanto no curto quanto no
longo prazo sem ficar fazendo revisões. Por esta razão, existe certa resistência dos analistas
em rever suas previsões se estas alterações forem percebidas pelos clientes como um sinal
de que o modelo de previsão não está bem calibrado ou de que o próprio AP está muito
incerto sobre o futuro. Além disso, existe o trabalho, que toma tempo, de refazer as
projeções, organizar reuniões, divulgar estas informações para o mercado etc.
25
É fato que a vulnerabilidade externa vem se reduzindo no Brasil especialmente no ano de 2004
graças à evolução positiva da balança comercial. O saldo das contas de transações correntes
apresentou um superávit de US$11,7 bilhões e o saldo do balanço de pagamentos foi de US$2,2
bilhões.
41
Esta lógica também tem implicações sobre como são feitas as revisões frente à choques,
que podem acabar sendo morosas demais. Tão logo a economia sofre o efeito de choques,
em geral existe uma dificuldade de se saber a magnitude e a duração destes. Para não correr
o risco de assumir um choque temporário como permanente (por exemplo um choque
cambial), os AP esperam até que esse se confirme. Essa defasagem entre o choque e a
revisão pode gerar morosidade das revisões, como em setembro de 2002, quando as
expectativas de inflação para os próximos 12 meses subiram apenas 0,4%, enquanto que a
taxa de câmbio desvalorizou-se mais de 28%.
e) Reputação
Em Laymont (1995) e Stark (1997), a função de recompensa (bônus dos analistas, por
exemplo) incorpora, além da acuidade, o desvio da previsão em relação ao consenso de
mercado, da seguinte forma:
),(
cjjj
fffyRw −−=
onde y é o valor atual da variável a que se faz a previsão, f
j
é o valor divulgado e f
c
é a
previsão consensual.
Lamont assume que os salários dependem positivamente dos acertos )(
j
fy − . No entanto,
a relação entre a compensação e o desvio em relação ao consenso pode ser positiva ou
negativa. Se a compensação depende da publicidade dos acertos, no sentido de que um
maior acerto gera maior exposição da sua instituição (na mídia, por exemplo), então há
incentivos de se desviar do consenso, mesmo que este desvio pudesse comprometer sua
acuidade. Se, por exemplo, um determinado banco vê grandes incentivos em fazer parte da
lista dos Top 5 do BC, este tem um incentivo a se diferenciar dos demais, então )( fcfj −
tende a ter um efeito positivo sobre os salários. Por outro lado, o previsor novato, cuja
credibilidade ainda em construção aumenta os efeitos negativos de erros de previsão, pode
perceber que seu salário está negativamente correlacionados com )( fcfj − . Sob estas
hipóteses, a constatação de Lamont é que os incentivos reputacionais variam ao longo da
vida dos analistas, que vai depender de suas experiências na atividade.
42
Através de modelos de dados em painel aplicados aos EUA, o resultado obtido por Lamont
é que a experiência é uma variável significativa (e positiva) para explicar o desvio da
previsão dos analistas em relação ao consenso. Isso quer dizer, a princípio, um analista sem
experiência percebe os benefícios de não arriscar nas previsões, preferindo ficar próximo ao
consenso. Ao longo do tempo, conforme a incerteza sobre suas previsões vai diminuindo,
ele fica mais livre para divulgar sua previsão, o que implica em um sinal positivo do efeito
de )( fcfj − . Estes resultados, no entanto, não foram confirmados em Stark (1997), que
utilizou uma base de dados diferente.
Também levando em conta a reputação, Laster, Bennett e Geoum (1999) concluem que a
busca dos analistas por maximizarem seus salários faz com que muitos deles possam diferir
suas expectativas do consenso, viesando deliberadamente suas projeções, mesmo quando os
previsores possuem a mesma informação e o mesmo incentivo. A conclusão do trabalho é
que o viés depende da recompensa por publicidade. Separando os analistas em diferentes
grupos, eles constatam que analistas independentes, que se beneficiam mais da publicidade,
tendem a produzir previsões extremas, que se distanciam do consenso, em comparação aos
analistas de grandes empresas ou bancos.
f) Maximização de lucro das instituições onde trabalham
Há um consenso no Brasil de que os bancos são favorecidos com as altas taxas de juros
reais vigentes em função dos bancos serem grandes detentores de títulos públicos
26
. Nestas
situações, sabendo que a condução da política monetária está baseada nestas previsões,
haveria um incentivo a se superestimar as previsões para que as taxas de juros reais não
caíssem. Apesar de ser uma possibilidade teórica, este definitivamente não é o caso
brasileiro, uma vez que as expectativas AP predominantemente subestimam a inflação (vide
gráfico 1).
Este capítulo nos permite constatar a fragilidade das previsões conduzidas pelos AP, sendo
razoável supormos que deva existir uma combinação dos elementos supracitados que
26
Há um efeito negativo para os bancos que decorre dos elevados juros reais implicarem em perdas
no mercado de crédito em função dos problemas de seleção adversa e de risco moral. Mesmo assim,
o argumento continuaria sendo válido para os bancos nos quais prevalecem as operações de
tesouraria em relação às operações de crédito.
43
justifiquem estes resultados. É interessante comentarmos que a evidência obtida, de que o
modelo Fisher é superior aos demais para o Brasil, contrasta com os resultados obtidos em
trabalhos realizados para os EUA. Se, por um lado, os resultados encontrados em Thomas
Jr (1999, 2000) apontam para a inabilidade dos AP em estimar a inflação nos EUA, uma
vez que a pesquisa Livingston (que é comparável ao AP, no caso brasileiro) não consegue
superar a pesquisa Michigan (que entrevista donas de casa) para o período de 1980 a
1998
27
, por outro lado, o método Fisher foi o menos capaz de prever o comportamento da
inflação para os EUA. O contraste entre os resultados é interessante e apenas corrobora
nosso ponto: o método Fisher, com toda a simplicidade como foi definido, consegue
superar com larga vantagem o AP para o Brasil nos anos analisados
28
. O fato de este
método incorporar um componente forward-looking (do mercado financeiro) é uma
indicação de que, para o Brasil, os métodos de extrair expectativas de inflação dos preços
dos ativos financeiros podem apresentar resultados melhores do comportamento futuro da
inflação. A necessidade de desenvolvermos métodos alternativos às pesquisas é o passo que
daremos no capítulo seguinte.
27
Inclusive, os AP subestimam a inflação, o que não ocorre com a previsão das donas de casa no
referido período.
28
Pela forma como definimos o método, fica claro que, dada uma taxa real de juros, a inflação
esperada será maior o quanto maior for a taxa de juros nominal. Desta maneira, o modelo ignora
outros fatores que afetam o comportamento das yields dos títulos, a exceção da inflação. Por
exemplo, quando ocorrem aumentos de aversão ao risco é comum que os agentes prefiram adquirir
títulos de prazo mais curto, em detrimento dos títulos de longo prazo. Em situações como esta, os
preços dos títulos variam, sem que isso esteja relacionado com a expectativa de inflação futura. As
decisões do BC acerca da maturidade dos títulos a serem vendidos a mercado pode ter implicações
sobre seus preços, que não são captados neste método.
44
Capítulo 4 - Vantagens de se extrair a expectativa de inflação da curva de juros do
mercado financeiro
O método de entrevistar analistas profissionais para se obter expectativas de inflação
apresenta uma série de deficiências, conforme demonstramos no capítulo anterior. Desta
forma, o objetivo deste capítulo será o de utilizar a estrutura a termo das taxas de juros
(ETTJ) do mercado financeiro para se atingir este objetivo. Para dar suporte a este ponto,
podemos citar:
“Specifically, the spread between long-term and short-term
government bonds rates appears frequently in the literature as a
significant regressor in equations that predict inflation […]. These
predict relationships appear to be robust over time and across
different countries […].” (Estrella 2005).
A grande vantagem de se trabalhar com os preços dos ativos financeiros é que, no mercado
financeiro, os agentes estão efetivamente aportando recursos, que podem ser próprios ou de
clientes. Os administradores de recursos que assumem, com freqüência, posições
equivocadas acerca da inflação estão colocando em risco suas carreiras. Por esta razão,
existe um incentivo a fazer a melhor previsão possível da inflação, incorporando as
informações que afetam o comportamento futuro da inflação, com a maior antecedência
possível. Em contraposição às pesquisas, cujas revisões das projeções podem ser morosas,
conforme já nos referimos, o mercado financeiro é mais dinâmico, o que não significa que
este não exagere em determinadas situações. Mesmo com essa ressalva, dada a necessidade
do regime MI de que a previsão da inflação seja feita com uma boa dose de antecedência, o
mercado financeiro pode contribuir para cumprir este papel. Outra vantagem deste método
é que o custo de se obter informações do mercado financeiro é muito menor do que aquele
envolvido em métodos que utilizam pesquisas que, de uma maneira geral, não são de
domínio público.
Pelo fato de a autoridade monetária exercer poder sobre a estrutura de curto prazo da yield
curve, e não sobre os juros de longo prazo, as mudanças das taxas de juros podem não levar
a alterações na estrutura a termo, proporcionalmente. Mas dado que sabemos que um
aumento dos juros de curto prazo leva a uma queda da inflação, por que razão deveríamos
nos preocupar com a inclinação da ETTJ? A razão principal é que a diferença entre as taxas
45
de juros de curto prazo e de longo prazo incorpora não apenas as medidas recentemente
adotadas pelo BC (juros de curto prazo), como também as percepções do mercado sobre as
decisões que sucederão estas ações (longo prazo), pois de acordo com a hipótese da
expectativa, a taxa de juros de longo prazo é uma média das taxas de juros esperadas de
curto prazo. Isto quer dizer que um título de longo prazo é uma seqüência de títulos de
curto prazo até sua maturidade.
Há duas hipóteses que relacionam a inclinação da ETTJ com a inflação futura. A primeira
hipótese decorre da decomposição do diferencial da estrutura a termo das taxas de juros em
mudança da taxa real esperada, mudança da inflação e o diferencial do termo de prêmio
(vide apêndice 2). Se a maior parte da variação do diferencial da ETTJ for causada pela
variação da inflação esperada, o spread ajudará a prever as alterações futuras da inflação. A
segunda hipótese é baseada no fato que a estrutura a termo, aproximada pela diferença entre
as taxas de curto prazo e de longo prazo é um bom indicador da percepção dos agentes
acerca da política monetária, da seguinte forma: há três possíveis reações da ETTJ frente a
aumentos das taxas de juros de curto prazo. Em primeiro lugar, a inclinação da ETTJ
aumenta se os juros de longo prazo aumentarem em proporção superior a “um para um”,
após o aumento das taxas de juros de curto prazo. A elevação dos juros de longo prazo
sugere que a expectativa dos agentes é de novos aumentos das taxas de juros, isto é, uma
inflação em ascensão, o que significa dizer que a atuação da autoridade monetária foi
insuficiente para conter a inflação
29
. Esse fato é ilustrado no gráfico 5, através da ETTJ do
dia 31/7/2002 onde a taxa de juros
30
para 1 mês era de 19,7%, enquanto que a taxa para 12
meses era de 29%. A segunda possibilidade é que o diferencial venha a cair após o aumento
dos juros de curto prazo se as taxas de longo prazo caírem, permanecerem no nível anterior,
ou subirem menos do que as taxas de curto prazo. Interpretamos este comportamento como
um sinal de que as expectativas são de queda da inflação. A ETTJ do dia 30/06/2005
encontra-se negativamente inclinada (ou invertida, como se diz no jargão do mercado
financeiro). A terceira possibilidade é que o diferencial fique constante, o que sugere que as
expectativas são de que a inflação permanecerá no mesmo nível.
29
Estrella (2005) utiliza um modelo teórico para demonstrar que o spread contém informações
sobre inflação e produto.
30
swap CDI-pré, fornecido pela BMF (bolsa de mercadorias e futuros).
46
Gráfico 5: Comparativo de ETTJ. 2002:07 – 2005:06.
15%
19%
23%
27%
31%
1 mês 3 meses 6 meses 9 meses 12 meses
7/31/2002 6/30/2005
Comparativo de ETTJ
Fonte: BMF
Nota: Elaboração própria
4.1 A equação de Fisher e a ETTJ
Uma premissa muito importante sobre os modelos que relacionam comportamento da taxa
de inflação com a taxa de juros recai sobre a hipótese acerca da taxa real de juros. A
equação de Fisher (1930) explica a relação que existe entre a taxa nominal de juros (i
t
), a
inflação esperada (π
t
e
), sob a hipótese de que os agentes têm expectativas racionais e que os
mercados são eficientes. De acordo com esta, qualquer mudança na taxa de inflação
corresponde a uma variação igual na taxa de juros nominal, o que significa que a taxa de
juros real (r
t
) permanece constante. No entanto, trabalhos desenvolvidos em seguida não
constataram este fato, como Mundell (1963) e Marshall (1992) que constataram que a
correlação entre a taxa real de juros e a inflação esperada parece ser negativa.
O estudo clássico que avalia se a taxa de juros é um antecedente da inflação encontra-se em
Fama (1975). Assumindo a validade da equação de Fisher, foi constatado que movimentos
das taxas de juros refletem primariamente flutuações das expectativas de inflação, ao invés
de alterações das taxas de juros reais. Para chegar a essa conclusão, foi utilizada a seguinte
equação de previsão da inflação
m
t
m
t
mm
m
t
i
ηβαπ
++= ,
47
onde
m
t
π
representa o nível de inflação do período m e
m
t
i é a taxa de juros do período m.
Testes sobre a significância de
m
β
e se este difere estatisticamente de 1 fornece informação
sobre se o nível geral de taxa de juros ajuda a prever o nível da inflação futura. Seus
resultados sugerem que movimentos das taxas nominais de juros refletiam primariamente
flutuações da inflação esperada (o efeito Fisher) e não flutuações das taxas reais de juros
31
.
Trabalhos subseqüentes de Nelson e Schwert (1977) e Mishkin (1981) reforçaram este
resultado. Esta constatação somada à evidência de que a ETTJ contém informação sobre a
taxa futura de juros sugerem que a estrutura a termo também contém informações sobre o
comportamento futuro da inflação.
As estimativas desta equação preliminar, no entanto, não indicam se a ETTJ contém
informações sobre o comportamento futuro da inflação porque, de acordo com Mishkin, “a
ETTJ pode não ter poder explicativo marginal para prever o comportamento futuro da
inflação ainda que
m
β
seja significante para todas as maturidades” (tradução nossa). Desta
forma, esta equação não leva em conta a inclinação da estrutura a termo da taxa de juros e
também não indica se a estrutura a termo contém informações sobre o comportamento
futuro da inflação.
Apesar da equação supracitada ser bastante simples, precisamos examinar cuidadosamente
as relações existentes entre as taxas de juros nominais, as taxas de juros reais e a inflação
esperada para que possamos entender e interpretar claramente os resultados. De acordo com
Fisher (1930), a inflação esperada para os m períodos é igual a taxa nominal de juros do
período m menos a taxa real de juros do período m.
m
t
m
t
m
tt
rriE −=
π
,onde (4)
t
E representa as expectativas no período t;
m
t
π
: taxa de inflação do período t ao período t+m;
m
t
i : taxa nominal de juros do período m na data t;
31
à exceção do período de 1979 a 1982, em função de alterações de procedimentos operacionais do
FED.
48
m
t
rr : taxa de juros real (ex-ante) no período t, isto é, a taxa real de juros ex-ante de um
título com vencimento em m, até t+m.
A inflação realizada nos próximos m períodos pode ser escrita como a inflação esperada
mais um componente de erro:
m
t
m
tt
m
t
E
εππ
+= ,
onde
m
t
ε
representa o erro previsto da inflação:
m
tt
m
t
E
ππ
− .
Substituindo na equação (4), obtermos:
m
t
m
t
m
t
m
t
rri
επ
+−=
A equação acima pode ser reescrita como sob a forma da equação de previsão da inflação,
em que:
m
t
m
t
mm
m
t
i
ηβαπ
++=
m
α
: negativo da taxa real de juros:
m
rr
−
m
m
t
m
t
m
t
m
t
m
t
m
rrrru
u
−=
−=
=
ξη
β
1
Se for assumido que as expectativas são racionais e que a taxa real de juros (r) é
constante
32
, então é possível de se trabalhar com mínimos quadrados ordinários (MQO).
Para que isso ocorra precisamos assumir duas hipóteses:
32 O resultado obtido por Garcia (1992) para o caso brasileiro sugere que as taxas reais de juros no
Brasil são constantes para o período de 1973-1990, a despeito da volatilidade das taxas de juros no período.
Carneiro, Divino e Rocha (2003) confirmam a validade do efeito Fisher para o longo prazo no Brasil usando
cointegração.
49
a) que expectativas racionais, isto é 0=
m
tt
E
ξ
. O valor esperado do erro deve ser igual a
zero, condicional a todas as informações disponíveis em t, inclusive
m
t
i .
b) Taxa real de juros ser constante. Isso garante que
m
t
u desapareça, deixando o erro da
equação acima apenas com o componente
m
t
ξ
, que é ortogonal às variáveis explicativas,
dada a hipótese (a), sendo também o erro de variância mínima.
Se r não for constante,
m
t
i pode conter informação sobre a inflação, mas deixa de ser um
previsor ótimo, uma vez que
m
t
u não é igual a zero. Além disso, se
m
t
i for correlacionado
com
m
t
rr , então, conseqüentemente,
m
t
η
é correlacionado com
m
t
i e a estimativa de
m
β
terá
uma probabilidade limite diferente de 1. O intercepto
m
α
também não será consistente.
Esta discussão permite as seguintes conclusões: se
m
β
for estatisticamente diferente de
zero, então
m
t
i contém informações significantes a respeito do nível de inflação futura. Se a
hipótese nula 1=
m
β
for rejeitada, então a evidência empírica indica que a taxa real de
juros não é constante.
Mas a forma de sabermos, realmente, se a ETTJ nos ajuda a prever o comportamento da
inflação futura será feita a partir da equação, denominada “equação de mudança da
inflação”. Através deste método, para examinarmos a informação disponível na ETTJ
acerca de mudanças futuras da inflação basta pegarmos dois períodos distintos, por
exemplo tirando a diferença da inflação em dois períodos, aos quais nos referimos como m
e n:
n
t
m
t
n
t
m
t
n
t
m
t
n
t
m
t
rrrrii
εεππ
−++−−=−
Esta equação pode ser reescrita sob a forma de equação de mudança da inflação prevista, da
seguinte forma:
[
]
nm
t
n
t
m
tnmnm
n
t
m
t
ii
,
,,
ηβαππ
+−+=−
50
n
t
m
t
n
t
m
t
m
t
m
nm
m
uu
rrrr
−−−=
=
−=
ξξη
β
α
1
Tendo em vista que a equação acima foi derivada da mesma forma que a equação de
previsão da inflação para o período m, a interpretação do
nm,
β
é similar a interpretação do
m
β
. Se
nm,
β
for estatisticamente diferente de 1, então podemos rejeitar a hipótese nula de
que a inclinação da estrutura a termo da taxa real de juros (
nm
rr
rr
−
) permaneça constante
no tempo. Isto implica que, sob a hipótese de racionalidade, que as taxas reais de juros
estão incorretamente modeladas ou que existe um componente de prêmio que varia no
tempo e que é correlacionado com a inflação. Mishkin trabalha com as seguintes
combinações de m,n, expressas em meses: (3,1), (6,3), (9,6), (12,6), (12,9). Os resultados
encontrados para os EUA no período de 1964 a 1986 foram que, para maturidades de 9 ou
12 meses,
[…] the term structure does appear to contain information about the future
path of inflation […]. Although there is apparently significantly
information in the term structure about the future path of inflation for
maturities greater than six months, there is no information about the future
path of inflation that can be obtained from the shorter end of the term
structure”. (MISHKIN, 1990a).
Seguindo a mesma abordagem e expandindo o estudo para além dos EUA, a Inglaterra,
Alemanha e Suíça, Jorion e Mishkin (1991) encontram evidências de que a estrutura a
termo contém significante habilidade de prever as variações futuras da inflação,
particularmente nas maturidades mais longas.
Os trabalhos de Frankel (1982) e Frankel e Lown (1994) sugeriram uma modificação do
spread, baseando-se em uma média ponderada de diferentes maturidades, isto é, a técnica
utilizada utiliza pontos ao longo de toda a ETTJ, ao invés de restringir a análise a apenas
dois pontos (m,n) correspondentes às maturidades dos títulos. A metodologia utilizada
assume como hipótese fundamental o fato de que, a curto prazo, a taxa de juros real não é
constante. Neste caso, não havendo distúrbios de expansão monetária, a inflação esperada é
incorporada à taxa de juros nominal ao longo do tempo. Assim, a taxa de juros de longo
51
prazo deve refletir mais a inflação esperada do que a taxa de juros nominal de curto prazo.
O modelo parte das seguintes equações:
IS: )
ˆ
( riyy
−
−
−
=
π
γ
LM:
λ
φ
−
=
−
ypm
Oferta:
πρ
ˆ
)( +−= yy
dt
dp
onde
y
representa o log do produto,
y
é o produto potencial,
i
é a taxa de juros nominal
de curto prazo,
π
ˆ
é a taxa de inflação esperada de longo prazo,
r
é a (constante) taxa real
de juros de longo-prazo,
m
é o log da oferta de moeda e
p
é o log do nível de preços.
Substituindo as equações da IS e da LM na curva de oferta, temos:
[ ]
dt
di
yy )(
ˆ
)(
λφγπρπ
+=+−−
Isolando a trajetória para a taxa de juros
),
ˆ
( ri
dt
di
−−−=
πδ
onde
λφγ
ργ
δ
+
= .
Podemos interpretar o termo δ como um ajustamento, uma vez que o ajuste do nível de
preços ocorre de forma gradual.
Integrando
dt
di
, temos uma equação fundamental do modelo:
00
))(exp()
ˆ
))(exp(1( itrti
t
δπδ
−++−−=
O referido trabalho baseia-se na equação acima, que representa a tendência da taxa de juros
de se aproximar de r+
0
ˆ
π
, conforme o tempo passa, desde que não ocorram novos
distúrbios. Outra premissa que é assumida é a que a taxa de juros paga por um título de
52
maturidade τ (emitido em t = 0) é a média das taxas de juros de curto prazo esperadas entre
0 e τ mais um prêmio de liquidez (k
t
).
∫
+=
τ
τ
τ
0
0
1
ttt
kdii
t
kiwrwi +++−= ))(())(1(
000
τπττ
, onde
[
]
δτ
δ
τ
)exp(1 t
w
−
−
=
Dados 2 períodos distintos (por exemplo, 3 e 12 meses) é possível resolver para
π
ˆ
e para i
se conhecêssemos δ (e conseqüentemente 1
τ
w e 2
τ
w ). As formas reduzidas para
π
ˆ
e i
são:
r
w
w
kiwkiw
−
−
−
−
−
=
2
1
)11(2)22(1
ˆ
ττ
τ
τ
τ
τ
τ
τ
π
(5)
2
1
)11)(12()22)(11(
ττ
τ
τ
τ
τ
τ
τ
w
w
kiwkiw
i
−
−
−
−
−
−
=
(6)
Se τ2 for suficientemente grande, 2
τ
w seria aproximadamente igual a zero e
π
ˆ
estaria
próximo à: )22( rki
−
−
τ
τ
.
A intuição é expressa pelo gráfico abaixo: a cada momento do tempo as taxas de juros de
curto prazo e longo prazo (respectivamente 1
τ
i e 2
τ
i ) são ambas médias ponderadas de i e
r
+
π
ˆ
, com a taxa de juros de longo prazo dando maior peso para r
+
π
ˆ
.
53
Figura 1: Estrutura do modelo proposto em Frankel (1994)
i
curto prazo longo prazo
1
τ
i
2
τ
i
)
ˆ
)(11(1
1
rwiwi +−+=
πττ
τ
)
ˆ
)(21(2
2
rwiwi +−+=
πττ
τ
r
+
π
ˆ
No entanto, a velocidade na qual o sistema tende ao equilíbrio (δ) não é conhecida. Se
π
ˆ
e i
fossem conhecidos e, assumindo que a estimativa do público sobre δ é igual ao valor
verdadeiro de δ (sob expectativas racionais), para se encontrar δ bastaria fazer a regressão
de )
ˆ
(
π
−
i sobre sua defasagem. Como isso não é possível,. o que foi feito foi o seguinte: de
acordo com as equações (4) e (5), a forma reduzida da taxa real de juros é:
2
1
)22()11(
ˆ
ττ
τ
τ
τ
τ
π
w
w
kiki
ri
−
−
−
−
+=− .
Regredindo esta expressão em relação a ela própria é possível de se encontrar os valores
dos coeficientes, independentemente dos valores de 21
τ
τ
ww
−
. Logo, podemos encontrar
β da seguinte regressão:
21
τ
τ
ii
−
sobre seu lag
Com o β desta regressão, é possível estimar 2,1
τ
τ
ww e δ e computar uma série para
π
ˆ
.
Temos portanto que:
2
1
1221
2
1
1221
ˆ
ττ
τ
τ
τ
τ
ττ
τ
τ
τ
τ
π
w
w
iwiw
w
w
kwkw
r
−
⋅
−
⋅
=
−
⋅
−
⋅
++
54
Desta equação, a constante pela qual a série de tempo difere de
π
ˆ
tem 2 componentes:
r
(taxa real de juros) e um termo que representa o spread do prêmio de liquidez, que pode ser
muito pequeno. Para estimar esta constante, assumiu-se que a inflação esperada foi correta
na média e computou-se a constante como a média da diferença entre o valor atual e o valor
calculado.
Para um dado valor de δ, para cada observação, a inclinação da ETTJ para aquele período é
dada pela seguinte regressão:
(
)
(
)
[
]
ττ
τ
δδ
/exp1110 −−−+=
ttt
BBi (7)
O coeficiente
t
B1 é, portanto, a estimativa apropriada da inclinação de
(
)
t
t
e
ir −+
π
.
Finalmente, verifica-se a capacidade de
t
B1 ajudar a prever a diferença entre a inflação 12
meses à frente e a inflação 3 meses à frente. Uma deficiência deste procedimento é que o
público pode ter subestimado a inflação corrente neste período. O principal resultado do
trabalho foi que a expectativa de inflação medida através de médias ponderadas da yield
curve mostrou-se mais ajustada do que o modelo de Mishkin. Conforme apresentamos, a
metodologia de Frankel apresenta uma única variável independente, o spread de taxas de
juros e, particularmente, não inclui a inflação defasada. No entanto, a inflação é muito
persistente, especialmente no Brasil, conforme descrevemos no sub-item 3.5
Inspirados pelos resultados iniciais de Mishkin, diversos trabalhos, aplicados a diversos
países foram realizados, foram realizados. Estrella e Mishkin (1997), Kozicki (1997), Day e
Lange (1997), Kotlan (1999), flexibilizaram a equação original, o que pode ser descrito a
partir da seguinte equação:
tttdcbtat
SPREAD
επαααππ
+++=−
− ,122,10,,
(8)
55
Tabela 9: Comparativo de trabalhos de previsão da inflação.
Paper a b k
trimestres
c
anos
d
meses
Período
Kozicki (1997) t+k t+k-4 4 a 12 10 3 1970-96
Estrella e Mishkin
(1997)
t+k t* 4 a 20 10 3 1973-94
Day e Lounge
(1997)
t+k t+4 8 a 20 2 a 5 12 1967-93
Kotlan (1999) 3 a 12
meses
1 a 9
meses
n.a. 12 a 3
meses
1 a 9
meses
1992-99
Notas: *: Estrella e Mishkin (1997) definem a variável dependente como a inflação anualizada de t
a t+k menos a inflação anualizada de t-1 a t.
n.a.: não se aplica.
Kozicki (1997) trabalha com o seguinte conjunto de países: Austrália, Canadá, França, Alemanha,
Itália, Japão, Suécia, Suíça, Inglaterra, EUA.
Estrella e Mishkin (1997): França, Alemanha, Itália, Inglaterra, EUA.
Day e Lounge (1997): Canadá.
Kotlan (1999): Tchecoslováquia.
Fonte: Elaboração própria
Como podemos perceber, os modelos acima apresentam uma metodologia de certa forma
menos formal do que o modelo de Mishkin, uma vez que permitem que as maturidades dos
termos das taxas de juros que compõem o spread não correspondam exatamente aos
períodos da inflação ex-post
De uma maneira geral, os principais resultados obtidos por estes trabalhos foram: a)
analisando cada país isoladamente, a maior capacidade preditiva do spread acerca do
comportamento da inflação foi encontrada em horizontes de prazos mais longos, o que se
mostrou alinhado com os resultados encontrados anteriormente; b) nos trabalhos que
trabalharam com mais de um país, ficou bastante claro que os resultados diferiram de forma
considerável entre os diferentes países. Para sustentar esta afirmação, Estrella e Mishkin
(1997) afirmam que os resultados obtidos para Alemanha e para os EUA são muito
significantes, mesmo para horizontes de cinco anos à frente. No caso de Itália e Inglaterra,
também foram encontrados resultados significantes para horizontes menores (9 a 12
trimestres à frente e 12 a 13 trimestres, respectivamente). A França não apresentou muita
significância estatística, apesar do horizonte de 5 anos estar próximo à significância (de
5%) , consistente com os resultados para a Alemanha e para os EUA.
56
Stock e Watson (2003) investigam a capacidade de prever a inflação não apenas do spread
da ETTJ, mas também de outros ativos para 7 países (Canadá, França, Alemanha, Itália,
Japão, Inglaterra e EUA). Seus resultados foram que alguns preços de ativos são úteis para
se prever a inflação em alguns países e em alguns períodos, mas que não existe um único
ativo que sirva para diferentes países e diferentes períodos.
“[...] for inflation forecast, after controlling for lagged inflation, individual
asset prices provide improvements that are sometimes modest [...] For the
United States […] the term spread helped to predict inflation […] but this
was not the case for other countries.“ (Stock e Watson 2003)
Em seguida, investigaremos se o spread da ETTJ é capaz de prever o comportamento da
inflação para o caso brasileiro no período do regime de metas de inflação. A equação a ser
estimada é a seguinte:
tttdcbtat
SPREAD
επαααππ
+++=−
− ,122,10,,
(9)
onde ba
>
(dados em meses) e dc
>
.
at,
π
é a taxa de inflação
33
anualizada do mês atual t
ao mês a.
bt ,
π
é a taxa de inflação anualizada do mês atual t ao mês b.
dc
SPREAD
,
é a
diferença das taxas dos swaps CDI-pré de vencimento c e o swap CDI-pré de vencimento
em d.
tt ,12−
π
é a inflação de t-12 até t. Todas as taxas, tanto de juros como de inflação, estão
expressas em valores anualizados.
Chamamos a atenção para o fato que o modelo a ser utilizado diferencia do modelo de
Mishkin, uma vez que, neste último, os valores (a,b) são iguais aos valores (c,d). Assim
como os trabalhos descritos na tabela (9), à exceção de Kotlan (1999), nós não trabalhamos
com esta restrição. Além disso, ao invés de fixarmos, à priori, o spread a ser utilizado,
como é o caso de Kozicki (1997) e Estrella e Mishkin (1997), vamos trabalhar com 4
33
( )
[ ]
i
PP
titit
12
/log
, +
=
π
57
possibilidades de combinação (c,d), que são (3,1), (6,3), (9,6) e (12,9). Desta forma, será
possível compararmos a capacidade de previsão da inflação dos diferentes spreads.
Antes de passarmos para os resultados do modelo, é importante realçarmos que a escolha
deste modelo decorre do fato de que o mercado brasileiro possui características próprias,
distintas daquelas observadas em outros países. As razões para termos escolhido este
modelo:
a) nossa estrutura a termo da taxa de juros é relativamente curta, uma vez que
vencimentos acima de 12 ou 18 meses apresentam baixa liquidez, especialmente em
períodos de crise. Com isso, temos uma limitação dos modelos a serem utilizados, em
relação a outros países, que podem extrair informação acerca de expectativas de prazo mais
longo;
b) não possuirmos um histórico longo de títulos indexados a índices de preços (NTN-
B, que são as notas do Tesouro Nacional, indexadas ao IPCA)
34
. Além disso, estes
apresentam baixa liquidez,
35
impossibilitando a utilização destes com o objetivo proposto e
com o horizonte proposto, dos últimos 6 anos.
Nesta equação existe o problema de autocorrelação do erro, uma vez que as previsões são
sobrepostas, fazendo com que os erros-padrão dos parâmetros estimados por MQO sejam
incorretos. Para darmos conta deste problema, utilizamos o método desenvolvido em
Newey e West (1987), que propõem um estimador geral de variância que é consistente com
aa presença de heterocedasticidade condicional e de autocorrelação
36
.
34
A primeira emissão de títulos indexados ao IPCA ocorreu em março de 2002. Além disso, de acordo com o
BC, em agosto de 2005, o estoque destes títulos respondia por apenas 4,2% da dívida líquida interna
brasileira.
35
Boa parte destes títulos encontra-se junto a fundos de pensão, que em geral os mantém em carteira
por longos períodos, o que contribui para a liquidez reduzida.
36
O estimador é dado por:
11
)'(
ˆ
)'(
ˆ
−−
Ω
−
=∑ XXXX
k
T
T
NW
, sendo que o valor de
Ω
ˆ
é dado
pela fórmula:
=
Ω
ˆ
( )
+
+
−+
−
∑ ∑ ∑
= = +=
−−−−
T
t
q
t
T
tt
ttvtvtvtvtttttt
xuuxxuux
q
v
xxu
kT
T
t
1 1' 1'
'
'
1
1'2
. O
58
4.2 Descrição dos dados
Nossa amostra tem periodicidade mensal, iniciando-se em julho de 1999 e indo até junho
de 2005, correspondendo a um total de 71 meses. Os dados relacionam-se ao mercado
brasileiro de swaps pré-CDI e foram fornecidos pela Bolsa de Mercadorias e Futuros –
BM&F. O apêndice 3 descreve os dados de forma detalhada. Trabalhamos com
vencimentos de 1, 3, 6, 9, 12 meses, que apresentam maior liquidez. Desta forma, temos um
total de 355 observações, expressas em taxas percentuais ao ano. A taxa de juros de um
determinado mês, por exemplo, de janeiro de 2000, é a taxa que vigorou no último dia do
mês de janeiro. A taxa de inflação para o mês à frente, ainda considerando o mês de janeiro,
é a taxa relativa ao mês de fevereiro do referido ano (anualizada). Os diferencias de
inflação também estão em taxas anualizadas. A inflação utilizada foi o IPCA do IBGE,
anualizado, que é o índice de inflação sobre o qual o BC opera o regime de metas de
inflação.
4.3 Resultados
Nosso objetivo é, portanto, sabermos se (e em que grau) a inclinação da ETTJ contribui
para a previsão da inflação no caso brasileiro. Para isso, vamos calcular a equação (9) com
e sem a inclinação da ETTJ. Nossas conclusões terão como base a avaliação acerca da
significância dos coeficientes do spread e a comparação dos R
2
ajustados para as diferentes
combinações de (a,b) e (c,d), conforme descrevemos abaixo.
Conforme já nos referimos, a ETTJ no Brasil é curta e, por conta disso, nosso horizonte de
análise acaba se limitando para o período de até 12 meses, diferentemente de trabalhos em
países desenvolvidos, que conseguem, muitas vezes com sucesso, testar a capacidade de
previsão da inflação para horizontes de até 5 anos. Apesar de relativamente curto, sob o
valor de q, que representa a defasagem da truncagem utilizada na dinâmica dos resíduos da
regressão em OLS
t
u . Seguindo a recomendação de Newey e West, o valor de q é calculado pela
fórmula:
9/2
)100/(4( Tfloorq = .
59
ponto de vista do BC, é um período relevante. Nossos resultados completos estão na tabela
10, simplificados nos gráficos 6 e 7.
Apenas para citarmos como exemplo, o R
2
ajustado da equação de variação da inflação (9),
a partir do próximo mês (b = 1) para o horizonte de 3 meses (a = 3), utilizando o spread das
taxas de juros de 6 e 3 meses é igual a 23,7%. O gráfico, portanto, ilustra os diferentes
valores de R
2
ajustado para diversos valores de a.
Gráfico 6: R
2
ajustado, em valores percentuais, da equação (9) para b = 1.
Gráfico 7: R
2
ajustado, em valores percentuais, da equação (9) para b = 3.
Gráfico 6 Gráfico 7
0
10
20
30
40
50
60
3 6 9 12
benchmark c,d = (3,1) c,d = (6,3)
c,d = (9,6) c,d = (12,9)
0
4
8
12
16
20
6 9 12
benchmark c,d = (3,1) c,d = (6,3)
c,d = (9,6) c,d = (12,9)
Notas: O eixo das abscissas representa a variável a.
Fontes: BMF, IBGE.
Primeiramente, vamos comentar os resultados gerais, para em seguida nos atermos a cada
caso expresso nos gráficos 6 e 7. Chamamos a atenção para 3 conclusões gerais:
a) Os coeficientes dos spreads, sempre que significantes, o que ocorre na grande
maioria dos casos, são positivos, conforme esperado. Quando a ETTJ está positivamente
inclinada, esperam-se elevações das taxas de inflação, enquanto que ETTJ negativamente
inclinada implica em quedas da inflação;
60
b) Também fica evidente que a inclinação da parte mais longa da ETTJ possui maior
capacidade de prever a inflação em relação aos spreads mais curtos, o que também está
alinhado com os resultados dos trabalhos descritos na tabela 7.
c) Além disso, para um dado vencimento, o coeficiente relativo ao spread é maior
quanto mais distante for o vencimento. Isto quer dizer que, para um aumento de x nos
spreads longos, o aumento da inflação será maior do que um aumento de x nos spreads
curtos.
Agora vamos aos resultados descritos nos gráficos 6 e 7. O benchmark para compararmos
nossos resultados é, logicamente, o resultado da equação (9) sem o spread. No que se refere
ao gráfico 6 (e tabela 10, lado esquerdo), percebemos que, até o horizonte de 6 meses, a
inclinação da ETTJ, para qualquer combinação (c,d) sempre permite melhorar a capacidade
de se prever a inflação, isto é, o R
2
ajustado é sempre maior quando inserimos a variável
spread como variável explicativa. Comparando as diferentes combinações (c,d),
percebemos que as partes mais longas da ETTJ possuem sempre maior capacidade de
prever a inflação do que as inclinações mais curtas da ETTJ. Os ganhos da capacidade de se
prever a inflação são decrescentes em relação ao horizonte de previsão (a), porém, em
geral, substancialmente superiores ao benchmark. A inclinação da ETTJ entre 12 e 9 meses,
por exemplo, tem uma capacidade de prever a inflação mais do que duas vezes e meia a
capacidade do benchmark para o período de 12 meses a frente. Estes resultados sugerem
que a inclinação da ETTJ é capaz de prever variações futuras da inflação. No entanto, cabe
uma questão adicional: até que ponto esta capacidade de se prever variações da inflação
para os próximos 9 ou 12 meses não significa de fato, uma grande capacidade de se prever
a inflação para os próximos 3 meses e uma baixa (ou nula) capacidade de se prever a
inflação a partir do terceiro mês? Dito de outra forma, será que a capacidade de se prever
inflação a partir da inclinação da ETTJ vai além de um horizonte insuficientemente curto,
como 3 meses? Se este fosse o caso, então a ETTJ teria uma contribuição muita pequena
para dar ao BC, como subsídio à decisão de política monetária.
Para respondermos a esta questão, refizemos a equação (9), para b = 3, isto é, estamos
agora buscando analisar a capacidade do spread de prever a inflação a partir do terceiro
61
mês (t+3). Os resultados são apresentados na tabela 10 (lado direito) e no gráfico 7 . Em
primeiro lugar, ficou mantida a conclusão inicial, de que as inclinações das partes mais
longas da ETTJ contêm mais informações sobre o comportamento da inflação do que os
spreads mais curtos. Além disso, fica bastante claro, a partir do gráfico, que a capacidade
preditiva da ETTJ é declinante, porém ainda elevada tanto para a = 6, quanto para a = 9. O
R
2
ajustado para a = 9, correspondente a combinação c,d (12,9),- é igual a 5,0% em
comparação a 1,9% do benchmark. Já no caso do horizonte de 12 meses, partindo do
terceiro mês, a inclinação da ETTJ deixa de ter capacidade explicativa da inflação. Nosso
resultado final, portanto, é que a ETTJ contribui para a previsão da inflação no Brasil, no
entanto, esta capacidade é decrescente ao longo do tempo. Ainda que no horizonte de 3 a 9
meses, ao aumento do R
2
seja significativo, ele deixa de existir no caso de 12 meses.
62
Tabela 10: Resultados
tttdctat
SPREAD
ε
π
α
α
α
π
π
+
+
+
=
−
− ,122,101,,
tttdctat
SPREAD
ε
π
α
α
α
π
π
+
+
+
=
−
− ,122,103,,
a c,d
0
α
1
α
2
α
R
2
(%) R
2
aj(%)
a c,d
0
α
1
α
2
α
R
2
(%)
R
2
aj(%)
3 0,10
(5,58)
-0,25
(-1,16)
2,0 0,0 6 0,11
(5,01)
-0,33
(-2,1)
3,6 2,1
3 3,1 0,055
(3,06)
2,944
(2,44)
0,131
(0,59)
31,8 29,7 6 3,1 0,086
(4,82)
1,368
(1,12)
-0,15
(-0,8)
10,0 7,2
3 6,3 0,040
(1,75)
3,022
(2,32)
0,250
(1,01)
34,6 32,6 6 6,3 0,067
(2,90)
1,961
(1,27)
-0,05
(-0,0)
17,2 14,5
3 9,6 0,048
(2,47)
4,740
(2,42)
0,118
(0,60)
37,2 35,2 6 9,6 0,074
(3,78)
2,992
(1,33)
-0,04
(-0,5)
17,2 15,5
3 12,9 0,054
(3,36)
7,082
(3,57)
0,002
(0,02)
51,2 49,7 6 12,9 0,077
(4,49)
4,319
(1,87)
-0,11
(-0,9)
20,8 18,3
6 0,105
(6,75)
-0,27
(-1,52)
3,6 2,0 9 0,10
(5,09)
-0,27
(-1,8)
3,5 1,9
6 3,1 0,080
(5,70)
1,456
(1,44)
-0,081
(-0,56)
14,4 11,6 9 3,1 0,102
(4,74)
0,109
(1,87)
-0,25
(-1,5)
3,5 0,3
6 6,3 0,060
(3,46)
2,091
(1,75)
0,080
(0,46)
26,2 23,7 9 6,3 0,094
(3,90)
0,514
(0,44)
-0,18
(-0,9)
4,9 1,6
6 9,6 0,062
(4,49)
3,537
(2,12)
0,014
(0,10)
31,2 28,9 9 9,6 0,089
(4,58)
1,322
(0,82)
-0,16
(-0,9)
7,3 4,1
6 12,9 0,066
(5,43)
5,222
(3,08)
-0,068
(-0,50)
39,2 37,9 9 12,9 0,082
(5,31)
1,882
(1,06)
-0,17
(-1,2)
8,1 5,0
63
Tabela 10: Resultados (Continuação)
tttdctat
SPREAD
ε
π
α
α
α
π
π
+
+
+
=
−
− ,122,101,,
tttdctat
SPREAD
ε
π
α
α
α
π
π
+
+
+
=
−
− ,122,103,,
a c,d
0
α
1
α
2
α
R
2
(%)
R
2
aj(%)
a c,d
0
α
1
α
2
α
R
2
(%)
R
2
aj(%)
9 0,083
(5,20)
0,40
(2,14)
11,4 8,4
12 0,08
(5,95)
-0,20
(-2,2)
5,4 3,7
9 3,1 0,093
(5,00)
0,579
(0,80)
-0,16-
(1,17)
6,9 3,7
12 3,1 0,086
(4,70)
-0,352
(-0,7)
-0,25
(-2,0)
7,0 3,7
9 6,3 0,083
(4,11)
0,925
(1,00)
-0,087
(-0,53)
8,3 7,8
12 6,3 0,081
(4,03)
-0,057
(-0,1)
-0,21
(-1,4)
5,4 2,0
9 9,6 0,078
(4,93)
1,988
(1,70)
-0,079
(-0,63)
17,0 14,2
12 9,6 0,077
(4,63)
0,246
(0,31)
-0,18
(-1,5)
5,7 2,3
9 12,9 0,079
(5,38)
3,082
(2,54)
-0,118
(-0,97)
22,7 20,0
12 12,9 0,074
(5,21)
0,703
(0,85)
-0,17
(-1,6)
7,1 3,8
12 0,096
(6,82)
-0,19
(-1,36)
10,4 7,1
12 3,1 0,105
(5,09)
0,064
(0,11)
-0,26-
(1,76)
7,6 4,2
12 6,3 0,098
(4,40)
0,410
(0,61)
-0,199
(-1,21)
9,4 6,0
12 9,6 0,093
(5,10)
1,106
(1,30)
-0,175
(-1,36)
13,1 9,9
12 12,9 0,090
(5,90)
2,073
(2,64)
-0,181
(-1,57)
19,5 16,5
Notas: estatística t entre parêntesis
Erros-padrão corrigidos por heterocedasticidade e auto-correlação, seguindo os procedimentos de Newey West (1987, 1994).
64
5. CONCLUSÃO
No regime de metas para inflação, o monitoramento das expectativas ganha fundamental
importância pelo fato das metas serem explícitas e porque a conquista da credibilidade
exige o compromisso sistemático do BC de atingi-las. Se as metas não são alcançadas, ou
ainda, se sofrem alterações freqüentes, a credibilidade do regime é afetada e,
consequentemente, a capacidade do BC de fazer com que as expectativas convirjam para a
meta diminui. Dado que existem lags de atuação da política monetária, cabe ao BC agir de
forma proativa frente à inflação, isto é, as decisões acerca da política monetária devem ser
capazes de antecipar movimentos futuros da inflação. Além disso, aumentos da inflação
esperada implicam em aumentos da inflação atual, tornando necessário, por parte do BC, o
acompanhamento bastante próximo das expectativas de inflação dos agentes. Esta é a
pergunta que está por trás de nosso segundo capítulo: nos 6 anos do regime de metas de
inflação no Brasil, o BC tem agido de forma proativa? Para respondermos a essa pergunta,
utilizamos, como proxy das estimativas de mercado, a pesquisa que o BC realiza junto a
analistas profissionais (AP). Temos duas razões que sustentam o uso desta pesquisa: em
primeiro lugar, pela sua representatividade, visto que compreende mais de cem analistas, de
diversos bancos, consultorias econômicas, institutos de pesquisa, etc. A segunda, e
provavelmente mais importante razão para o uso desta fonte é que ela é enfaticamente
citada nos relatórios de inflação, documentos em que a autoridade monetária apresenta a
avaliação feita pelo Copom sobre a evolução dos determinantes da inflação recente e sobre
suas perspectivas para os anos subseqüentes.
Constatamos, através de uma regra de Taylor para o Brasil, que o comportamento do BC
tem sido realmente forward looking, isto é, ele tem efetivamente respondido, de forma
vigorosa, às alterações das expectativas de inflação do mercado. Este resultado está
alinhado com outros trabalhos que buscaram estimar funções de reação para o caso
brasileiro e corrobora, empiricamente, que a condução da política monetária tem visado
coordenar as expectativas para a meta de inflação. Com esse resultado, passamos para o
segundo capítulo, investigando que expectativas são estas, acompanhadas com tanta
atenção por parte do BC. A pergunta, a ser respondida no capítulo III é a seguinte: as
65
expectativas de mercado, colhidas pelo BC através de pesquisas diárias junto aos AP são
capazes de prever movimentos futuros da inflação?
O capítulo III descreve a forma como as expectativas são acompanhadas no Brasil, trazendo
experiências de outros países. Em seguida, passamos para o cerne do capítulo, buscando
verificar se as expectativas de inflação do mercado são racionais e comparando-as com
modelos simples de previsão de inflação. Concluímos que as expectativas dos analistas são
viesadas e inconsistentes, sendo portanto incapazes de prever alterações futuras da inflação.
Os analistas profissionais (AP) sistematicamente subestimam a inflação, resultado que não
decorre da turbulência ocorrida em função do choque decorrente da sucessão presidencial,
no final do ano de 2002 e início de 2003. A comparação com dois modelos simples de
previsão de inflação corroborou a enorme fragilidade das previsões conduzidas pelos AP.
Até mesmo o modelo mais ingênuo possível (ING), no qual a expectativa para os próximos
12 meses é o último dado conhecido de inflação é capaz de superar com folga as previsões
dos analistas profissionais. Será, portanto, que faz sentido balizar a política monetária em
expectativas que são totalmente incapazes de antever o comportamento futuro da inflação e
que não respeitam condições de racionalidade? Os resultados do capítulo III evidenciam a
necessidade de se aprofundarem as pesquisas em métodos de extração de expectativas de
inflação no Brasil, passo este dado no capítulo IV.
No quarto e último capítulo descrevemos os métodos de se extrair expectativas de
inflação e, dadas algumas especificidades do mercado brasileiro, optamos pelo uso dos
métodos que utilizam a inclinação da estrutura a termo da taxa de juros (ETTJ) do mercado
financeiro. De uma maneira geral, os resultados obtidos foram que a inclinação da ETTJ
ajuda a prever o comportamento da inflação, principalmente através dos spreads de prazos
mais longos da ETTJ. No entanto, esta capacidade vai sendo reduzida conforme avançamos
no horizonte de previsão. Os ganhos de se prever alterações da inflação nos horizontes t+3
até t+9 são significativos e poderiam ser utilizados como uma fonte adicional de
informação pelo BC acerca do comportamento futuro da inflação. Para t+12, no entanto,
esta capacidade deixa de existir. Este resultado deve decorrer do fato de o Brasil ainda
possuir uma estrutura a termo muito curta em comparação a diversos países, mesmo outros
66
emergentes. Com a estabilização da economia, espera-se que esta curva se alongue,
tornando este instrumento de previsão cada vez mais poderoso.
O método utilizado é apenas uma das formas de tentar utilizar preços dos ativos financeiros
para se prever a inflação, de tal modo que seria interessante que houvesse um avanço de
trabalhos empíricos nesta linha, que permitissem a comparação de diversos métodos de
previsão. Por exemplo, existem formas de se extrair expectativas de inflação no futuro é
através da utilização de títulos indexados ao IPCA (NTN-B). A dificuldade de se trabalhar
com estes métodos, na atualidade, é que estes títulos começaram a ser emitidos em 2002 e
ainda representam uma parcela muito pequena da dívida pública, além de terem liquidez
reduzida. O governo brasileiro, em diversas ocasiões, já manifestou seu interesse de
aumentar a participação destes títulos, em detrimento da dívida pós-fixada
37
, o que requer
que o BC tenha sucesso em manter a inflação baixa por um período suficientemente longo.
Para que a política monetária seja conduzida da melhor forma possível, é essencial um bom
diagnóstico do ambiente econômico, o que sem dúvida inclui, entre outras coisas, que os
métodos de se prever pressões inflacionárias sejam aprimorados. Progredir neste aspecto
nos parece essencial para o fortalecimento do regime de metas de inflação.
37
De acordo com o Plano Anual de Financiamento (PAF 2005), do Tesouro Nacional, faz parte da
estratégia de financiamento da dívida pública mobiliária federal: “aumento do volume emitido de
títulos referenciados a índices de preços, em relação aos anos anteriores, com ênfase nas NTN-B.”
(grifo nosso).
67
APÊNDICE 1 – Pesquisas internacionais de inflação
1. Pesquisas de inflação nos EUA
a) Pesquisa Livinstone
Esta é a pesquisa mais antiga desenvolvida nos EUA, tendo sido iniciada em 1946. A
princípio, eram enviados questionários aos analistas profissionais nos meses de maio e
novembro, logo após a divulgação do CPI (consumer price index). Os participantes que
recebiam a pesquisa em junho eram questionados acerca do nível de inflação previsto para
o período de dezembro a junho do ano subseqüente, enquanto os indivíduos que
respondiam a pesquisa de dezembro faziam projeções para o período de junho a dezembro.
Até 1950, a pesquisa era realizada com apenas 10 membros. Entretanto, desde 1950, o
número de entrevistados oscilou de 37 a 64. Todos os participantes são analistas
profissionais, como analistas de grandes bancos comerciais, bancos de investimentos,
corporações não financeiras, instituições acadêmicas, etc
38
.
b) Pesquisa Michigan
Diferentemente da pesquisa Livinstone, na qual os entrevistados são analistas profissionais,
a pesquisa conduzida pela Universidade de Michigan, que foi iniciada em 1948, evolve
uma seleção aleatória de pelo menos 500 donas de casa. Os indivíduos são questionados
por via telefônica para que fornecerem previsões sobre a inflação para os próximos 12
meses das “coisas que você compra”.
Ao longo dos anos, muitas mudanças foram feitas na pesquisa Michigan, sendo duas delas
particularmente importantes. Antes do segundo trimestre de 1966, as pessoas pesquisadas
respondiam simplesmente: “Você acredita que os preços, no próximo ano, vão subir, cair,
ou permanecer como estão?” Do segundo trimestre de 1966 até o quarto trimestre de 1977,
as pessoas que diziam que os preços deveriam subir também foram questionadas a indicar
dentro de certos intervalos, quais eram suas expectativas de inflação. Após o terceiro
trimestre de 1977 é que os entrevistados passaram a responder quais eram suas expectativas
38
Os dados históricos, inclusive contendo dados individuais dos participantes encontram-se no site
http://phil.frb.org.
68
de inflação. A segunda grande mudança diz respeito às freqüências da pesquisa. Antes de
1959, a pesquisa Michigan era conduzida irregularmente –duas ou três vezes por ano. De
1959 a 1977, a pesquisa passou a ser conduzida trimestralmente, nos meses de fevereiro,
maio, agosto e novembro. Desde o início de 1978 a pesquisa passou a ser feita
mensalmente
39
.
c) Survey of Professional forecasters – SPF (pesquisa de analistas profissionais)
No final de 1968 teve início a pesquisa SPF, desenvolvida através da parceria entre a
American Statistical Association e a National Bureau of Economic Research (ASA/NBER).
Entre as variáveis previstas para os próximos trimestres estava a taxa de variação do
deflator do GNP para o trimestre atual e para cada um dos próximos 4 trimestres. Os
participantes desta pesquisa são analistas profissionais, totalizando aproximadamente 40
entrevistados. Além de submeter as previsões, os entrevistados também atribuem
probabilidades a diversos intervalos de inflação possíveis. Isto permite construir uma
medida de incerteza dos agentes usando-se a variância da distribuição. A partir de 1991, os
analistas passaram a ser questionados sobre as expectativas de inflação para os próximos 10
anos.
2. Pesquisas de inflação na Inglaterra
O BC inglês acompanha as expectativas de inflação de 3 formas. A Public Attittudes to
Inflation é uma pesquisa ampla de opinião com o público em geral feita trimestralmente nos
meses de fevereiro, maio, agosto e novembro e cujo formato atual tem sido realizado desde
fevereiro de 2001. A pesquisa de fevereiro é dita completa, totalizando 14 questões, ,
enquanto que nos outros 3 trimestres são feitas apenas 9 questões. A pesquisa de fevereiro é
feita com cerca de 4.000 entrevistados, número que é o dobro das pesquisas dos outros
meses. As amostras são aleatórias e buscam a maior representatividade possível dos adultos
do país. As pessoas são entrevistadas diretamente em suas residências. Esta pesquisa vai
muito além de questionar a previsão dos agentes sobre a inflação futura, buscando: a)
39
Os dados históricos das previsões, além de suas variâncias estão disponíveis em
http://www.athena.sca.isr.umich.edu.
69
informações sobre o comportamento futuro esperado para as taxas de juros; b)
conhecimento básico acerca da condução da política monetária na Inglaterra; c) a satisfação
dos entrevistados em relação às medidas adotadas pelo MPC (comitê de política monetária
inglês), entre outras.
Desde fevereiro de 1996 o BC inglês vem levantando as expectativas de mercado de um
grupo de 20-50 analistas, questionados acerca da expectativa de inflação para o ano
corrente e para os 2 anos subseqüentes. Além disso, parte destes também divulga as
probabilidades atribuídas de que a inflação encontre-se em determinados intervalos. Os
resultados são publicados nos Inflation Reports, que têm periodicidade trimestral.
O terceiro método utilizado pelo BoE é a expectativa implícita do RPI (índice de preços do
varejo, sobre o qual é feita a meta de inflação), calculada pela diferença das taxas de
retorno dos títulos públicos pós-fixados e dos títulos indexados. Os títulos indexados
remuneram os detentores dos títulos pelo índice de inflação mais uma taxa real, de modo
que a diferença entre a taxa de retorno de títulos pós-fixados e a taxa de juros real implícita
nos títulos indexados de mesmo vencimento pode ser usada como medida da expectativa de
inflação para o período.
3. Pesquisas de inflação no México
A Encuesta sobre las expectativas de los especialistas em Economia Del Sector Privado é
uma pesquisa mensal realizada pelo Banco de México desde meados dos anos 90, com
aproximadamente 30 analistas do mercado financeiro. As previsões de inflação são feitas
para o ano corrente, para os 2 anos subseqüentes e também para os próximos 12 meses.
Adicionalmente, também são coletadas previsões para as taxas de juros, câmbio, PIB,
empregos, salários, finanças públicas, além de um levantamento dos fatores que podem
limitar o crescimento econômico nos meses seguintes.
Além deste método, assim como o Banco Central Inglês, o Banco do México também
utiliza a informação incorporada em ativos financeiros, através da diferença dos títulos pós-
fixados (Cetes) e dos títulos indexados (Udibonos). Estes resultados são apresentados nos
Informes sobre la Inflación, que são publicados trimestralmente.
70
APÊNDICE 2 – Decomposição da taxa de juros nominal
De acordo com a hipótese da expectativa, ajustada pelo componente de risco, o retorno
esperado de se manter um título por 1 período, cuja maturidade seja no período m, equivale
a manutenção de um título de maturidade no próximo período mais um componente de
prêmio
),( mt
φ
. Isso pode ser descrito da seguinte forma:
),(1,)1,1(),(
)1(
mttmttmt
RREmmR
φ
++−=
−+
,
onde )(tR representa a taxa de juros nominal de 1 período.
Resolvendo esta equação, temos o valor de
mt
R
,
, que é o yield to maturity de um título com
maturidade de m períodos em t:
∑∑
=
=
−+
=
=
−+
+=
1
0
)1,1(
1
0
)1,1(),(
11
m
i
mtt
m
i
mttmt
E
m
RE
m
R
φ
A partir da equação de Phillips, temos que
)1()()()( +++++
+=
itititit
ErrR
π
. Com isso, temos a
equação de Fisher para o período m:
∑∑∑
=
=
−+
=
=
++
=
=
+
++=
1
0
)1,1(
1
0
)1(
1
0
)(),(
111
m
i
mtt
m
i
itt
m
i
ittmt
E
m
E
m
rrE
m
R
φπ
Reescrevendo esta equação, temos:
),(),()(),()(),( mtmttmttmt
ErrER
φπ
++=
onde
∑
−
=
+
=
1
0
)(),(
1
m
i
itmt
rr
m
rr
é a média da taxa real de juros ex-ante sobre o período corrente e
os (m-1) próximos períodos,
),( mt
π
é a inflação média dos m períodos seguintes e
),( mt
φ
é o
prêmio de risco médio de um título de m-períodos até a maturidade.
71
APÊNDICE 3 – Taxa média de Swap
A partir do final de 1997, a Bolsa de Mercadorias e Futuros --BM&F -- passou a coletar,
diariamente, as taxas de swap de fechamento praticadas pelas principais instituições
financeiras que operam no Brasil.
Cada instituição fornece as taxas de bid e ask por prazo negociado, referentes aos últimos
negócios realizados. Os prazos que não foram negociados são fornecidos em branco. O
tamanho da amostra coletada pela BM&F oscila entre 20 e 40 bancos ou corretoras.
De posse das taxas fornecidas por cada instituição, a BM&F calculada a média entre bid e
ask para cada prazo. Em seguida, as taxas médias máxima e mínima de cada prazo são
excluídas da amostra. Finalmente, calcula-se a média aritmética simples dos dados
restantes, donde se obtém a taxa média de Swap apurada pela BM&F e divulgada,
diariamente, no Boletim Diário.
72
REFERÊNCIAS
BALL, Laurence e SHERIDAN, Niamh. 2003. Does Inflation Targeting Matter? NBER
Working Paper 9577.
BARRO, R.J. e GORDON, D.B. 1983. Rules, Discretion and Reputation in a model of
Monetary Policy. Journal of Monetary economics, 12: 101-22.
BELAISCH, Agnés. Exchange rate pass-through in Brazil. IMF Working paper wp/03/141.
BLANCHARD, Olivier e FISCHER, Stanley. (1989). Lectures on Macroeconomics MIT
Press: Cambridge.
BOGDANSKI, Joel e TOMBINI, Alexandre Antonio e WERLANG, Sérgio Ribeiro da
Costa. 2000. Implementing Inflation Targeting in Brazil. Banco Central do Brasil. Working
paper series n º 01
BREEDON, Francis J e CHADHA, Jagjit S. 1997. The Information Content of the Inflation
term Structure. Bank of England Working paper nº 75.
CABBALERO, Ricardo e KRISHNAMURTHY, Arvind. 2003. Inflation targeting and
sudden stops. NBER working paper Nº w9599.
CARNEIRO, Francisco G. e DIVINO, José Ângelo C. A. e ROCHA, Carlos H. 2003.
Reconsiderando o efeito-Fisher: uma análise de cointegração entre as taxas de juros e
inflação. Nova Economia Belo Horizonte 13 (1) P. 81-100.
CLARIDA, R. e GALÍ, J. GERTLER. 1998. Monetary policy rules in practice: some
international evidence. European Economic Review. 42: 1033-1067.
DAY, Jim e LANGE, Rom. 1997. The Sructure of Interest rates in Canada: Information
Content about Medium-Term Inflation. Bank of Canada Working Paper 97-10.
ESTRELLA, Arturo e MISHKIN Frederic S. 1997. The Predictive Power of the Term
Structure of Interest Rates in Europe and the United States: Implications for the European
Central Bank. European Economic Review 41.
73
ESTRELLA, Arturo. 2005. Why does the yield curve predict output and inflation? The
Economic Journal.
EICHENGREEN, Barry. 2002. Can Emerging Markets Float? Banco Central do Brasil.
Working paper series. n º 36.
FAMA, Eugene. 1975. Short term interest rates as predictors of inflation. American
Economic Review 65.
FISCHER, Irving. 1930. The Theory of Interest. New York: Macmillan.
GARCIA, Márcio. 1992. A formação das expectativas inflacionárias no Brasil: um estudo
de efeito Fisher em um mecanismo de extração de sinal. Pesquisa e Planejamento
Econômico, v.21 n.3, p. 471-510.
FRANKEL, Jeffrey A. 1982. A Technique for Extracting a Measure of Expected Inflation
from the Interest Rate Term Struture. The Review of Economics and Statistics, Vol. 64. nº1.
______ e LOWN, Cara S. 1994. An Indicator of Future Inflation Extracted from the
Steepness of the Interest Rate Yield Curve Along Its Entire Length. The Quarterly Journal
of Economics. nº2.
GAGNON, Joseph E. Inflation Regimes and Inflation Expectations. International Finance
Discussion Papers. Nº 581.
JOHNSON, David. 2003. The Effect of Inflation Targets on the Level of Expected Inflation
in Five Countries. The review of Economics and Statistics 8594): 1076-1081.
JORION, Philippe e MISHKIN, Frederic. 1991. A Multi-Country Study of the Information
in the Term Structure About Future Inflation. Journal of International Money finance, 19,
pp. 2-22.
KEANE, Michael P. e RUNKLE, David E. 1990. Testing the Rationality of Price
Forecasts: New Evidence from Panel Data. The American Economic Review. September.
Vol. 80. nº4.
74
KYDLAND, F. and PRESCOTT, E.C. 1977. Rules Rather than Discretion: the
inconsistency of Optimal Plans. Journal of Political economy, 85: 473-92.
KOZICKI, Sharon. 1997. Predicting Real Growth and Inflation with the Yield Spread.
Economic Review 82. Federal Reserve of Kansas City, 39-57.
LAMONT, Owen. 1995. Macroeconomic Forecasts and Microeconomic Forecasters.
National Bureau of economic Research Working Paper nº 5284.
LASTER, David e BENNETT Paul e GEOUM In Sum. 1999. Rational Bias in
Macroeconomic Forecasts. Quarterly Journal of Economics. 114.
MINELLA, FREITAS e GOLDFJAIN. 2002. Inflation Targeting in Brazil: Lessons and
Challenges. Banco Central do Brasil. Working paper series. n º 53.
MINELLA, et al. 2003. Inflation Targeting in Brazil: Constructing Credibility under
Exchange Rate volatility. Banco Central do Brasil. Working Paper nº 77.
MISHKIN, Frederic S. 1990a. What does the Term Structure Tell us About Future
Inflation. Journal of Monetary Economics, 25. pages 77-95.
______1990b. The Information in the Longer Maturity Term Structure about Future
Inflation. Quarterly Journal of Economics, 55, pages 815-28.
______1996. The Channels of Monetary transmission: Lessons for Monetary Policy. NBER
Working Paper Series. Nº 5464.
______1999. International experiences with different monetary policy regimes. Journal of
Monetary Economics, 43.
______2000. Inflation targeting in Emerging Market Countries. NBER Working Paper
Series. Nº 7618.
NELSON, Charles R e SCHWERT, G William. 1977. Short-Term Interest Rates as
Predictors of Inflation: On Testing the Hypothesis That the Real Rate of Interest is
75
Constant. American Economic Review. Volume (Year): 67 (1977)Issue (Month): 3
(June)Pages: 478-86.
ORPHANIDES, Athanasios e WILLIAMS, John C. 2003. Inflation scares and forecast-
based Monetary Policy. FRBSF Working Paper, 2003-11.
RABANATZ, P. e G. SCHARTZ .2001. Exchange Rate Changes and Consumer Price
Inflations: 20 Months After the Floating of the Real. In Brazil: Selected Issues and
Statistical Appendix. IMF Country report Nº01/10 (Washington: International Monetary
Fund).
REICHENSTEIN, W e ELLIOT, J W. 1987. A Comparison of models of long-term
Inflation Expectation. Journal of Monetary Economics, 19, pages 405-425.
ROBERTS, John M. 1998. Inflation Expectations and the Transmission of Monetary
Policy. Board of Governors of the Federal Reserve System.
STARK, Tom. 1997. Macroeconomic Forecasts and Microeconomic Forecasters in the
Survey of Professional Forecasters. Federal Reserve Bank of Philadelphia Working Paper,
nº 97-10.
SVENSSON, Lars E.O. 1998. Inflation Policy as a Monetary Policy Rule. NBER Working
Paper Series. Nº 6790.
______2003. What Is Wrong with Taylor Rules? Sing Judgment in Monetary Policy
through Targeting Rules. Journal of Economic Literature, versão preliminar.
STOCK, James H. e WATSON Mark W. 2003. Forecasting Output and Inflation: The
Role of Asset Prices. Journal of Economic Literature Vol. XLI. Pp. 788-829.
TAYLOR, J. 1993. Discretion versus policy rules in practice. Carnegie-Rochester
Conference on Public Policy. 39: 195-214.
THOMAS Jr., Lloyd B. 1999. Survey Measures of Expected U.S. Inflation. Journal of
Economic Perspectives. Volume 13, nº4 pages: 125-149.
76
THOMAS Jr. e Lloyd B. 2000. Forecasting Inflation – Surveys Versus other Forecasts.
Business Economics. 9-18.
VIEIRA, Heleno e LAURINI, Márcio. 2004. Inércia nas Taxas de Inflação: um Modelo
Heterocedástico em Espaço de Estado. Artigo apresentado na Sociedade Brasileira de
Econometria.
WALSH, Carl. (2003). Monetary Theory and Policy. The MIT Press
WU, Thomas .Y. 2004. Does Inflation Targeting Reduce Inflation? An Analysis for OECD
Industrial Countries. Working paper 83, Banco Central do Brasil.
Livros Grátis
( http://www.livrosgratis.com.br )
Milhares de Livros para Download:
Baixar livros de Administração
Baixar livros de Agronomia
Baixar livros de Arquitetura
Baixar livros de Artes
Baixar livros de Astronomia
Baixar livros de Biologia Geral
Baixar livros de Ciência da Computação
Baixar livros de Ciência da Informação
Baixar livros de Ciência Política
Baixar livros de Ciências da Saúde
Baixar livros de Comunicação
Baixar livros do Conselho Nacional de Educação - CNE
Baixar livros de Defesa civil
Baixar livros de Direito
Baixar livros de Direitos humanos
Baixar livros de Economia
Baixar livros de Economia Doméstica
Baixar livros de Educação
Baixar livros de Educação - Trânsito
Baixar livros de Educação Física
Baixar livros de Engenharia Aeroespacial
Baixar livros de Farmácia
Baixar livros de Filosofia
Baixar livros de Física
Baixar livros de Geociências
Baixar livros de Geografia
Baixar livros de História
Baixar livros de Línguas
Baixar livros de Literatura
Baixar livros de Literatura de Cordel
Baixar livros de Literatura Infantil
Baixar livros de Matemática
Baixar livros de Medicina
Baixar livros de Medicina Veterinária
Baixar livros de Meio Ambiente
Baixar livros de Meteorologia
Baixar Monografias e TCC
Baixar livros Multidisciplinar
Baixar livros de Música
Baixar livros de Psicologia
Baixar livros de Química
Baixar livros de Saúde Coletiva
Baixar livros de Serviço Social
Baixar livros de Sociologia
Baixar livros de Teologia
Baixar livros de Trabalho
Baixar livros de Turismo
