( PDF ) A dinâmica da taxa de câmbio no Brasil : um estudo empírico no período pós-plano real

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UNIVERSIDADE FEDERAL DA PARAÍBA

CENTRO DE CIÊNCIAS SOCIAIS APLICADAS

PROGRAMA DE PÓS-GRADUAÇÃO EM ECONOMIA

MESTRADO EM ECONOMIA

ROBERTA MOREIRA WICHMANN

A DINÂMICA DA TAXA DE CÂMBIO NO BRASIL:

UM ESTUDO EMPÍRICO NO PERÍODO PÓS-PLANO REAL

JOÃO PESSOA – PB

2007

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UNIVERSIDADE FEDERAL DA PARAÍBA

CENTRO DE CIÊNCIAS SOCIAIS APLICADAS

PROGRAMA DE PÓS-GRADUAÇÃO EM ECONOMIA

MESTRADO EM ECONOMIA

ROBERTA MOREIRA WICHMANN

A DINÂMICA DA TAXA DE CÂMBIO NO BRASIL:

UM ESTUDO EMPÍRICO NO PERÍODO PÓS-PLANO REAL

JOÃO PESSOA – PB

2007

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ROBERTA MOREIRA WICHMANN

A DINÂMICA DA TAXA DE CÂMBIO NO BRASIL:

UM ESTUDO EMPÍRICO NO PERÍODO PÓS-PLANO REAL

Dissertação apresentada ao Programa de Pós-

Graduação em Economia da Universidade Federal

da Paraíba em cumprimento às exigências para

obtenção do Grau de Mestre em Economia.

Área de Concentração: Economia da Empresa

Orientador: Professor Dr. Sinézio Fernandes Maia

Co-Orientador: Professor Dr. Marcos Costa Holanda

JOÃO PESSOA – PB

2007

ROBERTA MOREIRA WICHMANN

A DINÂMICA DA TAXA DE CÂMBIO NO BRASIL:

UM ESTUDO EMPÍRICO NO PERÍODO PÓS-PLANO REAL

Dissertação apresentada ao PROGRAMA DE PÓS-GRADUAÇÃO EM ECONOMIA do

centro de Ciências Sociais Aplicadas da Universidade Federal da Paraíba em cumprimento às

exigências para obtenção do grau de Mestre em Economia.

Área de Concentração: Economia da Empresa.

Dissertação aprovada em 2 de Março de 2007.

BANCA EXAMINADORA:

______________________________________________________________________

Professor Doutor Sinézio Fernandes Maia

Universidade Federal da Paraíba

______________________________________________________________________

Professor Doutor Marcos Costa Holanda

Universidade Federal do Ceará - CAEN

______________________________________________________________________

Professora Doutora Márcia Batista da Fonseca

Universidade Federal da Paraíba

JOÃO PESSOA – PB

2007

Dedico esta dissertação a Artur

Roberto Pompeu Wichmann

(in memoriam), meu pai.

AGRADECIMENTOS

Inicialmente gostaria de agradecer à minha mãe Maria Altair Pinheiro Moreira por

todo o apoio e carinho, não apenas durante o mestrado, mas em todos os momentos de minha

vida. Aos meus irmãos economistas Bruno Moreira Wichmann e Artur Wichmann Neto pelo

incentivo e exemplo.

Agradeço aos professores que participaram desta banca examinadora: Professor

Sinézio Fernandes Maia (orientador), Professor Marcos Costa Holanda (membro externo e co-

orientador) e Professora Márcia Batista da Fonseca (membro interno). Com certeza todas as

contribuições foram importantes e bem vindas para o aprimoramento desta dissertação.

Aos meus colegas de mestrado da turma de 2005, principalmente Carlos Henrique

Coêlho de Andrade, que me deu força, estudou junto comigo e foi meu verdadeiro cúmplice

durante todo o mestrado. À Madiana Romcy pela disciplina e responsabilidade que ela me

ensinou a ter. Ao Marcelo Guerra Leone por tornar minha passagem pelo mestrado e,

consequentemente por João Pessoa mais tranqüila, me apresentando amigos para uma vida

toda: Lisavieta Andrade, Celinha Costa, Fábio Sousa, Leonardo dos Anjos, Werner Norat,

dentre tantos outros queridos.

Gostaria de agradecer ainda à Terezinha Polari, sempre cordial e eficiente, por toda

ajuda em relação a questões burocráticas, prazos, matrículas, declarações, entrega de provas e

trabalhos. Agradeço também a CAPES pela bolsa concedida durante todo o curso.

Por fim, quero enfatizar meu agradecimento ao meu pai, um economista brilhante,

extremamente competente e estudioso, um pai exemplar, fundamental em minha vida. Por

quê? Com toda certeza eu precisaria de mais 100 páginas para explicar, então acho melhor

resumir: Por tudo!

A DINÂMICA DA TAXA DE CÂMBIO NO BRASIL:

UM ESTUDO EMPÍRICO NO PERÍODO PÓS-PLANO REAL

RESUMO

Esta dissertação procura avaliar a determinação e a dinâmica da taxa de câmbio no

Brasil no período pós-plano Real utilizando-se da abordagem monetária de determinação da

taxa de câmbio em suas versões com preços flexíveis e com preços rígidos. A determinação

da taxa de câmbio é estudada através da técnica de co-integração e a dinâmica é analisada

através das funções de impulso-resposta obtidas pelas estimações de vetores auto-regressivos.

A constatação empírica é de que tanto com preços flexíveis quanto com preços rígidos os

sinais esperados dos coeficientes estimados dos determinantes da taxa de câmbio estão de

acordo com a sugestão teórica. Porém, ao analisar-se a dinâmica da taxa de câmbio, apenas o

modelo monetário com preços rígidos apresenta resultado satisfatório, respeitando a sugestão

teórica.

Palavras-Chave: abordagem monetária, taxa de câmbio, co-integração, VAR.

EXCHANGE RATE DYNAMICS IN BRAZIL:

AN EMPIRICAL STUDY

ABSTRACT

This dissertation aims to evaluate the determination and the dynamics of the exchange

rate in post-Real Plan period through the monetary approach of determination of the exchange

rate in its versions with flexible and sticky prices. The determination of the exchange rate is

studied through the cointegration technique and the dynamics are analyzed through the

impulse-response functions obtained by the estimates of autoregressive vectors. The empirical

verification finds that in the flexible and sticky price approaches the expected signs of the

estimated coefficients of the determinant of the exchange rate are in accordance with

the

theoretical suggestion. However, when analyzing the dynamics of the exchange rate, just the

monetary model with sticky prices presents satisfactory results, respecting the theoretical

suggestion.

Keywords: Monetary approach; Exchange rate; Cointegration; VAR.

LISTA DE GRÁFICOS

GRÁFICO 1: Taxa de câmbio nominal (R$/US$) - comercial – venda 53

GRÁFICO 2: Respostas da “taxa de câmbio nominal” em relação a choques em “

⌢

” 60

GRÁFICO 3: Respostas da “taxa de câmbio nominal” em relação a choques em “

⌢

”

GRÁFICO 4: Respostas da “taxa de câmbio nominal” em relação a choques em “

⌢

”

GRÁFICO 5: Respostas da “taxa de câmbio nominal” em relação a choques em “

∆

⌢

” 67

GRÁFICO 6: Respostas da “taxa de câmbio nominal” em relação a choques no “

∆

⌢

”

GRÁFICO 7: Respostas da “taxa de câmbio nominal” em relação a choques em “

∆

⌢

”

GRÁFICO 8: Respostas da “taxa de câmbio nominal” em relação a choques na “

∆

”

GRÁFICO B1: M1 (Brasil) - dessazonalizado – US$ (bilhões) 90

GRÁFICO B2: M1 (EUA) - dessazonalizado - US$ (bilhões) 90

GRÁFICO B3: Produção Industrial (Brasil) – dessazonalizada (índice) 91

GRÁFICO B4: Produção Industrial (EUA) – dessazonalizada (índice) 91

GRÁFICO B5: Taxa de Juros (Brasil) – Over-Selic (% a.m.) 92

GRÁFICO B6:Taxa de Juros (EUA) – Fundos Federais (% a.m.) 92

GRÁFICO B7: Taxa de câmbio efetiva real (índice) 93

GRÁFICO C1: Correlograma da variável

GRÁFICO C2: Correlograma

⌢

GRÁFICO C3: Correlograma

⌢

GRÁFICO C4: Correlograma

⌢

GRÁFICO C5: Resíduo do VAR para

GRÁFICO C6: Resíduo do VAR para

⌢

GRÁFICO C7: Resíduo do VAR para

⌢

GRÁFICO C8: Resíduo do VAR para

⌢

GRÁFICO D1: Correlograma

∆

GRÁFICO D2: Correlograma

∆

⌢

GRÁFICO D3: Correlograma

∆

⌢

100

GRÁFICO D4: Correlograma

∆

⌢

100

GRÁFICO D5: Correlograma da variável

∆

101

GRÁFICO D6: Resíduo do VAR para

∆

102

GRÁFICO D7: Resíduo do VAR para

∆

⌢

102

GRÁFICO D8: Resíduo do VAR para

∆

⌢

103

GRÁFICO D9: Resíduo do VAR para

∆

⌢

103

GRÁFICO D10: Resíduo do VAR para

∆

104

LISTA DE TABELAS

TABELA 1: Teste de verificação da estacionariedade das séries 54

TABELA 2: Teste de verificação da estacionariedade das séries compostas 56

TABELA 3: Teste de co-integração de Johansen-Juselius: modelo com preços flexíveis 56

TABELA 4: Decomposição da variância – câmbio (preços flexíveis) 63

TABELA 5: Teste de co-integração de Johansen-Juselius: modelo com preços rígidos 64

TABELA 6: Decomposição da variância – câmbio (preços rígidos) 71

TABELA C: Estimativas do vetor auto-regressivo (preços flexíveis) 96

TABELA D: Estimativas do vetor auto-regressivo (preços rígidos) 101

SUMÁRIO

INTRODUÇÃO

CAPÍTULO 1. DETERMINAÇÃO DA TAXA DE CÂMBIO

1.1. Modelos de Determinação da Taxa de Câmbio 21

1.2. Determinação da Taxa de Câmbio na Abordagem Monetária 22

1.2.1. O Modelo Monetário com Preços Flexíveis 26

1.2.2. O Modelo Monetário com Preços Rígidos 31

CAPÍTULO 2. METODOLOGIA DA PESQUISA

2.1. Auto-Regressão Vetorial (VAR) 39

2.2. Procedimentos Econométricos 44

2.2.1. Teste de Raiz Unitária 45

2.2.2. Teste de Co-Integração 46

2.3. Especificação Econométrica dos Modelos 48

2.4. Dados Utilizados 50

CAPÍTULO 3. RESULTADOS

3.1. Análise das Variáveis 52

APÊNDICE C – Resultados da Estimação do Modelo Monetário Com Preços Flexíveis

APÊNDICE D – Resultados da Estimação do Modelo Monetário Com Preços Rígidos

INTRODUÇÃO

A economia da taxa de câmbio é uma das áreas mais pesquisadas da ciência

econômica, isso por causa da importância atribuída ao câmbio no que concerne ao sucesso ou

fracasso de uma economia aberta (MACDONALD; TAYLOR,1992; TAYLOR, 1995).

Com a abertura da economia, um país passa a realizar vários tipos de transações

econômicas com outros países, tanto através do mercado de bens e serviços, quanto através do

mercado de ativos (OBSTFELD; ROGOFF, 1996). A abertura do mercado de bens e serviços

proporciona aos consumidores e empresas escolherem entre o consumo de bens domésticos

ou estrangeiros (através das exportações e das importações). Já a abertura do mercado

financeiro permite que os investidores escolham entre ativos financeiros domésticos ou

estrangeiros.

Porém, para que as transações internacionais sejam factíveis, é importante efetuar

comparações entre os preços interno e externo, convertendo a moeda de um país na moeda de

outro. A literatura convencional define a taxa de câmbio nominal como o preço da moeda de

um país em termos da moeda de outro país (DORNBUSCH, 1988; MACDONALD;

TAYLOR,1992). Tal taxa consiste em uma relação monetária, não tendo, necessariamente,

uma contrapartida em termos de poder de compra. Quando ocorre apreciação nominal do

câmbio então, tem-se que a moeda nacional ficou relativamente mais cara que a moeda

estrangeira em termos monetários. Já quando ocorre uma depreciação nominal do câmbio

significa que a moeda de um país passa a valer relativamente menos quando comparada a uma

moeda estrangeira.

A taxa de câmbio nominal pode ser interpretada de duas maneiras: taxa de câmbio em

termos diretos, ou seja, o preço de uma unidade de moeda estrangeira em termos da moeda

nacional, e taxa de câmbio em termos indiretos, o preço de uma unidade de moeda nacional

em termos de moeda estrangeira. Em geral, no Brasil interpreta-se a taxa de câmbio como

sendo a quantidade de reais que são necessários para se obter uma unidade de moeda

estrangeira.

Por outro lado, a taxa de câmbio real é uma medida relativa, indicando o preço dos

bens estrangeiros em termos de bens produzidos domesticamente. Tal taxa aponta o poder de

compra de um país, à medida que mostra se os bens estrangeiros estão se tornando

relativamente mais ou menos caros que os bens internos.

A procura pelos fatores que determinam o comportamento da taxa de câmbio é tema

bastante recorrente na literatura econômica. Porém, não há uma única teoria que explique

como se determina a taxa de câmbio (MUSSA, 1982; OBSTFELD; STOCKMAN, 1983;

MACDONALD; TAYLOR, 1992). As duas visões principais da determinação da taxa de

câmbio são: a abordagem monetária e a abordagem de balanço de portfólio. A abordagem

monetária possui duas formulações principais, sendo a primeira denominada de modelo

monetário com preços flexíveis, desenvolvida por Frankel (1976) e Mussa (1976), e a segunda

denominada de modelo monetário com preços rígidos, desenvolvida por Dornbusch (1976). O

modelo monetário com preços flexíveis é baseado na hipótese da paridade do poder de

compra (PPC), de forma que a taxa de câmbio real não varia. Já o modelo monetário com

preços rígidos permite a rigidez de preços no curto prazo e a ultrapassagem da taxa de

câmbio, permitindo a flutuação da taxa de câmbio real.

Em adição a falta de consenso acerca da determinação da taxa de câmbio, existe um

outro complicador para o estudo do câmbio: os países podem adotar diferentes regimes

cambiais, tais como o regime de câmbio fixo, o regime de crawling peg, o regime de bandas

cambiais e o regime de câmbio flutuante. No caso da taxa de câmbio fixa, é o Estado que a

estabelece, enquanto que no regime flexível, é o mercado, através da procura e da oferta, que

determina a taxa de câmbio. No regime de crawling peg a taxa de câmbio é ajustada

periodicamente em pequenas quantidades pré-determinadas, enquanto que no regime de

bandas cambiais o Banco Central define faixas para flutuação da taxa de câmbio. Em muitos

países vigora um sistema intermediário de taxa de câmbio controlada. Neste sistema, é o

mercado que estabelece a taxa qe c

monetário com preços rígidos, comparando-os com os modelos de passeio aleatório. Através

da utilização de co-integração e mínimos quadrados ordinários, os autores fazem estimações

nas especificações de correção de erro e em primeira diferença, para as taxas de câmbio

canadense, britânica, alemã, suíça e japonesa (todas em relação à moeda americana)

utilizando dados trimestrais no período compreendido entre 1973 e 2000. Os autores utilizam

diversos critérios para avaliar a performance dos modelos (em termos de poder de previsão),

concluindo que a previsibilidade dos modelos varia entre os países, ao longo da amostra

temporal e de acordo com o critério de avaliação. Dessa forma, tanto os modelos de passeio

aleatório quanto os modelos estruturais são úteis para o estudo da determinação da taxa de

câmbio.

Barnett e Kwag (2005) verificam se o poder de previsão da taxa de câmbio pode ser

aumentado se forem consideradas condições de equilíbrio do mercado monetário mais

acuradas, e compara modelos estruturais com melhor especificação do equilíbrio monetário

aos modelos de passeio aleatório. Para tanto utilizaram a taxa de câmbio americana (em

relação à libra esterlina) com periodicidade trimestral para o período de 1977 até 2002,

estimando os modelos através de vetores de correção de erros (VEC). A conclusão encontrada

pelos autores é que uma maior precisão na especificação do equilíbrio do mercado monetário

gera modelos monetários de determinação da taxa de câmbio com maior poder de previsão

quando comparados com modelos de passeio aleatório.

Rossi (1996) estuda a determinação da taxa de câmbio para o Brasil discutindo apenas

a abordagem monetária e utilizando dados mensais no período compreendido entre janeiro de

1980 até junho de 1994, através da técnica de co-integração. O modelo de equilíbrio de

portfólio não foi estudado pelo autor, pois segundo o mesmo, não é de fácil aplicabilidade

empírica. Um dos resultados encontrados por Rossi (1996) foi que as diversas versões da

abordagem monetária da determinação da taxa de câmbio não permitiram detectar a

superioridade, em termos da verificação empírica, de qualquer versão sobre as demais.

Braga (2003) apresenta algumas teorias de determinação da taxa de câmbio real no

longo prazo, entre elas a abordagem monetária, representada pela teoria da paridade de poder

de compra. A verificação da PPC para o Brasil no período de 1964 a 2000 é feita através de

testes de estacionariedade (de Dickey-Fuller e de Phillip-Perron) da taxa de câmbio real. Os

testes rejeitaram a hipótese de estacionariedade da taxa de câmbio para a estimativa do

câmbio real, sendo um indicativo de que a paridade de poder de compra relativa não é válida

para a economia brasileira.

Marçal, Pereira e Canuto (2003) testam a validade empírica da PPC e da Paridade

Descoberta de Juros para a economia brasileira com dados trimestrais entre o período de 1980

a 1994, utilizando a análise de co-integração na metodologia de Johansen. Os resultados

apresentados mostram que, quando testada isoladamente, a PPC (em sua versão absoluta) não

é válida. Entretanto, quando combinados a PPC com paridade da taxa de juros, os resultados

se tornam mais favoráveis.

Assim, nota-se que é possível estudar diferentes teorias relacionadas à determinação

O objetivo geral desta pesquisa é avaliar a determinação e a dinâmica da taxa de

câmbio no Brasil no período Pós-Real (1994 – 2005) via abordagem monetária de

determinação do câmbio. Como objetivos específicos têm-se: (i) apresentar a abordagem

monetária de determinação da taxa de câmbio, tanto com preços flexíveis quanto com preços

rígidos; e (ii) estimar os modelos monetários através de técnicas de séries temporais,

analisando os resultados empíricos para o Brasil.

Esta dissertação está dividida da seguinte forma, no Capítulo 1 serão apresentadas, de

forma teórica, as abordagens monetárias de determinação da taxa de câmbio. No Capítulo 2

serão expostas as técnicas de co-integração e auto-regressão vetorial (VAR), os

procedimentos econométricos necessários para o estudo de séries temporais e a especificação

econométrica dos modelos a serem estimados. Como esta pesquisa tem pretensões de

contribuições empíricas acerca da determinação e da dinâmica da taxa de câmbio para o

Brasil, o Capítulo 3 analisa os resultados econométricos encontrados para o modelo com

preços flexíveis e com preços rígidos. Por fim, mostram-se as conclusões.

CAPÍTULO 1. DETERMINAÇÃO DA TAXA DE CÂMBIO

Neste Capítulo são apresentados modelos de determinação da taxa de câmbio. A Seção

1.1. destaca as principais abordagens para a determinação do câmbio, a Seção 1.2. introduz a

abordagem monetária, a Seção 1.2.1. estuda a primeira geração desta abordagem, chamada de

modelo monetário com preços flexíveis e a Seção 1.2.2. trata da segunda geração, chamada de

modelo monetário com preços rígidos.

1.1. Modelos de Determinação da Taxa de Câmbio

Existem várias abordagens teóricas que tratam da determinação da taxa de câmbio

(MACDONALD; TAYLOR, 1992; TAYLOR, 1995; ROSSI, 1996), dentre as quais pode-se

destacar: (i) a abordagem monetária; e (ii) a abordagem de equilíbrio de portfólio.

A abordagem monetária parte do princípio de que como a taxa de câmbio nominal é,

por definição, o preço relativo entre duas moedas, o modelo monetário de determinação da

taxa de câmbio assume que a mesma seja determinada pelas ofertas e demandas relativas das

duas moedas (TAYLOR, 1995). Ela possui duas ramificações principais, o modelo com

preços flexíveis e o com preços rígidos.

O modelo de equilíbrio de portfólio tem como principal modificação, em relação aos

modelos monetários, a hipótese de que os ativos domésticos e estrangeiros não são substitutos

perfeitos

(FRANKEL; ROSE, 1994). Este é um modelo dinâmico do ajuste da taxa de

câmbio que leva em consideração os mercados de ativos, a conta corrente, o nível de preços e

a taxa de acumulação de ativos. Conforme observam MacDonald e Taylor (1992), menos

estudos empíricos têm sido realizados utilizando-se este modelo, quando comparado aos

A hipótese de que os ativos não são substitutos perfeitos implica na introdução de um prêmio de risco na

condição da paridade descoberta de juros, ou seja, a decisão entre investir em ativos domésticos ou estrangeiros

não mais se limita a escolha do título que apresente a maior taxa de juros.

modelos monetários, pois existe uma limitada disponibilidade de dados não agregados

necessários para a estimação de modelos de equilíbrio de portfólio. Além disso, MacDonald e

Taylor (1992) observam que simplificações do modelo teórico são responsáveis, ao menos em

parte, pelo insucesso empírico do modelo. Taylor (1995) reforça a idéia de que o problema em

ajustar o modelo de balanço de portfólio aos dados faz surgir problemas metodológicos, como

por exemplo, saber quais ativos não monetários serão incluídos ao modelo empírico. Frankel e

Rose (1994) comentam que estudos empíricos iniciais deste modelo não tiveram sucesso, e

que esse cenário não se alterou mesmo quando os pesquisadores tiveram maiores cuidados na

mensuração dos ativos.

Nas próximas Seções, será tratada a abordagem monetária, tanto em sua versão com

preços flexíveis quanto em sua versão com preços rígidos.

1.2. Determinação da Taxa de Câmbio na Abordagem Monetária

As condições que caracterizam o equilíbrio do mercado monetário, o equilíbrio do

mercado de títulos e o produto de equilíbrio compõem o modelo monetário de determinação

da taxa de câmbio. Assim, este modelo é construído sobre três alicerces fundamentais: (i) o

equilíbrio do mercado monetário baseado na demanda transacional por moeda; (ii) a condição

da paridade não-coberta de juros e (iii) as condições que caracterizam o produto de equilíbrio,

sendo o equilíbrio postulado sob as hipóteses de preços flexíveis ou preços rígidos

(MACDONALD; TAYLOR, 1992; FRANKEL; ROSE, 1994; VITEK, 2005).

O estudo da abordagem monetária tem início com a análise dos determinantes do

equilíbrio do mercado monetário, condição imprescindível para se determinar a taxa de

câmbio através desta abordagem. De acordo com Frankel (1979), MacDonald e Taylor (1992)

e Frankel e Rose (1994), o equilíbrio deste mercado pode ser representado pela seguinte

equação:

t t t

M P Y e

−η

= (1a)

Com M

representando a oferta de moeda, P

o nível de preços, Y

o produto real, i

a taxa de

juros nominal,

a elasticidade-renda da demanda real por moeda e

o impacto da taxa

nominal de juros sobre a demanda real por moeda. Esta equação é conhecida como equação

do tipo Cagan (BLANCHARD; FISCHER, 1989; ROMER, 2001). Aplicando logaritmo

obtem-se:

t t t t

m p y i

− = φ −η

(1b)

Onde as variáveis em letra minúscula representam o logaritmo das correspondentes variáveis.

A Equação (1b) indica que a oferta real de moeda é igual à demanda real por moeda.

Considerando o equilíbrio do mercado monetário estrangeiro dado por:

t t t t

m p y i

∗ ∗ ∗ ∗

− = φ −η

(2)

Com os asteriscos indicando a contrapartida estrangeira das variáveis. Tem-se que o

parâmetro

se encontra entre

0 1

< φ ≤

e que o parâmetro

é positivo. De acordo com

Frankel e Rose (1994) e Taylor (1995), assume-se, por motivo de simplificação, que

são iguais nos países doméstico e estrangeiro. Combinando as Equações (1b) e (2), tem-se:

(

)

(

)

(

)

(

)

t t t t t t t t

m p m p y y i i

∗ ∗ ∗ ∗

− − − = φ − −η −

(3)

Assim, em equilíbrio, a oferta relativa real de moeda, que é igual à demanda relativa

real por moeda, cresce à medida que o diferencial do produto real aumenta e decresce à

medida que o diferencial da taxa de juros nominal cresce.

Incluindo a hipótese de que os títulos domésticos e os títulos estrangeiros são

substitutos perfeitos, tem-se que a condição da paridade não-coberta de juros caracteriza o

equilíbrio no mercado de títulos, o segundo alicerce da abordagem monetária de determinação

da taxa de câmbio. A condição da paridade não-coberta de juros, de acordo com Romer

(2001), pode ser representada pela seguinte equação:

(

)

t t t t 1

i i E s

∗

− = ∆ (4)

Onde o valor esperado futuro da taxa de câmbio, E

(∆s

t+1

), é igual a E

t+1

– s

. A variável

representa o logaritmo da taxa de câmbio nominal. A condição da paridade não-coberta de

juros (Equação 4) em conjunto com a demanda relativa real por moeda (Equação 3), após uma

simples manipulação algébrica, fornece:

( )

( ) ( )

( )

t t t t t t t t t 1

s m p m p y y E s

∗ ∗ ∗

 

= − − − −φ − +

 

(5)

A intuição apresentada pela Equação (5) é a de que a moeda doméstica se deprecia em

resposta a um aumento no diferencial da oferta real de moeda doméstica em relação a

estrangeira, ou seja, um aumento na oferta real de moeda doméstica, mantendo a oferta real de

moeda estrangeira inalterada, levaria a um excesso de oferta de moeda local no mercado

cambial, depreciando o câmbio. Já em resposta a um aumento no diferencial do produto real

(PIB doméstico aumenta em relação ao estrangeiro) tem-se que a taxa de câmbio aprecia. O

aumento do PIB doméstico leva a um aumento da demanda transacional por moeda, o que,

dada a oferta monetária e respeitando a condição de equilíbrio do mercado monetário, levará a

uma elevação da taxa de juros doméstica. Esta elevação fará com que, via condição de

paridade não-coberta de juros (Equação 4), a taxa de câmbio aprecie, uma vez que maiores

taxas de juros atrairão capitais externos em busca de títulos domésticos mais rentáveis.

A Equação (5) mostra também que o valor esperado futuro da taxa nominal de câmbio

é um dos determinantes da taxa de câmbio nominal corrente. De acordo com a Equação (4)

com um aumento da depreciação esperada da taxa de câmbio, os títulos domésticos se tornam

menos atraentes, uma vez que por estarem denominados em moeda doméstica, precisariam ser

convertidos em moeda estrangeira. Tal troca iria se tornar mais dispendiosa fazendo com que

os investidores passassem a preferir títulos estrangeiros (denominados em moeda estrangeira),

diminuindo a quantidade de moeda estrangeira dentro do país e, dessa forma, levando a uma

depreciação cambial.

A Equação (5) representa o modelo monetário de determinação da taxa de câmbio em

sua forma mais geral, obtida através das hipóteses de equilíbrio no mercado monetário e no

mercado de títulos. A terceira hipótese da abordagem monetária é introduzida na Equação (5),

permitindo que se considerem os preços como sendo flexíveis ou rígidos, dando origem às

duas ramificações da abordagem monetária, sendo a primeira denominada “modelo monetário

com preços flexíveis” e a segunda “modelo monetário com preços rígidos”.

Frenkel (1976) e Mussa (1976) constroem um modelo monetário com determinação do

produto de equilíbrio através de preços flexíveis, enquanto Dornbusch (1976) considera a

determinação do produto de equilíbrio sob preços rígidos.

1.2.1. O Modelo Monetário com Preços Flexíveis

O modelo monetário de preços flexíveis se embasa nas hipóteses de paridade do poder

de compra e de existência de funções de demanda por moeda doméstica e estrangeira sujeitas

a pequenas flutuações (MACDONALD; TAYLOR, 1992). Este modelo assume preços

flexíveis de modo que, na ausência de custos de transporte e de outras distorções, a condição

da paridade do poder de compra é obedecida (FRANKEL; ROSE, 1994). É necessário levar

em consideração também a teoria quantitativa da moeda, que diz que o nível de preço varia

diretamente de acordo com a quantidade de moeda em circulação (DORNBUSCH, 1985).

Assim,

(

)

P V Y M

= (6)

Onde P indica o nível de preços,

representa a velocidade de circulação da moeda,

indica

o nível de produção corrente e M representa a quantidade de moeda em circulação.

Para determinar o valor da taxa de câmbio nominal e seu comportamento a longo

prazo, considera-se também a teoria da paridade do poder de compra, que afirma que, ao

longo de qualquer período de tempo, mudanças da taxa de câmbio são determinadas por

mudanças nos níveis de preços relativos entre dois países (DORNBUSCH, 1985). Ou seja, a

taxa de câmbio deve se ajustar de forma a equalizar os níveis de preços entre dois países,

devido à arbitragem realizada pelas forças de mercado (LAFRANCE; SCHEMBRI, 2002).

A PPC tem como base a chamada Lei do Preço Único, que considera que os produtos

homogêneos devem ter o mesmo preço nos diferentes mercados, quando expressos na mesma

moeda (DORNBUSCH, 1985; TAYLOR; TAYLOR, 2004). A igualdade entre ambos os

preços é garantida pelo funcionamento do mercado, assim:

i i

P = S×P

∗

Onde

é o preço do bem i no país doméstico expresso em moeda doméstica;

é a taxa de

câmbio (moeda doméstica/moeda estrangeira) e;

∗

é o preço do bem i no país estrangeiro

expresso em moeda estrangeira.

A forma mais simples da PPC, conhecida como PPC absoluta, consiste na

generalização Lei do Preço Único para vários bens. Considerando: (i) que cada país possui

uma cesta de bens formada pelos produtos 1, 2,..., n onde os níveis de preços destas cestas são

representados por

∗

, com

1 2 i n

P f(P ,P ,...,P,...,P )

= e

1 2 i n

P g(P ,P ,...,P ,...,P )

∗ ∗ ∗ ∗ ∗

= ; (ii) que

o preço dos bens, quando medidns0343(m)-3.89248(a.84148(d165(s034e)2.37934( )-20.995(m)-4.83842(e)2.3793443(m)-3.89(m)-4.83842ae)-7.6754( )-20.995(m)-4.83842ou)-1.8427(e)-7.6795(d)-1.8s034e, m o memm ente oma.8414pdmm; e (iii) que os esos dndos os bens n es medo mm s memms (s unem

Onde s

é o logaritmo da taxa nominal de câmbio, p

e p

são os logaritmos dos níveis de

preços doméstico e externo, respectivamente.

A principal previsão da PPC é o fato de que a taxa de cambio real não se altera de

maneira permanente, pois uma mudança nos preços será compensada por uma mudança

proporcional na taxa nominal de câmbio, para que a PPC seja mantida, e consequentemente, o

câmbio real permanecerá constante. Matematicamente, se

t t t

S = P P

∗

(ou

t t t

1 S = P P

∗

) e a

taxa de câmbio real for

t t t t

Q = S (P P )

∗

, tem-se que

t t t

Q = S (1 S ) =1

. Como a taxa de câmbio

real é constante e igual a 1 (quando a PPC é mantida), ao considerar-se tal expressão em sua

forma logaritma tem-se:

t t t t

q = s p +p = 0

∗

− (9)

Para encontrar a equação que representa o modelo monetário com preços flexíveis

basta combinar as Equações (3) e (8), assim:

(

)

(

)

(

)

t t t t t t t t

p p = m m y y i i

∗ ∗ ∗ ∗

− − −φ − +η −

t t t

s = p p

−

(

)

(

)

(

)

t t t t t t t

s = m m y y i i

∗ ∗ ∗

− −φ − +η −

(10)

A Equação (10) representa o modelo monetário de determinação da taxa de câmbio

com preços flexíveis que assume a hipótese da condição da paridade do poder de compra

(MACDONALD; TAYLOR, 1992; FRANKEL; ROSE, 1994). A diferença entre a Equação

(5), que representa a abordagem monetária em sua forma mais geral, e a Equação (10) é que

esta última considera explicitamente a hipótese da condição de paridade do poder de compra.

Deve-se considerar também que a Equação 10 está baseada nos três alicerces da abordagem

monetária: equilíbrio do mercado monetário, do mercado de ativos e condições de equilíbrio

do produto, sendo este postulado sob preços flexíveis, ou seja, considerando-se a hipótese da

PPC.

A Equação (10) mostra que um aumento no diferencial da oferta de moeda em relação

ao país estrangeiro, assim como um aumento no diferencial da taxa de juros leva a uma

depreciação cambial, enquanto que um aumento no diferencial do produto causa uma

apreciação cambial.

Um aumento na oferta nominal de moeda (m) é refletido de forma imediata sobre os

preços (p), devido a sua flexibilidade e à teoria quantitativa da moeda, assim a oferta real

(

m p

−

) não se altera, pois a elevação de m é compensada por uma elevação na mesma

proporção do nível de preços, mantendo o equilíbrio no mercado monetário. Intuitivamente,

se a quantidade de moeda da economia aumentar sem que se aumente a produção, os preços

aumentarão, levando via PPC, a uma depreciação cambial.

Um aumento no diferencial a favor da renda doméstica implica em um aumento na

demanda transacional por moeda. Para manter o equilíbrio do mercado monetário os preços,

por serem considerados totalmente flexíveis, diminuem na mesma proporção que o aumento

da renda. Isto acontece porque a produção aumentou sem que houvesse um aumento na

quantidade de moeda. Com a diminuição dos preços, e levando em consideração a PPC,

ocorre uma apreciação na taxa de câmbio.

A resposta da taxa de câmbio a mudanças no diferencial da taxa de juros é exatamente

inversa à resposta da taxa de câmbio a mudanças no diferencial da renda (MACDONALD;

TAYLOR, 1992). Uma elevação no diferencial da taxa de juros, implica numa diminuição da

demanda especulativa por moeda, uma vez que o custo de oportunidade de manter moeda se

elevará. Assim, com uma menor quantidade de moeda em circulação e uma mesma

quantidade de produto, os preços se elevarão, depreciando o câmbio.

O modelo monetário com preços flexíveis – Equação (10) – representa a estrutura

básica da abordagem monetária, porém tal modelo é construído em cima de hipóteses

geralmente muito fortes (BARNETT; KWAG, 2005), sendo a hipótese da paridade do poder

de compra a mais criticada. De acordo com Dornbusch (1985), não existe objeção teórica à

PPC, porém o mesmo não se pode afirmar em termos empíricos, uma vez que os preços dos

bens podem diferir entre variadas localidades num dado ponto do tempo. Além disso, não se

pode deixar de levar em consideração a questão dos custos de transporte e outros obstáculos

ao livre comércio entre os países (DORNBUSCH, 1985; TAYLOR; TAYLOR, 2004). A PPC

possui outra limitação empírica, não podendo ser aplicada a todos os bens da economia, pois

existem os bens não-comercializáveis (

non-tradables

) que não estão sujeitos à arbitragem, ou

seja, podem ter preços diferentes entre os países (ROSSI, 1996).

Rossi (1991) testa a validade de duas teorias acerca da determinação da taxa de

câmbio, a paridade do poder de compra e a paridade não coberta de juros. Para tanto, utilizou

a técnica de co-integração chegando à conclusão de que para o Brasil, no período entre 1980 e

1988, os resultados a cerca da PPC não são conclusivos e que a teoria da paridade não coberta

de juros não pode ser rejeitada.

Menezes e Resende (1996) testam a validade da hipótese da PPC para o Brasil no

período entre 1870 até 1906, período este em que as restrições de comércio eram leves e que

as taxas de câmbio eram flexíveis. Foi utilizada a técnica econométrica de co-integração

chegando à conclusão de que não há evidência empírica para a PPC no Brasil no período em

questão.

Condições de equilíbrio do mercado monetário, a condição da paridade não-coberta de juros e a paridade do

poder de compra.

Lima, Vasconcelos e Vasconcelos (1999) realizam um teste empírico para a validade

da hipótese da PPC para a economia brasileira no período de 1980 a 1994. Através da

utilização de técnica de co-integração, os autores concluíram que para o período em questão a

hipótese da PPC se mantém.

Os estudos citados acerca dos testes empíricos para a verificação da validade da PPC

para o Brasil, em diferentes períodos, mostram a falta de consenso nos resultados

encontrados. Assim, a hipótese da PPC para o caso brasileiro não pode ser prontamente

rejeitada, logo a verificação empírica para o Brasil do modelo monetário com preços flexíveis

(que leva em consideração esta hipótese) é pertinente.

Pelo fato da PPC não ser válida no curto prazo, uma vez que eventos

macroeconômicos de curto prazo podem causar flutuações na taxa de câmbio real ao longo do

tempo (FRANKEL; ROSE, 1994), outros modelos foram formulados relaxando e

modificando algumas hipóteses da estrutura inicial da abordagem monetária com preços

flexíveis, como por exemplo, o modelo monetário com preços rígidos, que será apresentado

na próxima seção.

1.2.2. O Modelo Monetário com Preços Rígidos

Uma importante hipótese do modelo monetário com preços flexíveis é que a condição

da paridade do poder de compra é contínua ao longo do tempo. Obedecendo tal hipótese, a

taxa de câmbio real não se altera de maneira permanente, por definição. Porém, observa-se

que a taxa de câmbio real, de fato, flutua, provocando mudanças na competitividade dos

países no cenário internacional (MACDONALD; TAYLOR, 1992). Uma redução da taxa real

de câmbio, por exemplo, torna os produtos domésticos mais caros em comparação aos

produtos estrangeiros fazendo com que a competitividade da economia doméstica diminua no

cenário internacional.

Com o intuito de considerar a flutuação da taxa real de câmbio dentro da abordagem

monetária, surgiu a segunda geração do modelo monetário, iniciada por Dornbusch (1976) e

representada pelo modelo com preços rígidos

. O modelo de Dornbusch (1976) permite a

rigidez de preços no curto prazo e a ultrapassagem cambial (

overshooting

) em relação aos

níveis de equilíbrio de longo prazo previstos pela PPC. De fato, a ultrapassagem da taxa de

câmbio é uma conseqüência do ajustamento lento do nível de preços no curto prazo, da

condição de paridade de juros e das condições de equilíbrio do mercado monetário. O

processo de ultrapassagem da taxa de câmbio é descrito a seguir.

Um aumento não-antecipado da oferta nominal de moeda (m), com o nível de preços

(p) rígido no curto prazo, elevará a oferta real de moeda (

m p

−

), sendo necessário uma

elevação da demanda real por moeda para manter o equilíbrio do mercado monetário. Com a

hipótese adicional de que o produto também é rígido no curto prazo, será necessária uma

redução da taxa de juros de forma a incentivar a demanda por moeda, equilibrando o mercado

monetário. Mantidas as duas primeiras hipóteses

fundamentais da abordagem monetária, com

a taxa de juros doméstica mais baixa, os fluxos de investimentos estrangeiros para o país

doméstico diminuirão, depreciando o câmbio nominal. Porém, como o nível de preços

doméstico não se move instantaneamente em resposta a distúrbios monetários não

antecipados, ocorre a ultrapassagem da taxa de câmbio em relação ao seu nível de longo prazo

(FRENKEL; RODRIGUEZ, 1982; PAPELL, 1983; ROGOFF, 2001), ou seja:

S P P

∗

> (11)

Outros autores, como por exemplo, Frankel (1979) e Buiter e Miller (1981), forneceram variações para o

modelo monetário com preços rígidos.

(i) equilíbrio do mercado monetário e (ii) a condição da paridade não-coberta de juros.

Considerando a paridade descoberta de juros, a redução dos juros domésticos será

compensada por uma apreciação esperada da taxa de câmbio, equilibrando o mercado de

títulos. Esta apreciação esperada da taxa de câmbio é aparentemente paradoxal, uma vez que o

impacto de longo prazo de uma elevação da oferta da moeda leva a uma depreciação

proporcional na taxa nominal de câmbio (ROGOFF, 2001). Porém, a depreciação inicial da

taxa de câmbio, acima do nível de depreciação de longo prazo

, permite que exista uma

apreciação cambial que fará com que os mercados monetário e de títulos se equilibrem

simultaneamente (DORNBUSCH, 1976). A apreciação ocorre à medida que o nível de preços

aumenta ao longo do tempo, o que ocasionará uma redução do estoque real de moeda. Assim,

será necessário desestimular a demanda monetária, elevando a taxa de juros, que, por sua vez,

favorecerá a entrada de recursos estrangeiros no país, levando a uma apreciação cambial.

Para representar o modelo de determinação da taxa de câmbio com rigidez de preços

no curto prazo, admita primeiramente, que a demanda agregada é função do produto de

equilíbrio de longo prazo (

), da taxa de câmbio nominal (

), dos níveis de preço doméstico

(

) e estrangeiro (

∗

) e da taxa de câmbio real de longo prazo (

), com

representando um

parâmetro positivo (ROGOFF, 2001).

(

)

t t t t

y y s p p q

∗

= +δ + − −

(12)

Dado que a taxa real de câmbio é igual a

t t t t

q = s p +p

∗

−

, a demanda agregada pode

ser representada por

(

)

t t t

y y q q

= +δ −

, ou em termos de desvios:

(

)

t t t

y y q q

− = δ −

(13)

Ultrapassagem da taxa de câmbio (overshooting).

Como no modelo monetário com preços rígidos ajustes instantâneos no nível de preços

domésticos não são possíveis, de forma a equilibrar a demanda e a oferta agregada, o produto

pode apresentar desvios em relação ao seu nível de longo prazo. A Equação (13) mostra que o

desvio do produto em relação a seu nível de longo prazo é uma função crescente do desvio da

taxa de câmbio real em relação ao seu nível de equilíbrio.

A inflação é o segundo ponto a ser observado para encontrar a equação que representa

o modelo monetário com preços rígidos, ela é considerada como sendo uma função crescente

dos desvios do produto em relação ao seu nível de longo prazo (Equação 14) (FRANKEL;

ROSE, 1994). Um excesso de oferta agregada implicará numa pressão sobre os preços de

forma a restabelecer o equilíbrio entre a demanda e a oferta agregada

. Deve-se notar que o

efeito do desvio do produto sobre o nível de preços não se faz sentir no mesmo momento,

devido à rigidez dos preços no curto prazo. Desvios do produto no passado ocasionam

mudanças de preços no presente:

(

)

t t t 1 t 1

p p y y

− −

∆ −∆ = ψ −

(14)

Onde

t t t

p s p q

∗

≡ + −

representa o logaritmo do nível de preços que deveria prevalecer quando

o produto atinge o seu nível de longo prazo e

representa um parâmetro positivo. Pelo fato

não variar por definição, tem-se que

t t t

p s p

∗

∆ = ∆ +∆

, enquanto que

t t t t

p s p q

∗

∆ = ∆ +∆ −∆

. Rearranjando estas duas equações de forma a isolar a variação da taxa

de câmbio nominal, obtem-se:

Esse processo pode ser interpretado da seguinte forma: se os produtores desejarem aumentar sua produção, será

necessário contratar mais trabalhadores, o que reduzirá o desemprego. Dessa forma, os trabalhadores passarão a

exigir maiores salários, que implicarão no aumento nos custos de produção. O nível de preços, por sua vez, se

elevará à medida que os produtores repassarem o aumento dos custos para os preços de seus produtos.

t t t

s p p

∗

∆ = ∆ −∆

(15a)

t t t t

s p p q

∗

∆ = ∆ −∆ +∆

(15b)

Pode-se observar que quando o produto encontra-se em seu nível de longo prazo

(Equação 15a), a variação da taxa de câmbio depende unicamente da variação dos níveis de

preço doméstico e estrangeiro. Porém, se o produto não estiver em seu nível de longo prazo, a

variação da taxa de câmbio dependerá, além das variações nos preços internos e externos, da

variação da taxa real de câmbio.

Defasando em um período a Equação (13), que representa a relação de demanda

agregada, obtem-se

(

)

t 1 t 1 t 1

y y q q

− − −

− = δ −

e substituindo esse resultado na Equação (14), que

representa a relação de oferta agregada, tem-se que

(

)

t t t 1

p p q q

−

∆ −∆ = ψδ −

. Substituindo os

valores de

∆

na expressão anterior, obtem-se:

(

)

t t 1

q q q

−

∆ = −ψδ −

(16)

A intuição por trás da Equação (16) é bastante simples indicando que se a taxa de

câmbio real convergir para seu nível de longo prazo (

), as variações da taxa real de câmbio

no presente (

∆

) serão inversamente proporcionais aos desvios da taxa real de câmbio no

período passado,

t 1

−

, em relação ao seu nível de equilíbrio de longo prazo,

(FRANKEL;

ROSE, 1994). Isto ocorre da seguinte forma, um aumento no desvio da taxa real de câmbio no

período

t 1

−

em relação a sua taxa de equilíbrio no longo prazo conduz, via demanda

agregada (Equação 13), a um aumento do desvio do produto no período

t 1

−

em relação ao

Por exemplo, se a taxa de câmbio em t-1 estiver acima da taxa de longo-prazo,

t 1

q q

−

, e a mesma tender

para o equilíbrio, a variação no tempo t, representada por

t t t 1

q q q

−

∆ = −

, será negativa.

seu nível de equilíbrio. Este aumento leva, via oferta agregada (Equação 14), a um aumento

da variação do nível de preços no período

, fazendo com que os produtos domésticos se

tornem mais caros em relação aos estrangeiros, o que implica numa apreciação da taxa real de

câmbio.

Reunindo a demanda relativa real por moeda (Equação 3) com a

expressão

t t t t

p s p q

∗

∆ = ∆ +∆ −∆

, tem-se:

(

)

(

)

(

)

t t t t t t t t

s m m y y i i q

∗ ∗ ∗

∆ = ∆ −∆ −φ ∆ −∆ +η ∆ −∆ + ∆

(17)

A Equação (17) representa o modelo monetário de determinação da taxa de câmbio

com preços rígidos. Ela mostra que a variação na taxa nominal de câmbio é função da

variação do diferencial da oferta de moeda doméstica em relação à estrangeira, da variação do

diferencial do produto doméstico em relação ao produto estrangeiro e da variação do

diferencial da taxa de juros doméstica em relação à estrangeira e é função crescente da

variação da taxa real de câmbio.

A relação da variação do diferencial da oferta de moeda doméstica em relação a

estrangeira com a variação da taxa nominal de câmbio é explicada pelo

overshooting

, assim

um aumento não antecipado na oferta de moeda faz com que o câmbio, no primeiro momento,

ultrapasse seu nível de longo prazo, e num segundo momento aprecie convergindo para o

equilíbrio.

Um aumento da variação do diferencial da renda doméstica em relação a renda

estrangeira, considerando preços rígidos no curto prazo, implicará num aumento na demanda

transacional por moeda. Para manter o equilíbrio do mercado monetário, a taxa de juros

nominal aumentará e, por sua vez, atrairá recursos externos para o país doméstico, apreciando

a taxa de câmbio e equilibrando o mercado de títulos.

Um aumento da variação do diferencial da taxa de juros atrai investimentos externos

para o país, causando uma apreciação da moeda doméstica. Assim, no modelo de preços

rígidos tem-se uma relação negativa entre a taxa de câmbio e a variação do diferencial da taxa

de juros explicada pela paridade não coberta de juros (FRANKEL, 1979).

Um aumento na variação da taxa real de câmbio eleva a demanda por bens

domésticos, pois estes se tornam mais baratos em relação aos bens estrangeiros. Devido a

rigidez dos preços no curto prazo, o aumento da demanda por bens domésticos eleva o nível

de preços somente no período seguinte. À medida que o nível de preço doméstico aumenta,

em relação ao nível de preço estrangeiro, a demanda pelos bens domésticos diminuirá e a

demanda por bens estrangeiros aumentará, o que ocasionará uma elevação da demanda por

moeda estrangeira, depreciando a taxa de câmbio nominal.

O modelo monetário de preços rígidos se iguala ao modelo monetário com preços

flexíveis se

δ =

ψ =

, pois a taxa de câmbio real não variaria ao longo do tempo

(Equação 16). Porém, se

δ >

ψ >

, poderá haver desvios de curto prazo em relação à

paridade do poder de compra relativo

Em síntese, o modelo monetário com preços flexíveis se embasa nas hipóteses da

paridade do poder de compra, da existência de demandas estáveis por moeda doméstica e

externa e na paridade não-coberta de juros. Assumindo a PPC em sua forma contínua, a taxa

real de câmbio não pode variar por definição. O modelo monetário com preços rígidos

considera a possibilidade da variação da taxa real de câmbio, devido à ultrapassagem da taxa

de câmbio, que é uma conseqüência do ajustamento lento do nível de preços no curto prazo.

Por assumir a hipótese da PPC, e por esta ser considerada uma relação de longo-prazo

(TAYLOR, 1995; ROSSI, 1996), o modelo monetário com preços flexíveis pode ser

A PPC relativa afirma que a mudança percentual na taxa de câmbio entre as moedas de dois países é igual à

diferença entre as mudanças percentuais de seus níveis de preço. Dessa forma, a PPC absoluta trata as variáveis

em nível, a PPC relativa trata as variáveis em termos de variação percentual.

analisado como um modelo de longo prazo, logo, é construído a partir de variáveis em nível,

como indicado pela Equação (10). Enquanto que o modelo com preços rígidos, por assumir

rigidez de preços no curto prazo, pode ser considerado um modelo de curto prazo, podendo

ser construído a partir de variáveis em primeira diferença, como indicado pela Equação (17).

As mudanças de longo prazo no nível de uma série temporal são representadas por

uma tendência (MAKRIDAKIS; WHEELWRIGHT; HYNDMAN, 1997). Como a utilização

das variáveis em primeira diferença retira a tendência de longo prazo das mesmas

(MORETTIN; TOLOI, 2006), a análise do modelo de determinação da taxa de câmbio com

preços rígidos, ao contrário do modelo com preços flexíveis, passa a ser de curto prazo.

Para o estudo da determinação da taxa de câmbio, tanto com preços flexíveis quanto

com preços rígidos, serão estimados vetores de co-integração, o que permitirá analisar como

cada variável que constitui o modelo monetário determina a taxa de câmbio, ou seja, verificar

se o diferencial da oferta de moeda, do produto e da taxa de juros em relação as suas

contrapartidas estrangeiras e a taxa de câmbio real impactam positivamente ou negativamente

sobre a taxa de câmbio nominal. O resultado das estimações de co-integração também é

utilizado para verificar se existe uma relação de equilíbrio de longo prazo entre as variáveis

que compõem estes modelos. Tal informação será implementada nas estimações de vetores

auto-regressivos com o objetivo de analisar as inter-relações dinâmicas da taxa de câmbio

com as variáveis que a determinam.

CAPÍTULO 2. METODOLOGIA DA PESQUISA

Este Capítulo apresenta a metodologia seguida para a avaliação empírica dos

determinantes e da dinâmica da taxa de câmbio. A Seção 2.1. introduz a importância da

análise de auto-regressão vetorial para a obtenção dos resultados desta dissertação, a Seção

2.2. estuda os procedimentos preliminares para a correta especificação e estimação dos

modelos VAR, como os testes de raiz unitária e de co-integração, a Seção 2.3. mostra a

especificação econométrica dos modelos da abordagem monetária e, finalmente a Seção 427(.)-0.92135(3)-1.8.119 0 Td[(o)-1.8418(-)1.78389(i)2[689(ç)2.3768[(d)-1.84148(e)2.37934(t)-3.03114(e)2.37934(l)-3.03114(i)-3.0311h(a)2.37934( )-281.953(o )-281.95( )-281.953(o )-20 Tdbpno e a eos m eenimça . . i R to-ra ressão e-Ate-1.8427(.)-0.98389(i)-3.03114(a)2.37934(l)-3.03141( )-1211363(a )-20 Td(iAR, 26 0 7.7441.737 748952 ER S imermiuda a conoméca a eides 2.3011363(a)41-2817(u)-1.84148(t)-3.3114(e)2.37934(r)1.78389(d)-11.879(s)-2.43661( )-281.955( )-191.621(c)41-28174(e)2.37934(l)-3.03114(s)-2.4357(s)-2.43571(c)41-2817(o)-1.84148(n)-1.2784(o)-1.8427(n26 0 89.368)-71.1792(m)41-28179(e)2.37689(r)1.78389(e)2.37934(t)-3.03118(n)-1.2785( )-191.621(c)41-2817V6(R)-5.4680( )-191.62l(e)2.37934(r)1.7845((t)-3.03114(e)2.37934( )-71.1792(a)41-2817(c)-71.1792(a)41-2817W)89581.3118(n)-1.278halea i3 3 3. [689(ç89.368)[(d)-1.84145(s)-2.43698(o)-1.8414(r)-8.5814(l)-3.03114(o)-1.84277(E)6-7.654( )-201.658(c)5-10.97Wsteci3841402135(3841402135(3841442135(38414)i)-3.44132( )-191.621(c)5-10.97e )-71.1792(S)5-10.9706(R)-5.46804(t)-3.03114(a)2.37934(d)-1.84278(e)2.379344(n)-1.84274(i)-3.0311l(a)2.37934( )-81.216(e))5-10.97e e eRaçt ei3 3 3 itenimçois dodetos dAR,are d imçocctedas moítiaon m nodsabaaxa dasaâm5.162917(i)-13.068(o)s26 0 T8.51 ferdm aooos c6-71424(B)4.569989(a)2.37689( )-20845((t)-3.03115( )]TJ-27(n)-1.8427(e)2.371821(c6-71424((i)-3.0311(.)-0.92099.)-0.920982135(3)-1(.)-10.958)i)-3.44132( )-191.621(c6-714127(s)-2.4357bs)-2.4357( )-71.179elea

Segundo Enders (2004), o modelo econométrico VAR é útil para analisar as inter-

relações entre múltiplas séries temporais, partindo do pressuposto de que todas as variáveis

são determinadas dentro de um sistema de equações (variáveis determinadas endogenamente).

As variáveis que compõem os modelos monetários, tanto com preços flexíveis quanto

com preços rígidos, possuem inter-relações entre si. Como por exemplo, a oferta de moeda é

função da taxa de juros e da renda; a renda é influenciada pela taxa de juros; o câmbio real é

diretamente relacionado com o produto, dentre outras relações. Assim, como o VAR trata

todas as variáveis de forma simétrica, este método se mostra, mais uma vez, adequado para a

estimação destes modelos.

Simplificando

a abordagem monetária de determinação da taxa de câmbio de forma

que a variável câmbio seja determinada somente pelos juros e por ela mesma, tanto no

período presente quanto no passado e, que a taxa de juros seja determinada pela taxa de

câmbio e por ela mesma, também tanto no período presente quanto no passado, tem-se:

t 10 12 t 11 t-1 12 t-1 st

s b b i

= − + + +

(18a)

t 20 21 t 21 t-1 22 t-1 it

i b b s

= − + + +

(18b)

É necessário assumir que tanto a variável taxa de câmbio (s) quanto a variável taxa de

juros (i) são estacionárias e que

são distúrbios com ruído branco e não-

correlacionados (i.i.d.). As Equações (18a) e (18b) podem ser representadas matricialmente da

seguinte forma:

t 0 1 t 1 t

Bx x

−

= Γ +Γ +ε

(18)

A título de simplificação para expor e justificar o uso dos modelos de vetores auto-regressivos.

Posteriormente, no momento da estimação dos modelos, serão acrescentadas as demais variáveis.

Onde

1 b

b 1

 

 

 

;

 

 

 

;

 

 

 

;

11 12

21 22

γ γ

 

 

 

;

 

ε =

 

 

A Equação (18a) mostra que a taxa de câmbio é afetada por ela mesma, no período

passado, e pela taxa de juros, tanto no presente quanto no passado. Onde, o parâmetro –b

representa o impacto contemporâneo da mudança de uma unidade na taxa de juros (i

) sobre a

taxa de câmbio (s

), o parâmetro

indica como uma mudança na taxa de câmbio no passado

afeta a mesma no período presente, e o parâmetro

mostra o efeito da mudança nos juros no

passado (i

t-1

) sobre a taxa de câmbio no tempo presente (s

). A análise da Equação (18b) é

feita de forma análoga.

Os termos

representam os choques (ou, equivalentemente, inovações) no

câmbio (s

) e nos juros (i

) respectivamente. Se o parâmetro b

não for igual a zero,

tem um

efeito indireto em i

, e se b

não for igual a zero,

tem um efeito indireto em s

Nas Equações (18a) e (18b) as variáveis câmbio e juros afetam uma a outra de forma

contemporânea, nesse caso diz-se que o VAR está representado em sua forma primitiva.

Porém, o modelo VAR, na sua forma primitiva, não pode ser diretamente estimado através do

método dos mínimos quadrados ordinários (MQO) devido ao

feedback

inerente a um processo

auto-regressivo vetorial (ENDERS, 2004).

A conversão do VAR da sua forma primitiva para a forma padrão (ou reduzida),

permite a utilização do MQO para estimar os parâmetros do modelo. Pré-multiplicando a

Equação (18) por

−

, ou seja,

1 1 1 1

t 0 1 t 1 t

B Bx B B x B

− − − −

−

= Γ + Γ + ε

, chega-se a forma padrão

do VAR:

t 0 1 t 1 t

x A A x e

−

= + +

(20)

Onde

0 0

A B

−

= Γ

1 1

A B

−

= Γ

t t

e B

−

= ε

[ ]

t t t

x s y

′

= . Uma diferença entre a

representação do VAR na sua forma primitiva e na forma padrão é o fato de que, nesta última,

as variáveis não dependem de forma contemporânea uma da outra. Este artifício algébrico

elimina o problema do feedback entre as variáveis. A representação não-matricial da forma

padrão é dada por:

t 10 11 t 1 12 t 1 1t

s a a s a i e

− −

= + + +

(20a)

t 20 21 t 1 22 t 1 2t

i a a s a i e

− −

= + + +

(20b)

Observando as Equações (20a) e (20b), percebe-se que a representação do VAR na

forma reduzida possui apenas variáveis pré-determinadas do lado direito das equações, o que

torna possível a aplicação do MQO para a estimação dos parâmetros do modelo. Em relação

aos termos de erros (e

e e

), tem-se que estes são composições dos dois choques

Se for considerado que

são processos ruído-branco, tem-se que tanto e

quanto e

tem média zero, variância constante e são individualmente e serialmente não correlacionados.

Após a estimação do VAR na forma padrão, é necessário que se faça a identificação

dos parâmetros originais do modelo (

), porém, se não

forem impostas restrições sobre os coeficientes do VAR primitivo, não será possível recuperar

toda a informação do modelo original [Equações (18a) e (18b)] através das estimativas do

modelo reduzido [Equações (19a) e (19b)] (ENDERS, 2004).

Para fazer a identificação dos parâmetros Sims (1980) propôs a introdução de

restrições no sistema primitivo, como por exemplo, considerar que os juros tenham um efeito

contemporâneo sobre a taxa de câmbio, mas que esta taxa não tenha efeitos contemporâneos

sobre os juros, ou seja,

b = 0

t 10 12 t 11 t-1 12 t-1 st

s b b i

γ s γ i ε

= − + + +

(21a)

t 20 21 t-1 22 t- it

21 t 1

i b γ sb

γ i ε

+ + +

−= (21b)

Se o sistema VAR tiver p equações, então serão necessárias (p

–p)/2 restrições para

tornar tal sistema identificado. Nota-se, através da Equação (21a), que tanto

quanto

impactam no tempo presente o valor de

, e, de acordo com a Equação (21b), somente

impacta

de forma contemporânea. Observa-se também, ao admitir-se

b = 0

, que os

valores de e

são completamente atribuídos a choques em

. A decomposição dos resíduos

nessa forma é chamada de decomposição de Choleski.

Ao restringir o sistema, a decomposição de Choleski faz com que um choque

não

tenha efeito direto em

, porém, existe o efeito indireto em

através dos valores defasados

. Enders (2004) observa que deve haver uma razão teórica para supor que uma variável

não tenha efeito contemporâneo sobre outra, caso contrário, a ordenação de Choleski pode

mostrar-se inconsistente com a teoria econômica.

Para atingir os objetivos da pesquisa, além da estimação do VAR, optou-se pela

análise do estudo do comportamento da taxa de câmbio envolvendo a verificação das inter-

relações dinâmicas entre esta taxa e as variáveis que a determinam. A representação do VAR

através do vetor de média móvel (VMA)

expressa, no exemplo em questão, as variáveis taxa

de câmbio e taxa de juros em termos de valores presente e passado dos dois choques

Esta representação permite que se obtenham as funções de impulso-resposta, ou seja, permite

que se analise o comportamento dinâmico das variáveis em resposta aos choques estruturais

no vetor

. O VMA pode ser representado da seguinte forma:

A transformação do VAR para o VMA encontra-se em Enders (2004).

t i t i

i=0

x =

µ + ε

∞

−

∑

(22)

Onde

 

µ =

 

 

11 12

21 22

(i) (i)

φ φ

 

φ =

 

φ φ

 

Os quatro conjuntos de coeficientes

(i)

φ ,

(i)

φ ,

(i)

φ e

(i)

φ são chamados de

funções de impulso-resposta. O coeficiente

(0)

φ , por exemplo, é o impacto instantâneo a

mudança de uma unidade em

sobre

. As funções de impulso-resposta fornecem uma

maneira de representar o comportamento de

em resposta a vários choques.

Porém, quando se deseja estudar, por exemplo, se o choque

explica a variância do

erro de previsão de

, pode-se utilizar a técnica da decomposição da variância. Através dela,

nota-se que é possível decompor a variância do erro da previsão de n períodos adiante

proporcionalmente a cada choque. Cabe ressaltar que se o choque

não explica nada da

variância do erro de previsão de

em todos os horizontes de previsão, pode-se dizer que

exógena ao modelo.

2.2. Procedimentos Econométricos

Antes da aplicação da metodologia VAR é necessário realizar alguns procedimentos

de séries temporais fundamentais para a estimação do modelo, tais como, a verificação da

estacionariedade das séries e o teste de co-integração.

2.2.1. Teste de Raiz Unitária

O primeiro procedimento envolvido no estudo de séries temporais é a verificação da

estacionariedade das séries, ou seja, se esta apresenta média e variância constantes e

covariância entre dois períodos de tempo dependente apenas da distância entre estes períodos

(ENDERS, 2004), ou seja:

(

)

E Y

= µ

(23)

( ) ( )

t t

var Y E Y

= −µ = σ

(24)

(

)

(

)

t t k

cov E Y Y

= −µ −µ

 

 

(25)

Quando a série temporal é estacionária (sem tendência), os choques dados nesta série

são necessariamente temporários, fazendo com que a série retorne para seu nível de longo

prazo. Porém, quando a série é não-estacionária (possuindo tendência estocástica ou

determinística), os efeitos dos choques são permanentes e, no longo prazo, tem-se a

possibilidade de não-convergência da série (ENDERS, 2004).

O teste de Dickey-Fuller testa a hipótese nula de que existe uma raiz unitária em y, ou

seja, testa se a

(da equação

t 1 t 1 t

y a y u

−

= +

) é igual a 1. Se a hipótese nula for rejeitada, então

tem-se que a série temporal é estacionária. Uma maneira alternativa de analisar tal teste é

subtrair y

t-1

de cada lado da equação, reescrevendo-a da seguinte forma:

t 1 t 1 t

y (a 1)y

−

∆ = − +ε

Igualando o termo

(a 1)

−

a γ, tem-se:

t t 1 t

y ( )y

−

∆ = γ +ε

. Agora, a hipótese nula, de que existe

raiz unitária, é

γ =

. Comparando a estatística t calculada com a estatística

de Dickey-

Fuller pode-se determinar se a hipótese nula deve ser aceita ou rejeitada.

O teste de Dickey-Fuller considera três diferentes equações de regressão que podem

ser utilizadas para testar a presença de uma raiz unitária (ENDERS, 2004):

t t 1 t

∆y = γy +ε

−

(26)

t 0 t 1 t

∆y = a + γy + ε

−

(27)

t 0 t 1 2 t

∆y = a + γy + a t +ε

−

(28)

As três regressões diferem no que diz respeito à presença dos elementos

determinísticos

a t

. A primeira equação é o modelo puro de passeio aleatório, à segunda

é acrescentada o intercepto ou termo “

drift

” e a terceira equação inclui tanto o “

drift

” quanto a

tendência temporal linear. Existe também o teste de Dickey-Fuller ampliado que é

representado pela equação:

t 0 t 1 2 i t i t

i=1

∆y = a + γy +a t + β ∆y +ε

− −

∑

(29)

Este teste é utilizado quando o termo de erro

é auto-correlacionado. Para eliminar a

auto-correlação serial do resíduo deve-se inserir um número de termos de diferenças

defasados que seja suficiente para tornar

não auto-correlacionado.

2.2.2. Teste de Co-Integração

A co-integração mostra que é possível que se tenha uma combinação linear de

variáveis integradas que seja estacionária. (ENDERS, 2004). A verificação da presença de co-

integração entre as variáveis é a segunda observação importante a ser considerada neste

estudo de séries temporais. Se as séries utilizadas para determinação da taxa de câmbio forem

ditas co-integradas, então apresentarão uma relação de equilíbrio de longo-prazo.

Onde

são os valores estimados das raízes características (autovalores) obtidos da matriz

estimada de coeficientes e T é o número de observações utilizáveis.

A primeira estatística,

traço

(r)

λ ,

testa a hipótese nula de que o número de vetores de

co-integração distintos é menor ou igual a r contra uma hipótese alternativa geral (ENDERS,

2004). Por exemplo, testa a hipótese nula de que existe apenas um vetor de co-integração

(

r 1

≤

)

contra a hipótese alternativa de que existe mais de um vetor de co-integração (

r 1

)

. A

segunda estatística,

max

(r,r 1)

λ +

testa a hipótese nula de que o número de vetores

cointegrantes é r contra a hipótese alternativa de que existem

r 1

vetores de co-integração

(ENDERS, 2004). Por exemplo, a estatística

max

(0,1)

λ testa a hipótese de que não existem

vetores de co-integração (r = 0) contra a hipótese de que existe um único vetor de co-

integração (r = 1). Assim, equivalentemente, a estatística

max

(1,2)

λ testa a hipótese de que

existe um único vetor de co-integração (r = 1) contra a hipótese de que existem dois vetores

de co-integração.

2.3. Especificação Econométrica dos Modelos

O estudo das abordagens de determinação da taxa de câmbio (base teórico-

econômica), em conjunto com os procedimentos de séries temporais apresentados (base

teórico-econométrica), permite a realização e a análise das estimações para o estudo empírico

da determinação da taxa de câmbio no Brasil, proposto por esta pesquisa.

Como já discutido no Capítulo 1, a abordagem monetária possui duas formulações

principais para a determinação da taxa de câmbio. Na primeira, denominada de modelo

monetário com preços flexíveis, representada pela Equação (10), a taxa de câmbio é

determinada pela diferença entre a oferta de moeda doméstica e a oferta de moeda estrangeira,

pela diferença entre a taxa de juros doméstica e a estrangeira e pela diferença do produto

doméstico e do produto estrangeiro. Assim, o sistema VAR a ser estimado, baseado neste

modelo, é especificado da seguinte forma:



Modelo 1 – Abordagem Monetária com Preços Flexíveis



t t

t t t t t t t

m y

s f[(m m ),(y y ),(i i )]

∗ ∗ ∗

= − − −

⌢

 

t 10 11 t i 12 t i 13 t i 14 t k 11 s

t 20 21 t k 22 t i 23 t i 24 t i 21 m

t 30 31 t i 32 t k 33 t i 34 t i 31 y

t 40 41 t i 42 t i 43 t k 44 t i 41

s b b m b y b i b s γ D ε

m b b m b y b i b s

γ D ε

y b b m b y b i b s

γ D ε

i b b m b y b i b s

γ D ε

− − − −

= + + + + + +

⌢

⌢ ⌢

⌢

⌢ ⌢

⌢

(30)

com:

k 1,2,3,...,p

i 0,1,2,...,p.

Onde:

representa o logaritmo da taxa nominal de

câmbio;

⌢

representa o logaritmo da diferença entre a oferta de moeda doméstica e a oferta

de moeda estrangeira;

⌢

representa o logaritmo da diferença entre o produto doméstico e o

estrangeiro e

⌢

representa a diferença entre as taxas de juros interna e externa. As variáveis

⌢

são erros do tipo ruído branco que representam choques relacionados a

⌢

, respectivamente. O vetor D é composto pelas variáveis

dummies

que assumem

valores iguais a 0 para regime de câmbio fixo e iguais a 1 para regime de câmbio flutuante.

Na segunda formulação, denominada de modelo monetário com preços rígidos,

representada pela Equação (17), a taxa de câmbio é determinada também pela taxa de câmbio

real. O modelo VEC a ser estimado é representado por:



Modelo 2 – Abordagem Monetária com Preços Rígidos

t t

t t t t t t t t

m y

s f[( m m ),( y y ),( i i ), q ]

∗ ∗ ∗

∆ ∆

∆

∆ = ∆ −∆ ∆ −∆ ∆ −∆ ∆

⌢

  

t 10 11 t i 12 t i 13 t i 14 t i 15 t k 11 s

t 20 21 t k 22 t i 23 t i 24 t i 25 t i 21 m

t 30 31 t i 32 t k 33 t i 34 t i 35 t i 31 y

s b b m b y b i b q b s γ D ε

m b b m b y b i b q b s

γ D ε

y b b m b y b i b q b s

γ D ε

− − − − − ∆

∆ = + ∆ + ∆ + ∆ + ∆ + ∆ + +

∆

⌢

⌢ ⌢

⌢

⌢ ⌢

⌢

40 41 t i 42 t i 43 t k 44 t i 45 t i 41

t 50 51 t i 52 t i 53 t i 54 t k 55 t i 41 q

b b m b y b i b q b s γ D ε

q b b m b y b i b q b s

γ D ε

− − − − −

∆

− − − − − ∆

= + ∆ + ∆ + ∆ + ∆ + ∆ + +

∆ = + ∆ + ∆ + ∆ + ∆ + ∆ + +

⌢

(31)

com:

k 1,2,3,...,p

i 0,1,2,...,p

∆

representando o logaritmo da taxa real de câmbio.

2.4. Dados Utilizados

Nesta Seção são especificadas variáveis macroeconômicas de cada modelo de

determinação da taxa de câmbio a ser estimado, bem como suas fontes. Para tanto, seguiu-se

as especificações das variáveis de Rossi (1996), que estudou o modelo monetário da taxa de

câmbio para o Brasil no período compreendido entre 1980 e 1994 (ou seja, pré-Plano Real).

Para a taxa de câmbio nominal foi utilizado o câmbio comercial médio para venda

(R$/US$) obtido junto ao Banco Central do Brasil, Seção Balanço de Pagamentos (BCB

Boletim/BP), e para a taxa de câmbio real utilizou-se a taxa de câmbio efetiva (calculada pelo

IPCA), obtida junto ao Banco Central do Brasil.

Para a oferta de moeda nacional foi utilizado o M1 média dessazonalizado (US$

bilhões), divulgados pelo Banco Central do Brasil, Seção Moeda e Crédito (BCB

Boletim/Moeda). Para a oferta de moeda estrangeira, utilizou-se o M1 norte-americano

dessazonalizado (US$ bilhões) fornecido pelo Federal Reserve Statistical Release.

Para a variável produto interno utilizou-se como proxy a produção industrial do Brasil

dessazonalizada (índice dezembro 2005=100) calculada pelo Instituto Brasileiro de Geografia

e Estatística, Pesquisa Industrial Mensal – Produção Física (IBGE/PIM-PF). Já para o produto

estrangeiro utilizou-se a produção industrial norte-americana dessazonalizada (índice

dezembro 2005=100) obtida junto ao Fundo Monetário Internacional (International Financial

Statistics).

A taxa de juros doméstica foi representada pela Taxa Overnight Selic (% a.m.) do

Banco Central do Brasil, Seção Mercado financeiro e de capitais (BCB Boletim/Mercado

Financeiro), enquanto que a taxa de juros estrangeira foi representada pela taxa dos fundos

federais norte-americanos (% a.m.) fornecida pelo Fundo Monetário Internacional, (FMI/IFS

– Internacional).

Utilizou-se uma variável

dummy

para captar a mudança no regime cambial brasileiro,

assumindo o valor 0 para representar o regime de câmbio fixo e o valor 1 para o regime de

câmbio flexível.

Os dados utilizados, para o período entre agosto de 1994 e dezembro de 2005 (período

Pós-Real) têm freqüência mensal e foram transformados em logaritmos para o ajustamento do

modelo, com exceção das taxas de juros.

CAPÍTULO 3. RESULTADOS

Neste Capítulo são apresentados os resultados desta pesquisa, que estudou a

determinação e a dinâmica da taxa de câmbio no Brasil, através da abordagem monetária,

entre 1994 e 2005, com a utilização das técnicas de co-integração e auto-regressão vetorial.

Na Seção 3.1. é apresentada a análise gráfica da taxa de câmbio nominal, bem como os testes

de estacionariedade, tanto de cada variável individual (em nível e em primeira diferença),

quanto das variáveis que foram construídas, denominadas de variáveis compostas (diferencial

das variáveis domésticas em relação às variáveis estrangeiras) para a correta estimação dos

modelos de determinação da taxa de câmbio. Na Seção 3.2. encontram-se os resultados do

teste de co-integração e de vetores auto-regressivos para o modelo monetário com preços

flexíveis, bem como o estudo das funções de impulso-resposta e decomposição da variância.

Na Seção 3.3. o mesmo estudo é considerado para o modelo monetário com preços rígidos.

3.1. Análise das Variáveis

O Gráfico 1 apresenta a trajetória temporal da taxa de câmbio nominal (R$/US$)

Nota-se que até dezembro de 1998 o câmbio apresentou-se de forma mais estável, refletindo o

regime cambial fixo adotado neste período. Porém, com o advento da crise cambial doméstica

o governo adotou em janeiro de 1999 um regime cambial flutuante, permitindo maiores

flutuações da taxa de câmbio (ARAÚJO; SILVEIRA FILHO, 2002; GOLDFAJN;

MINELLA, 2005).

O processo de mudança do regime cambial fixo para o regime flutuante se deu num

cenário de crises internacionais (como a crise asiática em 1997 e a crise Russa em 1998),

A trajetória temporal das variáveis determinantes da taxa de câmbio encontra-se no Apêndice B.

quando a entrada de capitais estrangeiros no Brasil reduziu-se drasticamente. Em adição a

turbulência internacional, ainda em 1998, o Brasil sofreu um forte ataque especulativo contra

o real, obrigando o Banco Central a utilizar suas reservas cambiais para tentar manter a taxa

de câmbio fixa (dado que a entrada de capitais estrangeiros tinha sido reduzida). Em janeiro

de 1999, o Banco Central anunciou a mudança do regime cambial.

GRÁFICO 1

Taxa de câmbio nominal (R$/US$) - comercial - venda

(dados mensais – 1994:8 a 2005:12)

0.00

0.50

1.00

1.50

2.00

2.50

3.00

3.50

4.00

1994

1995 04

1995 08

199

1998

1999 04

1999 08

199

200

2003 04

2003 08

200

Fonte: Banco Central do Brasil

A observação do Gráfico 1, que representa a trajetória da taxa nominal de câmbio,

fornece uma primeira evidência de que esta série é não-estacionária, o que pode ser

formalmente comprovado através do teste de Dickey-Fuller. Em adição ao estudo da variável

taxa de câmbio nominal, foi realizado também, o estudo formal da estacionariedade para as

demais séries que compõem o modelo monetário de determinação da taxa de câmbio.

Para a realização do estudo da estacionariedade utilizou-se o teste de Dickey-Fuller

Aumentado na sua formulação com intercepto e tendência. A Tabela 1 apresenta os resultados

dos testes para cada uma das séries que compõem as variáveis determinantes do câmbio: taxa

de câmbio nominal, oferta de moeda doméstica, oferta de moeda estrangeira, produção

industrial doméstica, produção industrial estrangeira, taxa de juros interna, taxa de juros

externa e taxa de câmbio real. A escolha do número ótimo de defasagens foi feito com base

no critério de Schwarz

(SBC), pois este se apresentou mais parcimonioso do que o critério

Akaike (AIC). Assim, concluiu-se que, para a análise em nível, todas as séries apresentam

raiz unitária, ou seja, são não estacionárias, enquanto que na análise em primeira diferença, as

séries mostram-se estacionárias (com resíduos apresentando erro do tipo ruído-branco, pelo

critério Ljung-Box-Pierce).

TABELA 1

Teste de verificação da estacionariedade das séries

(dados mensais – 1994:8 a 2005:12)

Resultados do teste Dickey-

Fuller Aumentado

Séries Defasagens

Com intercepto e com tendência

Em nível

taxa de câmbio nominal 2 -0,75745

M1 (Brasil) 1 -1,77476

M1 (EUA) 0 -1,73510

produção industrial (Brasil) 0 -3,30930

produção industrial (EUA) 1 -1,56598

taxa de juros (Brasil) 0 -3,21809

taxa de juros (EUA) 2 -1,82087

taxa de câmbio real 2 -1,56952

Em primeira diferença

taxa de câmbio nominal 1 -8,09429

M1 (Brasil) 1 -8,16298

M1 (EUA) 0 -12,84876

produção industrial (Brasil) 0 -13,71814

produção industrial (EUA) 0 -17,86643

taxa de juros (Brasil) 0 -12,16421

taxa de juros (EUA) 0 -5,77009

taxa de câmbio real 1 -8,12219

Nota: número de defasagens escolhido pelo critério SBC

Observação: valor crítico a 5% da estatística τ = -3,41000 (com intercepto e com tendência).

De fato, conforme observa Enders (2004), o critério de Schwarz (SBC) seleciona modelos mais parcimoniosos

do que o critério de Akaike (AIC).

As variáveis que representam o modelo monetário de determinação da taxa de câmbio,

tais como taxa de câmbio nominal (s), diferencial da oferta de moeda doméstica em relação à

oferta de moeda estrangeira (

⌢

), diferencial do produto doméstico em relação ao estrangeiro

(

⌢

), diferencial da taxa de juros doméstica em relação à estrangeira (

⌢

) e taxa de câmbio real

(q), são construídas com base nas variáveis descritas na Tabela 1. Dessa forma, ao estudar-se

a questão da estacionariedade destas, será possível identificar a fonte da possível não

estacionariedade das séries compostas (

⌢

), por exemplo: se

⌢

não apresentar

estacionariedade e os testes indicarem que M1(Brasil) é estacionária enquanto que M1 (EUA)

não é, então a fonte da não estacionariedade da série composta

⌢

poderá ser originada do M1

(EUA).

As variáveis compostas são as utilizadas na modelagem do VAR, portanto também é

necessário realizar o estudo da estacionariedade para estas séries. Assim, se a série composta

for considerada estacionária, choques exógenos terão efeitos transitórios, e se forem

consideradas não estacionárias, os choques terão efeitos permanentes.

A Tabela 2 apresenta os resultados dos testes de raiz unitária para cada série composta,

tanto em nível quanto em primeira diferença. Foi verificado, através do teste de Ljung-Box-

Pierce, que os resíduos das estimações do teste ADF são do tipo ruído-branco. Os resultados

mostram que as séries em estudo são não-estacionárias, quando analisadas em nível, e são

estacionárias quando analisadas em suas primeiras diferenças.

TABELA 2

Teste de verificação da estacionariedade das séries compostas

(dados mensais – 1994:8 a 2005:12)

Resultados do teste Dickey-

Fuller Aumentado

Séries Defasagens

Com intercepto e com tendência

Em nível

⌢

1 -1,90059

⌢

0 -2,23385

⌢

-3.1821

Em primeira diferença

∆

⌢

0 -8,31151

∆

⌢

0 -14,35438

∆

⌢

0 -12,10438

Nota: número de defasagens escolhido pelo critério SBC

Observação: valor crítico a 5% da estatística τ = -3,41000 (com intercepto e com tendência).

3.2. Modelo Monetário com Preços Flexíveis

A co-integração permite a verificação da relação de equilíbrio de longo prazo entre a

taxa nominal de câmbio e as variáveis que a determinam. Para a constatação da presença de

co-integração entre as variáveis que compõem o modelo monetário com preços flexíveis, foi

utilizado o teste de co-integração de Johansen e Juselius. A Tabela 3 apresenta os resultados

deste teste.

TABELA 3

Teste de co-integração de Johansen-Juselius: modelo com preços flexíveis

(dados mensais – 1994:8 a 2005:12)

Hipótese Nula Hipótese Alternativa Valor Calculado

Valor

Crítico 5%

Valor

Crítico 10%

Testes

traço

r = 0

r 0

59,45 53,12 49,65

r 1

≤

r 1

33,46 34,91 32,00

r 2

≤

r 2

12,15 19,96 17,85

r 3

≤

r 3

5,13 9,24 7,52

Testes

max

r 0

r 1

25,98 28,14 25,56

r 1

r 2

21,31 22,00 19,77

r 2

r 3

7,03 15,67 13,75

r 3

r 4

5,13 9,24 7,52

Fonte: Elaboração própria com dados da pesquisa. Valores críticos de Osterwald-Lenum

O teste de co-integração de Johansen e Juselius permite que se encontre o número de

vetores de co-integração. Utilizando-se a estatística

traço

, testa-se a hipótese nula da não

existência de co-integração contra a hipótese alternativa da existência de co-integração. A

estatística

traço

calculada (59,45) é maior que o valor crítico a 5% (53,12), indicando que

existe um vetor de co-integração. Em seguida, testa-se a hipótese de que

r 1

≤

contra a

hipótese alternativa de que

r 1

, ou seja, de que existe mais de um vetor de co-integração.

Neste teste a estatística

traço

calculada (33,46) não excedeu o valor crítico a 5% (34,91),

indicando que existe apenas um vetor de co-integração.

Além da estatística

traço

, pode-se utilizar a estatística

max

para a verificação da

existência de relação de co-integração entre as variáveis taxa de câmbio nominal (s),

diferencial da oferta de moeda em relação à oferta de moeda estrangeira (

⌢

), diferencial do

produto doméstico em relação ao produto estrangeiro (

⌢

) e o diferencial entre as taxas de

juros doméstica e estrangeira (

⌢

Ao testar-se a hipótese de que não existe co-integração (

r 0

) contra a hipótese de

que existe um vetor co-integrante (

r 1

), a estatística

max

calculada (25,98) aceita a 5% a

hipótese nula de que

r 0

. Porém, quando se compara a estatística

max

calculada (25,98)

com o valor tabelado a 10% (25,56), observa-se que a hipótese nula passa a ser rejeitada de

forma que, assim como no teste através de

traço

, existe co-integração, ou seja, existe uma

relação de longo-prazo entre as variáveis em questão.

O vetor de co-integração estimado

(

)

0 1 2 3 4

, , , ,

β = β β β β β

com uma constante incluída é

dado por:

s m y constante

1,000 12,651 76,233 16,248 14,094

 

β = − −

 

 

⌢

t t t t

s = 14,094+12,651m 76,233y 16,248i

− − +

⌢

(32)

A Equação (32) representa a relação de longo-prazo entre a taxa de câmbio e seus

determinantes no modelo monetário com preços flexíveis. Pode-se observar que os sinais dos

parâmetros estimados coincidem com o previsto pela teoria monetária, assim o diferencial da

oferta de moeda bem como o diferencial da taxa de juros impactam positivamente no câmbio,

enquanto que um aumento no diferencial do produto impacta de forma inversa na taxa de

câmbio.

A dinâmica da taxa de câmbio é analisada através da estimação do modelo VAR. Para

tanto, primeiramente é necessário escolher o número ótimo de defasagens das variáveis que

compõem o modelo. Através, tanto do critério SBC quanto do teste de razão de

verossimilhança, escolheu-se duas defasagens para cada variável do VAR.

O estudo da causalidade de Granger mostrou que a um nível de significância de 5%, a

variável taxa nominal de câmbio causa, no sentido de Granger, ela mesma; que a variável

oferta de moeda causa, no sentido de Granger, ela mesma; que a variável taxa de juros causa,

no sentido de Granger, apenas ela mesma e; que a variável produção causa, no sentido de

Granger a variável juros e ela mesma.

O teste de causalidade de Granger não foi conclusivo para a ordenação das variáveis

na decomposição de choleski, assim, para a correta identificação do modelo, foram realizadas

restrições ao modelo VAR (Equação 30), utilizando uma ordem de causalidade teórica das

variáveis macroeconômicas. Dado que o diferencial da oferta de moeda

⌢

é função do

diferencial do produto

⌢

e do diferencial da taxa de juros

⌢

(Equação 3), e que a taxa de

câmbio nominal é determinada pelos diferenciais da taxa de juros

⌢

, do produto

⌢

e da oferta

de moeda

⌢

(Equação 10), a decomposição de Choleski pode ser feita da seguinte forma:

12 13 14

23 24

1 b b b

0 1 b b

0 0 1 b

0 0 0 1

 

 

 

⌢

(33)

A matriz (33) mostra que

⌢

, e

⌢

impactam de forma contemporânea, na

variável

;

⌢

, e

⌢

impactam de forma contemporânea em

⌢

;

⌢

impactam de

forma contemporânea em

⌢

e, finalmente,

⌢

impacta de forma contemporânea em

⌢

A partir da ordenação de Choleski foram traçadas as funções de impulso-resposta para

a avaliação da dinâmica da taxa nominal de câmbio em resposta a choques nas variáveis que

compõem o modelo monetário com preços flexíveis

O Gráfico 2 apresenta a função impulso-resposta para um choque de 1 desvio padrão

na oferta de moeda e seu efeito na variável câmbio nominal nos primeiros 24 períodos

(meses) seguintes ao choque inicial. O resultado mostra que o impacto inicial sobre o câmbio

é negativo, porém em um horizonte de tempo mais longo, após o décimo segundo período,

este resultado se inverte tornando-se compatível com o resultado teórico do modelo da

determinação da taxa de câmbio com preços flexíveis, que diz que um aumento no diferencial

da oferta de moeda em relação à oferta de moeda estrangeira (

⌢

)

implica em uma

depreciação cambial.

O resultado da estimação do VAR e a análise residual gráfica dos seus resíduos encontram-se no Apêndice C.

GRÁFICO 2

Respostas da “taxa de câmbio nominal” em relação a choques em “

⌢

”

(choque de 1 desvio padrão)

-0.06

-0.05

-0.04

-0.03

-0.02

-0.01

0.01

0.02

0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24

Fonte: Elaboração própria a partir das estimações da pesquisa. Intervalo de confiança de 95%.

O Gráfico 3 representa a função impulso-resposta para o choque na produção e a

resposta da taxa nominal de câmbio. A teoria de determinação da taxa de câmbio com preços

flexíveis diz que um aumento no diferencial do produto em relação ao produto externo causa

uma apreciação cambial. Porém, para o caso empírico brasileiro, nota-se que apenas no

primeiro momento após o choque, a taxa de câmbio aprecia, e no horizonte de longo prazo, a

taxa de câmbio nominal converge para um valor positivo.

GRÁFICO 3

Respostas da “taxa de câmbio nominal” em relação a choques em “

⌢

”

(choque de 1 desvio padrão)

-0.015

-0.01

-0.005

0.005

0.01

0.015

0.02

0.025

0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24

Fonte: Elaboração própria a partir das estimações da pesquisa. Intervalo de confiança de 95%.

O Gráfico 4 representa a função impulso-resposta para um choque de 1 desvio padrão

na variável taxa de juros e a resposta da variável câmbio nominal. Apenas no momento inicial

ao choque, a taxa de câmbio deprecia, relação indicada pela teoria de determinação da taxa de

câmbio com preços flexíveis, porém esse resultado já se inverte no primeiro período após o

choque, apresentando uma apreciação permanente.

GRÁFICO 4

Respostas da “taxa de câmbio nominal” em relação a choques em “

⌢

”

(choque de 1 desvio padrão)

-0.025

-0.02

-0.015

-0.01

-0.005

0.005

0.01

0.015

0.02

0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24

Fonte: Elaboração própria a partir das estimações da pesquisa. Intervalo de confiança de 95%.

Os resultados da decomposição da variância dos erros de previsão da taxa de câmbio

se encontram na Tabela 4. Tal decomposição permite a verificação do poder explanatório de

cada variável do modelo sobre a taxa de câmbio. A variável composta oferta de moeda é a que

possui maior valor explicativo sobre o erro de previsão da taxa de câmbio, quando comparado

com as demais variáveis. A variável câmbio nominal possui valor explicativo sobre o erro de

previsão dela mesma entre 36,44% e 42,63%. As variáveis compostas taxa de juros e

produção são as que possuem menor poder explicativo, chegando a representar, no máximo,

5,5% a variância do erro de previsão do câmbio.

TABELA 4

Decomposição da variância – câmbio (preços flexíveis)

(dados mensais – 1994:8 a 2005:12)

Período erro padrão

⌢

0.036275 0.081 0.079 63.391 36.448

0.060596 0.580 0.056 64.764 34.600

0.087702 0.634 0.053 65.034 34.279

0.099873 0.533 0.149 62.853 36.465

0.105881 0.503 0.389 60.080 39.028

0.109310 0.566 0.821 57.416 41.197

0.111738 0.794 1.436 55.076 42.694

0.113838 1.244 2.170 53.077 43.509

0.115837 1.917 2.940 51.366 43.777

0.117763 2.759 3.669 49.892 43.681

0.119574 3.691 4.308 48.616 43.386

0.121222 4.636 4.836 47.515 43.013

0.122676 5.537 5.251 46.575 42.637

Fonte: Cálculos do autor a partir de dados da pesquisa

O modelo monetário de determinação da taxa de câmbio com preços flexíveis mostra

que a taxa de câmbio nominal é determinada pela diferença entra a oferta de moeda doméstica

e a estrangeira, pela diferença entre o produto interno e o externo e pela diferença da taxa de

juros interna e externa. A análise de co-integração permitiu verificar a existência de uma

relação de longo-prazo entre estas variáveis, de acordo com a sugestão teórica, enquanto que a

análise através das funções de impulso-resposta mostrou que apenas a dinâmica da taxa de

câmbio em relação a mudanças na oferta de moeda, foi condizente com a teoria.

3.3. Modelo Monetário com Preços Rígidos

Também foi realizado o teste de co-integração para o modelo monetário com preços

rígidos, que considera as seguintes variáveis: taxa de câmbio nominal, diferença entre a oferta

de moeda nacional e estrangeira, diferença entre a produção industrial doméstica e

estrangeira, diferença entre a taxa de juros interna e externa, e taxa de câmbio real.

Os resultados da análise de co-integração, encontrados através das estatísticas

max

traço

são apresentados na Tabela 5, e indicam que as variáveis estudadas possuem uma

relação de longo prazo, ou seja, que existe co-integração entre as variáveis.

TABELA 5

Teste de co-integração de Johansen-Juselius: modelo com preços rígidos

(dados mensais – 1994:8 a 2005:12)

O modelo monetário com preços rígidos, por ser considerado de curto prazo, é

representado por um modelo em primeira diferença. Porém, como as variáveis apresentam

uma relação de equilíbrio de longo prazo, é necessário levar em consideração os desvios de

curto prazo em relação a este equilíbrio de longo p

12 13 14 15

23 24 25

34 35

1 b b b b

0 1 b b b

0 0 1 b b

0 0 0 1 b

0 0 0 0 1

 

∆

 

 

∆

 

∆

 

∆

 

∆

 

 

 

⌢

(35)

A matriz (35) mostra que

⌢

impactam de forma contemporânea, a

variável

∆

⌢

;

⌢

GRÁFICO 5

Respostas da “taxa de câmbio nominal” em relação a choques em “

∆

⌢

”

(choque de 1 desvio padrão)

GRÁFICO 6

Respostas da “taxa de câmbio nominal” em relação a choques no “

∆

⌢

”

(choque de 1 desvio padrão)

-0.008

-0.007

-0.006

-0.005

-0.004

-0.003

-0.002

-0.001

0.001

0.002

0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Fonte: Elaboração própria a partir das estimações da pesquisa. Intervalo de confiança de 95%.

O Gráfico 7 apresenta a função impulso-resposta para um choque de 1 desvio padrão

na taxa de juros e seu efeito na variável câmbio nos primeiros 12 períodos (meses) seguintes

ao choque inicial. O resultado mostra que o aumento na taxa de juros inicialmente reduz a

taxa de câmbio, e chega ao seu máximo efeito no primeiro mês após o choque. Entretanto, o

efeito diminui a partir do segundo mês e, por volta do sexto mês, o efeito do choque inicial

desaparece. A dinâmica da taxa de câmbio descrita nesta análise, condiz com a teoria da

paridade não coberta de juros.

GRÁFICO 7

Respostas da “taxa de câmbio nominal” em relação a choques em “

∆

⌢

”

(choque de 1 desvio padrão)

-0.014

-0.012

-0.01

-0.008

-0.006

-0.004

-0.002

0.002

0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Fonte: Elaboração própria a partir das estimações da pesquisa. Intervalo de confiança de 95%.

O Gráfico 8 apresenta a função impulso-resposta para um choque de 1 desvio padrão

na variação da taxa real de câmbio e seu efeito na variável câmbio nominal nos primeiros 12

períodos (meses) seguintes ao choque inicial. O resultado mostra que uma elevação

(depreciação) na variação da taxa real de câmbio provoca uma elevação (depreciação) na taxa

de câmbio nominal, o que é previsto pela abordagem monetária com preços rígidos, pois um

aumento na variação da taxa real de câmbio eleva a demanda por bens domésticos, que por

sua vez, aumenta o nível de preços doméstico, diminuindo a demanda pelos mesmos e

aumentando a demando por bens externos, depreciando a taxa de nominal de câmbio. O efeito

do choque começa a desaparecer por volta do quinto mês.

GRÁFICO 8

Respostas da “taxa de câmbio nominal” em relação a choques na “

∆

”

(choque de 1 desvio padrão)

-0.005

0.005

0.01

0.015

0.02

0.025

0.03

0.035

0.04

0.045

0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Fonte: Elaboração própria a partir das estimações da pesquisa. Intervalo de confiança de 95%.

A análise das funções de impulso-resposta permitiu a verificação da validade da teoria

da determinação da taxa de câmbio com preços rígidos. Constatou-se que a dinâmica da taxa

nominal de câmbio (R$/US$) obedece a sugestão teórica do modelo monetário com preços

rígidos.

A avaliação empírica desta teoria também pode ser comprovada através da análise da

decomposição da variância dos erros de previsão da taxa de câmbio. A decomposição da

variância permite a verificação do poder explanatório de cada variável do modelo sobre a taxa

de câmbio. A Tabela 6 mostra a decomposição da variância para o câmbio, a estimativa do

erro-padrão e a proporção desses erros atribuída a cada variável do modelo. A variação da

oferta de moeda e a do produto são as variáveis que possui menor valor explicativo sobre o

erro de previsão da taxa de câmbio quando comparado com as demais variáveis. Verifica-se

que a variação da taxa de juros explica 4,18% da variância do erro de previsão da taxa de

câmbio.

A variação da taxa de câmbio real, que é a variável adicional incluída no modelo

monetário com preços rígidos, explica aproximadamente 86,46% do erro de previsão do

câmbio nominal, o que torna evidente a importância do câmbio real na determinação da taxa

de câmbio nominal.

TABELA 6

Decomposição da variância – câmbio (preços rígidos)

(dados mensais em primeira diferença – 1994:8 a 2005:12)

Período erro padrão

∆

⌢

∆

⌢

∆

⌢

0.037566 90.19 0.329 9.48 0 0

0.042373 87.268 4.1 7.793 0.839 0

0.043158 86.515 4.191 8.397 0.816 0.082

0.043177 86.465 4.187 8.447 0.815 0.086

0.043177 86.464 4.187 8.448 0.815 0.086

Fonte: Cálculos do autor a partir de dados da pesquisa

O modelo monetário de determinação da taxa de câmbio com preços rígidos mostra

que a variação da taxa de câmbio nominal é determinada pela variação da diferença entra a

oferta de moeda doméstica e a estrangeira, pela variação da diferença entre o produto interno

e o externo, pela variação da diferença da taxa de juros interna e externa e pela variação da

taxa de câmbio real. A análise de co-integração permitiu verificar a existência de uma relação

de longo-prazo entre estas variáveis, implicando na necessidade da inclusão do termo de

correção de erros. A análise através das funções de impulso-resposta mostrou que a dinâmica

da taxa de câmbio segue a sugestão teórica da abordagem monetária com preços rígidos.

CONCLUSÃO

Esta pesquisa procurou estudar a validade empírica da abordagem monetária de

determinação da taxa de câmbio em suas versões com preços flexíveis e com preços rígidos,

através de técnicas de séries temporais, para o Brasil no período pós-plano Real. Tal

abordagem foi construída sobre os alicerces de equilíbrio do mercado monetário, equilíbrio do

mercado de títulos e, produto de equilíbrio postulado sob as hipóteses de preços flexíveis ou

rígidos.

O modelo monetário com preços flexíveis, por ser baseado na hipótese da paridade do

poder de compra (PPC), foi considerado um modelo de longo prazo. A taxa de câmbio

nominal foi determinada pela diferença da oferta de moeda doméstica em relação a

estrangeira, pela diferença da produção interna em relação à externa e pela diferença da taxa

de juros interna em relação a taxa de juros externa. Por assumir a hipótese da PPC em sua

forma contínua, a taxa de câmbio real não varia.

O modelo monetário com preços rígidos proposto por Dornbusch (1976) surgiu com o

intuito de considerar flutuações da taxa de câmbio real e verificar a não validade da PPC no

curto prazo. Para tanto foi permitido a rigidez de preços no curto prazo e a ultrapassagem da

taxa de câmbio em relação aos níveis de equilíbrio de longo prazo previstos pela PPC. Assim,

através do modelo monetário com preços rígidos, a variação da taxa de câmbio nominal foi

determinada pela variação da diferença entre a oferta de moeda doméstica e a estrangeira, pela

variação da diferença do produto doméstico e estrangeiro, pela variação da diferença da taxa

de juros interna e externa e da variação da taxa de câmbio real.

Para a verificação empírica dos determinantes da taxa de câmbio foi utilizada a técnica

de co-integração com o intuito de investigar a possível existência de um equilíbrio de longo-

prazo entre as variáveis que determinam estes modelos. Para o estudo do modelo com preços

flexíveis, através da metodologia de Johansen e Juselius, a estatística

traço

indicou que a um

nível de 5% de significância existe co-integração entre as variáveis taxa de câmbio nominal

(s), diferencial da oferta de moeda em relação à oferta de moeda estrangeira (

⌢

), diferencial

do produto doméstico em relação ao produto estrangeiro (

⌢

) e o diferencial entre as taxas de

juros doméstica e estrangeira (

⌢

). A estatística

max

, a um nível de significância de 10% ,

também confirmou este resultado indicando que existe co-integração, ou seja, que existe uma

relação de longo-prazo entre as variáveis em questão. Os coeficientes de longo prazo

estimados apresentaram os sinais previstos pela teoria.

Os resultados encontrados em relação ao estudo de co-integração para o modelo

monetário com preços rígidos através das estatísticas

traço

(a 5% de significância) e

max

10% de significância) indicaram que as variáveis estudadas possuem uma relação de longo

prazo, ou seja, que existe co-integração. Os coeficientes de longo prazo estimados

apresentaram os sinais previstos pela teoria.

Em relação a verificação empírica da dinâmica da taxa de câmbio, foram estimados

modelos vetoriais auto-regressivos, com o objetivo de analisar a trajetória temporal do câmbio

através das suas funções de impulso-resposta. Para o modelo monetário com preços flexíveis

utilizou-se a especificação VAR com duas defasagens para cada variável em nível, enquanto

que para o modelo monetário com preços rígidos utilizou-se a especificação VEC com apenas

uma defasagem para cada variável em primeira diferença.

Quando analisado as erea.27000.863(c)-0.880456(e)3.22345( )-120.652(c)-3.37508(o)-0.880456(e)3.22345(d)-1.880456(a)3.22345(s)-120.86355im s ica c

momento após este choque, a taxa de câmbio seguiu a sugestão teórica, apreciando-se. Já um

choque na diferença entre a taxa de juros interna e externa implicou, no primeiro momento,

numa depreciação cambial, porém a dinâmica do câmbio se inverteu, tendo o mesmo

apreciado-se de maneira permanente.

A análise das funções de impulso-resposta para o modelo monetário com preços

rígidos, foi bastante satisfatória em relação à comprovação empírica do modelo teórico.

Conclui-se que todas as variáveis que compõem este modelo afetaram a dinâmica da taxa

nominal de câmbio da maneira esperada pela teoria, comprovando a validade empírica do

modelo. Assim, o choque na variação da diferença entre a oferta de moeda doméstica e

estrangeira provocou um pequeno impacto positivo sobre a taxa de câmbio mostrando que no

momento inicial ao choque, quando os preços são considerados rígidos, ocorreu uma

depreciação inicial da taxa de câmbio acima do nível de longo prazo, ou seja, ocorreu a

ultrapassagem cambial. Posteriormente, o câmbio passou a apreciar, como também é previsto

pela teoria e, a partir do oitavo mês, o choque inicial se anulou. O choque na variação da

diferença entre a produção interna e externa causou uma apreciação cambial, o choque na

variação da diferença entre a taxa de juros interna e externa inicialmente reduziu a taxa de

câmbio, o que condiz com a teoria da paridade não coberta de juros e o choque na variação da

taxa de câmbio real provocou uma elevação na taxa de câmbio nominal, mostrando que as

duas taxas moveram-se no mesmo sentido. Ou seja, para todas as análises das funções de

impulso-resposta deste modelo, pode-se concluir que a dinâmica da taxa de câmbio segue a

sugestão teórica.

Em relação a inclusão da variável

dummy

para captar o efeito da mudança do regime

cambial brasileiro, concluiu-se que, na estimação do modelo com preços flexíveis, a

dummy

influenciou significativamente o nível da taxa de câmbio nominal e da oferta de moeda.

Enquanto que no modelo monetário com preços rígidos, a

dummy

influenciou apenas o nível

do produto.

Após diversas estimações e análise dos resultados encontrados para o Brasil no

período posterior à implementação do plano Real, concluiu-se que tanto o modelo monetário

com preços flexíveis quanto o modelo monetário com preços rígidos apresentaram uma

relação de equilíbrio de longo-prazo. Porém apenas o modelo monetário com preços rígidos

foi capaz de descrever a dinâmica da taxa de câmbio no Brasil, sob a ótica da teoria

econômica.

REFERÊNCIAS

ALTAVILLA, Carlo; DE GRAUWE, Paul.

Forecasting and Combining Competing

Models of Exchange Rate Determination

. CESifo Working Paper n.1747, CESifo GmbH,

Munique, 2006.

ARAÚJO, Carlos Hamilton V.; SILVEIRA FILHO, Getúlio B.

Mudanças de Regime no

Câmbio Brasileiro

. Brasília, DF: Banco Central do Brasil, 2002. (Texto para Discussão 41).

BARNETT, William; KWAG, Chang Ho.

Exchange Rate

Determination from Monetary

Fundamentals: an Aggregation Theoretic Approach

. Working Papers Series In

Theoretical And Applied Economics n. 200513,

University of Kansas, Department of

Economics, 2005.

BLANCHARD, Olivier Jean; FISCHER, Stanley.

Lectures on Macroeconomics

Cambridge, MA: The MIT Press, 1989.

BRAGA, Ailton.

Determinantes da taxa de câmbio real, teoria e evidências empíricas:

uma aplicação para o Brasil

. Anais do XXXI Encontro Nacional de Economia da ANPEC,

Associação Nacional dos Centros de Pós-Graduação em Economia, 2003.

BRANSON, William H.

A Model of Exchange Rate Determination with Policy Reaction:

Evidence from Monthly Data

. NBER Working Paper n.1135, National Bureau of Economic

Research, Cambridge, MA, 1983.

BUITER, Willen H.; MILLER, Marcus.

Real Exchange Rate Overshooting and the Output

Cost of Bringing Down Inflation

. NBER Working Paper n.749, National Bureau of

Economic Research, Cambridge, MA., 1981.

CHEUNG, Yin-Wong; CHINN, Menzie D.; PASCUAL, Antonio Garcia.

Empirical

Exchange Rate Models of the Nineties: Are Any Fit to Survive?

NBER Working Paper n.

9343, National Bureau of Economic Research, Cambridge, MA., 2002.

DOAN, Thomas A.

RATS User’s Guide

. Evanston, IL., 2004.

DORNBUSCH, Rudiger.

Expectations and Exchange Rate Dynamics

. Journal of Political

Economy, University of Chicago, v. 84, n. 6, p. 1161-1176, 1976.

DORNBUSCH, Rudiger.

Purchasing Power Parity

. NBER Working Paper n.1591, National

Bureau of Economic Research, Cambridge, MA., 1985.

DORNBUSCH, Rudiger.

Exchange Rates and Inflation.

Cambridge, MA: The MIT Press,

1988.

ENDERS, Walter.

Applied Econometric Time Series

. New York, NY: John Wiley & Sons,

2004.

ENDERS, Walter.

RATS Handbook for Econometric Time Series

. New York, NY: John

Wiley & Sons, 1996.

ENGEL, Charles; WEST, Kenneth D.

Exchange Rates and Fundamentals

. NBER Working

Paper n.10723, National Bureau of Economic Research, Cambridge, MA, 2004.

ENGLE, Robert E. e GRANGER, Clive W. J.

Cointegration and Error-Correction:

Representation, Estimation, and Testing

. Econometrica, n.55, 251-276, 1987.

FAIR, Ray C.

Interest Rate and Exchange Rate Determination

. NBER Working Paper

n.2105, National Bureau of Economic Research, Cambridge, MA., 1986.

FRANKEL, Jeffrey A.

On the Mark: A Theory of Floating Exchange Rates Based on

Real Interest Differentials

. American Economic Review, v. 69, p.610-622, 1979.

FRANKEL, Jeffrey A; ROSE, Andrew K.

A Survey of Empirical Research on Nominal

Exchange Rates.

NBER Working Paper n.4865, National Bureau of Economic Research,

Cambridge, MA., 1994.

FRENKEL, Jacob A.

A Monetary Approach to the Exchange Rate: Doctrinal Aspects

and Empirical Evidence

. Scandinavian Journal of Economics, v. 78, p.200-224, 1976.

FRENKEL, Jacob A; RODRIGUEZ, Carlos A.

Exchange Rate Dynamics and the

Overshooting Hypothesis

. NBER Working Paper n.832, National Bureau of Economic

Research, Cambridge, MA., 1982

GOLDFAJN, Ilán; MINELLA, André.

Capital Flows and Controls in Brazil: What Have

We Learned?

NBER Working Paper n.11640, National Bureau of Economic Research,

Cambridge, MA., 2005.

HANSEN, Henrik; JUSELIUS, Katarina.

CATS in RATS: Cointegration Analysis of Time

Series

. Copenhagen: Institute of Economics University of Copenhagen, 1994.

JOHANSEN, Soren.

Statistical Analysis of Cointegration Vectors.

Journal of Economic

Dynamics and Control 12 (June-Sept), p. 231-54, 1988.

LAFRANCE, Robert; SCHEMBRI, Lawrence.

Purchasing-Power Parity: Definition,

Measurement, and Interpretation

. Bank of Canada Review, Bank of Canada, p. 27-33,

2002.

LIMA, Ricardo C; Vasconcelos, Cláudio R. F.; Vasconcelos, Silvinha P.

Paridade do Poder

de Compra: Um Teste de Co-integração para o Caso Brasileiro.

Revista Econômica do

Nordeste. Fortaleza, CE, v. 30, n. Especial, p. 926-936, 1999.

MACDONALD, Ronald; TAYLOR, Mark P.

Exchange Rate Economics: A Survey

. IMF

Staff Papers, International Monetary Fund, Washington, D.C.,1992.

MAKRIDAKIS, Spyros; WHEELWRIGHT, Steven C.; HYNDMAN, Rob J. Forecasting:

Methods and Applications. New York, NY: John Wiley & Sons, 1997.

MARÇAL, Emerson F.; PEREIRA, Pedro L. V.; SANTOS FILHO, Otaviano C.

Paridade do

poder de compra: testando dados brasileiros

. Revista Brasileira de Economia. Rio de

Janeiro, v. 57, n. 1, p.159-190, 2003.

MEESE, Richard A.; ROGOFF, Kenneth.

Empirical Exchange Rate Models of the

Seventies: Do They Fit Out of Sample?

Journal of International Economics, v. 14, n. 1-2, p.

3-24, 1983.

MENEZES, Flávio M; RESENDE, Marcelo.

Testes de Co-integração da Paridade do

Poder de Compra para a Economia Brasileira: 1870-1906

. Estudos Econômicos. São

Paulo, SP, v. 26, n. 1, p. 51-62, 1996.

MORETTIN, Pedro A.; TOLOI, Clélia M. C. Análise de Séries Temporais. São Paulo, SP:

Editora Edgar Blücher, 2006.

MUSSA, Michael.

The Exchange Rate, the Balance of Payments, and Monetary and

Fiscal Policy under a Regime of Controlled Floating

. Scandinavian Journal of Economics,

v. 78, p.229-248, 1976.

MUSSA, Michael.

Exchange Rate Dynamics

. Journal of Political Economy, University of

Chicago, v. 90, n.1, p. 74-104, 1982.

OBSTFELD, Maurice; ROGOFF, Kenneth.

Foundations of International

Macroeconomics

. Cambridge, MA: The MIT Press, 1996.

OBSTFELD, Maurice; STOCKMAN, Alan C.

Exchange Rate Dynamics

. NBER Working

Paper n.1230, National Bureau of Economic Research, Cambridge, MA., 1983.

PAPELL, David H..

Activist Monetary Policy and Exchange Rate Overshooting: The

Deutsche Mark / Dollar Rate

. NBER Working Paper n.1195, National Bureau of Economic

Research, Cambridge, MA., 1983.

ROGOFF, Kenneth.

Dornbusch’s Overshooting Model After Twenty-Five Years

. Second

Annual Research Conference, Mundell-Fleming Lecture, International Monetary Fund, 2001.

ROMER, David.

Advanced Macroeconomics

. New York, NY: McGraw-Hill, 2001.

ROSSI, José W.

Determinação da Taxa de Câmbio: Testes Empíricos para o Brasil

Pesquisa e Planejamento Econômico. Rio de Janeiro, RJ, v. 21, n. 2, p. 397-412, 1991.

ROSSI, José W.

O Modelo Monetário de Determinação da Taxa de Câmbio: Testes para

o Brasil

. Pesquisa e Planejamento Econômico. Rio de Janeiro, RJ, v. 26, n. 2, p. 155-182,

1996.

SARNO, Lucio; VALENTE, Giorgio; WOHAR, Mark E.

Monetary Fundamentals and

Exchange Rate Dynamics under Different Nominal Regimes

. CEPR Discussion Paper

n.3983, Centre for Economic Policy Research, Londres, 2003.

SIMS, Christopher.

Macroeconomics and Reality

. Econometrica, n.48, p. 1-49, 1980.

TAYLOR, Alan M.; TAYLOR, Mark P.

APÊNDICE A – A Álgebra dos Modelos de Determinação da Taxa de Câmbio

Considera-se que a condição de equilíbrio do mercado monetário é dada por:

t t t

M P Y e

−η

Aplicando logaritmo na equação acima,

(

)

(

)

t t t

ln M P ln Y e

−η

(

)

(

)

(

)

(

)

t t t

ln M ln P ln Y ln e

−η

− = +

(

)

(

)

(

)

(

)

t t t

ln M ln P ln Y ln e

−

− = φ +η

(

)

(

)

(

)

(

)

t t t t

ln M ln P ln Y i

− = φ +η −

A representação dos logaritmos em letras minúsculas fornece a Equação (A1):

t t t t

m p y i

− = φ −η

(A1)

Considera-se que a contrapartida estrangeira da condição de equilíbrio do mercado monetário

é dada por:

t t t t

m p y i

∗ ∗ ∗ ∗

− = φ −η

(A2)

Subtraindo a Equação (A2) da Equação (A1), obtem-se a demanda relativa por moeda entre os

dois países:

(

)

(

)

(

)

(

)

t t t t t t t t

m p m p y i y i

∗ ∗ ∗ ∗

− − − = φ −η − φ −η

A equação acima pode ser rearranjada da seguinte forma:

(

)

(

)

t t t t t t t t

m p m p y i y i

∗ ∗ ∗ ∗

− − − = φ −η −φ +η

(

)

(

)

t t t t t t t t

m p m p y y i i

∗ ∗ ∗ ∗

− − − = φ −φ −η +η

Ao colocar-se os termos do lado direito em evidência, chega-se a oferta relativa de moeda,

Equação (A3):

(

)

(

)

(

)

(

)

t t t t t t t t

m p m p y y i i

∗ ∗ ∗ ∗

− − − = φ − −η −

(A3)

Da condição de paridade não-coberta de juros tem-se:

(

)

t t t t 1

i i E s

∗

− = ∆

(A4)

Sabendo-se que a depreciação esperada é dada por:

(

)

t t 1 t t 1 t

E s E s s

+ +

∆ = −

Pode-se reescrever a condição de paridade não-coberta de juros da seguinte forma:

t t t t 1 t

i i E s s

∗

− = −

Introduzindo a Equação (A4) na Equação (A3) obtem-se:

(

)

(

)

(

)

(

)

t t t t t t t t 1 t

m p m p y y E s s

∗ ∗ ∗

− − − = φ − −η −

Multiplicando ambos os lados por

( )

(

)

(

)

( )

t t t t t t t t 1 t

m p m p 1 y y E s s 1

∗ ∗ ∗

   

− − − × η = φ − −η − × η

   

( )

(

)

(

)

( )

t t t t t t t t 1 t

m p m p 1 y y 1 E s s

∗ ∗ ∗

   

− − − × η = φ − × η− −

   

( )

(

)

(

)

( )

t t t t t t t t 1 t

m p m p y y 1 E s s

∗ ∗ ∗

 

− − − −φ − × η = − −

 

Rearranjando esse último termo chega-se a Equação (A5), que representa o modelo monetário

de determinação da taxa de câmbio em sua formulação mais geral:

( )

( ) ( )

( )

t t t t t t t t t 1

s m p m p y y E s

∗ ∗ ∗

 

= − − − −φ − +

 

(A5)

•

Modelo Monetário com Preços Flexíveis

Considerando-se a Equação (A3), reproduzida a seguir:

(

)

(

)

(

)

(

)

t t t t t t t t

m p m p y y i i

∗ ∗ ∗ ∗

− − − = φ − −η −

E que o Modelo Monetário com Preços Flexíveis tem como pressuposto a Condição de

Paridade do Poder de Compra,

t t t

s = p p

∗

−

(A6)

Pode-se combinar as Equações (A3) e (A6) da seguinte forma:

(

)

(

)

t t t t t t t t

m p m p y y i i

∗ ∗ ∗ ∗

− − − = φ −φ −η +η

(

)

(

)

t t t t t t t t

m m p p y y i i

∗ ∗ ∗ ∗

− − + = φ − −η −

(

)

(

)

t t t t t t t t

m m p p y y i i

∗ ∗ ∗ ∗

− + + − = −φ − +η −

(

)

(

)

(

)

t t t t t t t t

p p m m y y i i

∗ ∗ ∗ ∗

− = − −φ − +η −

(

)

(

)

(

)

t t t t t t t t t

s p p m m y y i i

∗ ∗ ∗ ∗

= − = − −φ − +η −

Assim, o Modelo Monetário com Preços Flexíveis pode ser representado por:

(

)

(

)

(

)

t t t t t t t

s = m m y y i i

∗ ∗ ∗

− −φ − +η −

(A7)

A Equação (A7) também pode ser obtida a partir da Equação (A5), da seguinte forma:

( )

( ) ( )

( )

t t t t t t t t t 1

s m p m p y y E s

∗ ∗ ∗

 

= − − − −φ − +

 

Que rearranjada fornece:

(

)

( )

t t t t t t t t t 1

s m p m p y y E s

∗ ∗ ∗

 

η = − − + −φ − +η

 

(

)

(

)

( )

t t t t t t t t t 1

s p p m m y y E s

∗ ∗ ∗

 

η = − + + − −φ − +η

 

(

)

(

)

(

)

t t t t t t t t 1 t

p p m m y y E s s

∗ ∗ ∗

− = − −φ − +η −η

(

)

(

)

(

)

(

)

t t t t t t t t 1 t

p p m m y y E s s

∗ ∗ ∗

− = − −φ − +η −

(

)

(

)

(

)

(

)

t t t t t t t t 1

p p m m y y E s

∗ ∗ ∗

− = − −φ − +η ∆ (A8a)

Combinando a Equação (A4) com a Equação (A8a),

(

)

(

)

(

)

t t t t t t t t

p p m m y y i i

∗ ∗ ∗ ∗

− = − −φ − +η −

(A8b)

Se a PPC for mantida, de forma que

t t t

s = p p

−

, a Equação (A5) passa a ser:

(

)

(

)

(

)

t t t t t t t

s = m m y y i i

∗ ∗ ∗

− −φ − +η −

(A9)

A Equação (A9) representa o Modelo de Determinação da Taxa de Câmbio com Preços

Flexíveis.

•

Modelo Monetário com Preços Rígidos

Considerando a taxa real de câmbio como sendo dada por:

t t t t

q s p p

∗

= + −

(A10)

Rearranjando a Equação (A10) e a equação que representa o logaritmo do nível de preços que

deveria prevalecer quando o produto atinge o equilíbrio de mercado e calculando as suas

primeiras diferenças obtem-se:

t t t t

p s p q

∗

= + −

(

)

(

)

t t t t t 1 t 1 t 1

p s p q s p q

∗ ∗

− − −

∆ = + − − + −

(

)

t t t 1 t t 1 t t 1

p s s p p q q

∗ ∗

− − −

∆ = − + − − +

t t t t

p s p q

∗

∆ = ∆ +∆ −∆

(A11)

t t t

p s p q

∗

≡ + −

(

)

(

)

t t t t 1 t 1

p s p q s p q

∗ ∗

− −

∆ = + − − + −

(

)

t t t 1 t t 1

p s s p p q q

∗ ∗

− −

∆ = − + − − +

t t t

p s p

∗

∆ = ∆ +∆

(A12)

Considerando a relação de demanda agregada indicada pela Equação (A13a),

(

)

t t t

y y q q

− = δ −

(A13a)

Que defasada em 1 período fornece:

(

)

t 1 t 1 t 1

y y q q

− − −

− = δ −

(A13b)

E a relação de oferta agregada

(

)

t t t 1 t 1

p p y y

− −

∆ −∆ = ψ −

(A14)

Substituindo a Equação (A13b) na relação de oferta agregada,

(

)

(

)

t t t 1

p p q q

−

∆ −∆ = ψ δ −

(

)

t t t 1

p p q q

−

∆ −∆ = ψδ −

(A15)

Ao substituir-se os valores de

∆

na Equação (A15), obtem-se:

(

)

(

)

(

)

t t t t t t 1

s p q s p q q

∗ ∗

−

∆ +∆ −∆ − ∆ + ∆ = ψδ −

(

)

t t 1

q q q

−

−∆ = ψδ −

(

)

t t 1

q q q

−

∆ = −ψδ −

(A16)

Calculando-se a primeira diferença das Equações (A1) e (A2):

t t t t

m p y i

− = φ −η

t t t t

m p y i

∆ −∆ = φ∆ −η∆

t t t t

m p y i

∗ ∗ ∗ ∗

− = φ −η

t t t t

m p y i

∗ ∗ ∗ ∗

∆ −∆ = φ∆ −η∆

Subtraindo a primeira diferença da Equação (A1) da primeira diferença da Equação (A2):

(

)

(

)

(

)

(

)

t t t t t t t t

m p m p y y i i

∗ ∗ ∗ ∗

∆ −∆ − ∆ −∆ = φ ∆ −∆ −η ∆ −∆

(A17)

Finalmente, rearranjando a Equação (A11) e substituindo-a na Equação (A17):

t t t t

p s p q

∗

∆ = ∆ +∆ −∆

t t t t

p p s q

∗

∆ = ∆ −∆ +∆

(

)

(

)

(

)

(

)

t t t t t t t t t t

m p m p s q y y i i

∗ ∗ ∗

∆ −∆ − ∆ −∆ +∆ −∆ = φ ∆ −∆ −η ∆ −∆

(

)

(

)

t t t t t t t t t t

m p m p s q y y i i

∗ ∗ ∗

∆ −∆ −∆ + ∆ −∆ +∆ = φ ∆ −∆ −η ∆ −∆

(

)

(

)

(

)

t t t t t t t t

m m s q y y i i

∗ ∗ ∗

∆ −∆ −∆ +∆ = φ ∆ −∆ −η ∆ −∆

(

)

(

)

(

)

t t t t t t t t

s m m y y i i q

∗ ∗ ∗

−∆ = − ∆ −∆ +φ ∆ −∆ −η ∆ −∆ −∆

(

)

(

)

(

)

t t t t t t t t

s m m y y i i q

∗ ∗ ∗

∆ = ∆ −∆ −φ ∆ −∆ +η ∆ −∆ +∆

(A18)

A Equação (A18) representa o Modelo de Determinação da Taxa de Câmbio com Preços

Rígidos.

APÊNDICE B – Trajetória das variáveis determinantes da taxa de câmbio

GRÁFICO B1

M1 (Brasil) - dessazonalizado – US$ (bilhões)

(dados mensais – 1994:8 a 2005:12)

1994

1995 04

1995 08

199

1998

1999 04

1999 08

199

200

2003 04

2003 08

200

Nota: Base monetária e meios de pagamento (M1) dessazonalizada através do método X-11 Arima.

Fonte: Banco Central do Brasil

GRÁFICO B2

M1 (EUA) - dessazonalizado - US$ (bilhões)

(dados mensais – 1994:8 a 2005:12)

1000

1050

1100

1150

1200

1250

1300

1350

1400

1994

1995 04

1995 08

199

1998

1999 04

1999 08

199

200

2003 04

2003 08

200

Fonte: Federal Reserve Statistical Release

GRÁFICO B3

Produção Industrial (Brasil) – dessazonalizada (índice)

(dados mensais – 1994:8 a 2005:12)

GRÁFICO B5

Taxa de Juros (Brasil) – Over-Selic (% a.m.)

(dados mensais – 1994:8 a 2005:12)

0.00

1.00

2.00

3.00

4.00

5.00

6.00

7.00

8.00

1994 08

1994 12

1995 04

1995 08

995 12

996 04

996

1998 04

1998 08

1998 12

1999 04

1999 08

999 12

000 04

000

2002 04

2002 08

2002 12

2003 04

2003 08

003 12

004 04

004

Fonte: Banco Central do Brasil

GRÁFICO B6

Taxa de Juros (EUA) – Fundos Federais (% a.m.)

(dados mensais – 1994:8 a 2005:12)

GRÁFICO B7

Taxa de câmbio efetiva real (índice)

(dados mensais – 1994:8 a 2005:12)

50.00

70.00

90.00

110.00

130.00

150.00

170.00

190.00

1994

1995 04

199

1998

1999 04

1999 08

199

200

2003 04

2003 08

200

Nota: Taxa de câmbio efetiva real - IPCA - índice (2005.12=100)

Fonte: Banco Central do Brasil

APÊNDICE C – Resultados da Estimação do Modelo Monetário com Preços Flexíveis



Estudo da estacionariedade das séries através do correlograma

GRÁFICO C1

Correlograma da variável

(

dados mensais – 1994:8 a 2005:12

)

Fonte: Elaboração própria a partir das estimações da pesquisa. Intervalo de confiança de 95%.

GRÁFICO C2

Correlograma

⌢

(

dados mensais – 1994:8 a 2005:12

)

Fonte: Elaboração própria a partir das estimações da pesquisa. Intervalo de confiança de 95%.

GRÁFICO C3

Correlograma

⌢

(

dados mensais – 1994:8 a 2005:12

)

Fonte: Elaboração própria a partir das estimações da pesquisa. Intervalo de confiança de 95%.

GRÁFICO C4

Correlograma

⌢

(

dados mensais – 1994:8 a 2005:12

)

Fonte: Elaboração própria a partir das estimações da pesquisa. Intervalo de confiança de 95%.

 Resultados da estimação

TABELA C

Estimativas do vetor auto-regressivo (preços flexíveis)

(dados mensais – 1994:8 a 2005:12)

⌢

t 1

−

⌢

0.805522 -0.013697 -0.002375 -0.027185

(9.0652) (-1.8661) (-0.1564) (-2.0807)

t 2

−

⌢

0.045764 0.010644 -0.010018 0.029795

(0.5257) (1.4803) (-0.6737) (2.3278)

t 1

−

⌢

-0.834754 0.699072 0.083943 -0.125464

(-0.7918) (8.0281) (0.4661) (-0.8094)

t 2

−

⌢

1.893641 0.238109 -0.079354 0.191202

(1.7618) (2.6820) (-0.4322) (1.2098)

t 1

−

⌢

0.431441 0.091868 1.292910 -0.053039

(0.5613) (1.4472) (9.8493) (-0.4693)

t 2

−

⌢

-0.431797 -0.104386 -0.345940 0.090086

(-0.5794) (-1.6960) (-2.7180) (0.8222)

t 1

−

1.980424 0.070463 0.016238 1.284114

(2.2573) (0.9723) (0.1083) (9.9544)

t 2

−

-1.955418 -0.067707 0.023404 -0.348279

(-2.3042) (-0.9659) (0.1614) (-2.7911)

Constante

0.155886 -0.019245 -0.143261 0.261686

(0.3013) (-0.4503) (-1.6211) (3.4398)

Dummy

-0.044915 0.002040 -0.047336 0.059708

(-0.3527) (0.1939) (-2.1764) (3.1890)

0.8830 0.8998 0.9613 0.9936

ajustado 0.8746 0.8926 0.9585 0.9932

media variável dependente 1.5511 -0.0379 -0.4722 4.3371

erro padrão variável

dependente

0.7241 0.0646 0.2150 0.4584

soma do quadrado dos

resíduos

8.2166 0.0560 0.2397 0.1776

estatística Durbin-Watson 2.0056 2.1052 1.8582 1.7901

Fonte: Cálculos da autora a partir de dados da pesquisa

 Análise residual gráfica

GRÁFICO C5

Resíduo do VAR para

(

dados mensais – 1994:8 a 2005:12

)

Fonte: Elaboração própria a partir das estimações da pesquisa. Intervalo de confiança de 95%.

GRÁFICO C6

Resíduo do VAR para

⌢

(

dados mensais – 1994:8 a 2005:12

)

Fonte: Elaboração própria a partir das estimações da pesquisa. Intervalo de confiança de 95%.

GRÁFICO C7

Resíduo do VAR para

⌢

(

dados mensais – 1994:8 a 2005:12

)

Fonte: Elaboração própria a partir das estimações da pesquisa. Intervalo de confiança de 95%.

GRÁFICO C8

Resíduo do VAR para

⌢

(

dados mensais – 1994:8 a 2005:12

)

Fonte: Elaboração própria a partir das estimações da pesquisa. Intervalo de confiança de 95%.

APÊNDICE D – Resultados da Estimação do Modelo Monetário Com Preços Rígidos



Estudo da estacionariedade das séries através do correlograma (em primeira diferença)

GRÁFICO D1

Correlograma

∆

(

dados mensais – 1994:9 a 2005:12

)

Fonte: Elaboração própria a partir das estimações da pesquisa. Intervalo de confiança de 95%.

GRÁFICO D2

Correlograma

∆

⌢

(

dados mensais – 1994:9 a 2005:12

)

Fonte: Elaboração própria a partir das estimações da pesquisa. Intervalo de confiança de 95%.

100

GRÁFICO D3

Correlograma

∆

⌢

(

dados mensais – 1994:9 a 2005:12

)

Fonte: Elaboração própria a partir das estimações da pesquisa. Intervalo de confiança de 95%.

GRÁFICO D4

Correlograma

∆

⌢

(

dados mensais – 1994:9 a 2005:12

)

Fonte: Elaboração própria a partir das estimações da pesquisa. Intervalo de confiança de 95%.

101

GRÁFICO D5

Correlograma da variável

∆

(

dados mensais – 1994:9 a 2005:12

)

Fonte: Elaboração própria a partir das estimações da pesquisa. Intervalo de confiança de 95%.

 Resultados da estimação

TABELA D

Estimativas do vetor auto-regressivo (preços rígidos)

(dados mensais – 1994:8 a 2005:12)

∆

⌢

∆

⌢

∆

⌢

t 1

−

∆

0.995679 3.063679 0.680888 -0.160311 -0.633508

(3.6494) (1.6513) (2.5107) (-1.0828) (-2.0430)

t 1

−

∆

⌢

-0.036961 -0.088060 -0.037196 -0.011827 0.011563

(-2.9055) (-1.0180) (-2.9416) (-1.7133) (0.7998)

t 1

−

∆

-0.548357 -1.079594 -0.226835 0.239596 0.590632

(-2.0204) (-0.5849) (-0.8408) (1.6268) (1.9147)

t 1

−

∆

⌢

-0.199334 -0.826633 -0.193034 -0.260376 0.147915

(-1.2805) (-0.7809) (-1.2475) (-3.0823) (0.8360)

t 1

−

∆

⌢

0.006234 0.808040 0.001009 0.093078 0.324982

(0.0544) (1.0363) (0.0089) (1.4959) (2.4937)

Constante

0.001698 -0.032448 0.007342 -0.010156 0.004418

(0.2679) (-0.7526) (1.1651) (-2.9518) (0.6131)

Dummy

0.002485 0.016153 -0.000511 0.010841 -0.004508

(0.3436) (0.3285) (-0.0710) (2.7624) (-0.5484)

t 1

−

0.070891 -0.810512 0.015923 0.031160 0.052661

(1.0558) (-1.7752) (0.2386) (0.8552) (0.6901)

0.2535 0.1068 0.2422 0.1374 0.1861

ajustado 0.2124 0.0576 0.2005 0.0898 0.1413

media variável dependente 0.0016 -0.0171 0.0071 -0.0007 0.0072

erro padrão variável

dependente

0.0439 0.2729 0.0433 0.0221 0.0477

soma do quadrado dos

resíduos

0.1928 8.9161 0.1905 0.0567 0.2490

estatística Durbin-Watson 1.8395 2.0218 1.8461 2.1388 1.8999

Fonte: Cálculos da autora a partir de dados da pesquisa

102

 Análise residual gráfica

GRÁFICO D6

Resíduo do VAR para

∆

(

dados mensais – 1994:9 a 2005:12

)

Fonte: Elaboração própria a partir das estimações da pesquisa. Intervalo de confiança de 95%.

GRÁFICO D7

Resíduo do VAR para

∆

⌢

(

dados mensais – 1994:9 a 2005:12

)

Fonte: Elaboração própria a partir das estimações da pesquisa. Intervalo de confiança de 95%.

103

GRÁFICO D8

Resíduo do VAR para

∆

⌢

(

dados mensais – 1994:9 a 2005:12

)

Fonte: Elaboração própria a partir das estimações da pesquisa. Intervalo de confiança de 95%.

GRÁFICO D9

Resíduo do VAR para

∆

⌢

(

dados mensais – 1994:9 a 2005:12

)

Fonte: Elaboração própria a partir das estimações da pesquisa. Intervalo de confiança de 95%.

104

GRÁFICO D10

Resíduo do VAR para

∆

(

dados mensais – 1994:9 a 2005:12

)

Fonte: Elaboração própria a partir das estimações da pesquisa. Intervalo de confiança de 95%.

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