inflação não convergiam para o centro da meta. Em abril de 2013, diante do forte aumento da inflação (a inflação acumulava 6,6% em doze meses, 1,1% acima da inflação dos doze meses anteriores e 2,1% acima do centro da meta) e da inflação esperada que divergia cada vez mais do centro da meta, o BCB iniciou um ciclo de aperto monetário.
Em junho de 2013 o governo retirou todos os controles de capitais adotados em 2011. Assim como em 2008, em 2014 o BCB iniciou um programa de swap cambial, com objetivo de reduzir a volatilidade diante do aumento da aversão a risco. Nesse período o COPOM subiu a taxa Selic da mínima histórica de 7,25% a.a, gradualmente chegando em 11% a.a. em abril de 2014, quando fez uma pausa, no ano da eleição.
Nessa reunião onde decidiu encerrar o ciclo de aperto monetário, a mediana das projeções dos agentes do mercado apontava para uma inflação de 6,5% em 2014, ante a 6,3% na reunião anterior e de 6,0% para 2015, ante a 5,8% na reunião anterior. Nas projeções do BCB no cenário de referência (câmbio em R$2,20/US$ e da taxa Selic em 11%a.a.) e no cenário de mercado, a inflação para 2014 caia em relação a reunião anterior mas permanecia acima do centro da meta. Para 2015 a projeção de inflação também recuava em relação ao valor considerado na reunião do Copom de abril, mas encontrava-se acima da meta. Já no cenário de mercado, a projeção de inflação para 2015 manteve-se relativamente estável, ainda acima da meta. Mesmo diante deste quadro, o COPOM indicou que “neste momento” havia decidido por unanimidade manter a taxa Selic inalterada em 11%a.a..
Gráfico – Metas de Inflação, Expectativas e Inflação 12 meses
Fonte: BCB, IBGE 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 1,0 1,5 2,0 2,5 3,0 3,5 4,0 4,5 5,0 5,5 6,0 6,5 7,0 7,5 8,0 ag o /0 5 fe v/ 0 6 ag o /0 6 fe v/ 0 7 ag o /0 7 fe v/ 0 8 ag o /0 8 fe v/ 0 9 ag o /0 9 fe v/ 1 0 ag o /1 0 fe v/ 1 1 ag o /1 1 fe v/ 1 2 ag o /1 2 fe v/ 1 3 ag o /1 3 fe v/ 1 4 ag o /1 4 fe v/ 1 5
IPCA 12 Meses Piso da Banda Teto da Banda Centro da Meta Expectativa de Inflação Selic
A Função-Reação do Banco Central
Uma maneira de avaliar a função-reação do Banco Central é através da “Regra de Taylor”, que relaciona as respostas da política monetária, através da taxa de juros nominal de curto prazo, aos desvios da inflação em relação à meta e ao hiato do produto (desvio do produto em relação ao seu potencial). Taylor (1993, 1999) propõe um modelo simples que avalia qualitativamente a condução da política monetária em diversos períodos, à luz dos resultados na inflação e na variabilidade da inflação e do crescimento. Através do seu trabalho, concluiu-se que as respostas dos juros aos desvios da inflação e do crescimento foram muito pequenas no período do padrão ouro e aumentaram durante as décadas de 60 e 70 e entre os anos 80 e 90 tiveram um aumento ainda mais significante. Ele conclui que nos períodos onde a política monetária foi mais aderente a Regra de Taylor, os resultados econômicos foram superiores e representam uma boa política. Estudos posteriores confirmam esta conclusão (Rudebusch & Svensson 1998; Levin et al 1997).
Segundo Taylor (2010), a regra de Tayor é útil para a formulação de política monetária não só em países desenvolvidos, como também nos emergentes. Apesar de seguir uma fórmula matemática, esta deve ser utilizada como uma ferramenta, mas não mecanicamente. Um mínimo de discricionariedade é necessário, para se fazer predições da inflação futura, com base em dados de preços de commodities, emprego, produção industrial. Também em eventos como crises de liquidez nos mercados financeiros a atuação discricionária é mais eficiente do que seguir modelos. Estudos teóricos e empíricos mostraram que a magnitude da resposta dos juros na política monetária é de grande importância para a performance econômica. Uma propriedade essencial de uma boa boa política monetária é a mudança da taxa de juros mais do que proporcionalmente as variações da inflação.
Svensson (1999, 2002) admite que a regra de Taylor é um ótimo benchmark para boas políticas monetárias, mas é uma regra incompleta para a formulação da política monetária, por não indicar quando o Banco Central deve ou não desviar da regra e frequentemente o Banco Central tem que tomar decisões discricionárias, distintas das sugeridas pela regra. Neste sentido, são mais adequadas as políticas de metas de inflação com discricionariedade, utilizando-se métodos de otimização sobre objetivos específicos (como inflação e hiato do produto), porque estes encontram equilíbrios ótimos, trazem melhores respostas a choques transitórios e minimizam os custos na implementação da política monetária.
Em Clarida et al (1998, 2000) e Minella et al (2002) a regra de Taylor (1993) é adaptada para uma forma prospectiva (forward-looking). Como os principais Bancos Centrais tomam decisões baseadas em expectativas futuras e não a dados passados (são pró-ativos na adoção da política monetária), é razoável adotarmos os desvios da expectativa de inflação em relação a meta. Dokko et al (2009) e Bernanke (2010) também utilizaram uma forma forward-looking da Regra de Taylor, para justificar a política monetária adotada pelo FED durante “A Grande Moderação”, em resposta à crítica de Taylor (2007). Enquanto a Regra de Taylor tem importante contribuição para se avaliar os resultados pós-fatos e identificar as mudanças na condução da política
monetária ao longo da história, esta regra adaptada contribui para avaliar se as decisões tomadas foram corretas à luz das informações que se tinha quando foram tomadas.
A equação abaixo representa uma forma simples da função-reação, baseada Regra de Taylor forward-looking:
= + − + − +
Variáveis:
– taxa de juro nominal corrente
– expectativa corrente de inflação futura, “j” períodos à frente – meta de inflação corrente
– taxa de crescimento do PIB – PIB potencial
– resíduo da equação
Parâmetros:
c – constante, interpretada como a taxa de juro nominal de equilíbrio
– elasticidade da taxa de juros em relação aos desvios da inflação em relação a meta. Assume-se > 0.
– elasticidade da taxa de juros em relação aos desvios do PIB em relação ao PIB potencial. Assume-se > 0.
Espera-se > 1, porque os aumentos de inflação devem ser combatidos com aumentos do juro real, isto é, a taxa de juro nominal tem que subir mais do que proporcionalmente ao aumento da inflação.
Em Minella et al (2002), os autores estimaram uma função-reação do Banco Central do Brasil para o período de julho de 1999 a junho de 2002, primeiros anos após a implementação do sistema de metas no Brasil. Na função utilizada, os autores incorporaram a variável da taxa de juros defasada em um e dois períodos, afim de respectivamente suavizar o efeito da função-reação e evitar um efeito de auto- correlação dos resíduos no modelo, conforme abaixo:
= + + 1 − − + + −
Variáveis:
– taxa Selic – taxa definida pelo Banco Central. Numa segunda estimação os autores utilizam a diferença entre a Selic e sua tendência, utilizando um filtro HP
– hiato do produto – para medir o PIB os autores utilizaram os dados de produção industrial como proxy para o PIB e o potencial foi calculado através de um filtro HP
– expectativa de inflação – os autores utilizaram a expectativa apresentada no relatório trimestral de inflação e interpolaram para obter dados mensais. Também utilizaram uma segunda medida, a expectativa do mercado para o ano corrente e seguinte, via pesquisa do Banco Central
– meta de inflação anual
Para calcular a diferença entre a inflação esperada e a meta de inflação, dado que a meta não foi constante em todos os anos, os autores utilizaram a seguinte adaptação:
= 12 − "
12 − +
"
12 −
Parâmetros:
– constante, representa a taxa de juros de equilíbrio
# – grau de suavização da Selic. Quanto mais próxima de um for a soma, maior a persistência da taxa passada para a presente
– coeficiente do hiato do produto. Espera-se que seja maior do que zero, isto é, com a economia crescendo acima do potencial o Banco Central deve reagir com aumento de juros
– coeficiente dos desvios da inflação esperada sobre a meta. Espera-se que este coeficiente seja maior do que um, isto é, o Banco Central deve subir os juros reais para combater a inflação
Para esse trabalho, baseando-se em Minella et al (2002), foram estimadas funções-reação do BCB utilizando-se dados mais recentes, afim de avaliar a atuação do BCB no período de 2011 a 2014, vis-à-vis sua atuação em períodos anteriores.
Foram utilizados dados mensais no período entre julho de 2003 e outubro de 2014 e foram feitas algumas adaptações nas variáveis do modelo, conforme a seguir:
= + + + + − +
Variáveis:
– taxa Selic efetiva – taxa aplicada no mercado interbancário diariamente, função da taxa Selic Meta definida pelo Banco Central
– hiato do produto – o índice IBC-BR, foi utilizado como proxy para o PIB e o PIB potencial foi calculado através de um filtro HP
– expectativa de inflação – expectativa do mercado divulgada pelo Banco Central na pesquisa FOCUS, para doze meses à frente
– meta de inflação anual, ponderada por doze meses. Esta adaptação foi necessária, porque houve mudanças nas metas de 2003 para 2004 e de 2004 para 2005. A ponderação foi feita utilizando a formula abaixo:
= 12 − "
12 +
"
12
Neste modelo, diferentemente de Minella et al (2002), utilizei como variáveis o índice IBC-BR e as expectativas de mercado para doze meses. Estes dados ainda não existiam no período inicial utilizado pelos autores.
O IBC-BR é um indicador mais adequado do que a produção industrial, dado que é calculado mensalmente pelo próprio BCB afim de captar os movimentos do PIB utilizando uma ampla base de dados dos setores de agropecuária, indústria e serviços.
As expectativas de mercado para dozes meses, evitam a necessidade de fazer adaptação entre as expectativas para o ano corrente e seguinte e são divulgadas semanalmente pelo BCB, além de também serem utilizadas nas projeções trimestrais do BCB.
Todos os modelos foram estimados utilizando o método OLS ordinary least
squares (mínimos quadrados ordinários). A primeira equação foi estimada utilizando-
se os dados até o final de 2007, período anterior à crise financeira. O resultado encontra-se abaixo:
Regressão – Função-Reação do Banco Central, modelo 1 Período de 2003 à 2007
Variável Coeficiente Desvio-padrão Estatística t P-Valor
C 1,014988 0,256964 3,949918 0,0003 SELIC (-1) 1,731453 0,077621 22,30637 0,0000 SELIC (-2) -0,803812 0,06948 -11,56903 0,0000 DESVMETA 0,167727 0,067937 2,468849 0,171 HIATO(-6) 0,066537 0,02707 2,457935 0,0176 R quadrado: 0,994556 R quadrado ajustado: 0,994111
Todas as variáveis são significantes a um nível de significância de 5%.
Através do Teste de LM (anexo), com uma defasagem, a hipótese de ausência de autocorrelação dos resíduos não é rejeitada. Já o teste com quatro defasagens, a
hipótese de ausência de autocorrelação dos resíduos é rejeitada, indicando que pode haver omissão de variável relevante ou má especificação na forma funcional ou na especificação da dinâmica do modelo.
A soma dos coeficientes (SELIC(-1)) e (SELIC(-2)) é menor do que um, conforme o esperado e o valor de 0,93 indica uma alta persistência da Selic. Quanto mais próxima de 1, menor o poder explicativo das demais variáveis do modelo (maior a inércia da Selic).
Tanto o coeficiente (HIATO(-6)) como o coeficiente (DESVMETA) são maiores do que zero e indicam uma relação positiva da Selic com os desvios do produto em relação ao potencial e da expectativa de inflação em relação a meta, conforme esperado.
A escolha da defasagem do hiato do produto em seis meses, foi feita por tentativa e erro, levando em consideração que a resposta da inflação em relação ao
hiato do produto ocorre com defasagem9. Neste modelo o parâmetro (HIATO(-6))
ficou significante com dois trimestres de defasagem. Dado que nos próximos modelos utilizei a defasagem de três trimestres, coloco anexo o resultado deste primeiro modelo utilizando a defasagem de três trimestres, cujos resultados são similares, mas o parâmetro (HIATO(-9)) é estatisticamente insignificante.
Assumindo que no equilíbrio a expectativa futura converge para a meta e o hiato converge para zero, temos = = = ∗ e portanto a taxa de juros de
equilíbrio ∗ = %& %' %( .
O valor encontrado para ∗ foi de 14, mas deve-se ponderar que outros
trabalhos encontraram valores diferentes, devido ao período de análise. Pesa a isto o fato de que desde 1999 o Brasil atravessou um período, não linear, de queda dos juros nominais e reais. Pode-se interpretar como sendo o juro nominal de equilíbrio antes da crise financeira.
Assumindo que o Banco Central reage aos desvios da inflação em relação a
meta, com o aumento dos juros reais, espera-se que %)
%' %( > 1.
O valor encontrado foi de 2,3. Através do Teste de Wald (anexo), rejeita-se a
hipótese nula de que %)
%' %( = 1. Este teste reforça o resultado de que até o período
anterior à crise, o BCB seguiu o princípio de Taylor e reagiu de forma adequada. O gráfico abaixo mostra a Selic no período de 2003 à setembro de 2014 e a Selic projetada (projeção dinâmica) pelo modelo nesse período (utilizando como base de dados o período de 2003 à 2007).
9 Vide Relatório de Inflação, Setembro de 2007, BOX “Política Monetária e Defasagens do Mecanismo de Transmissão”
Gráfico – Função-Reação do Banco Central, modelo 1 4 8 12 16 20 24 28 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 SELIC SELICF1
Nota-se uma grande divergência da Selic esperada pelo modelo, tanto no período de 2009 à 2010, quanto no período posterior a 2011. Em ambos os períodos o Banco Central reagiu à crise proativamente, reduzindo as taxas de juros. Nota-se que em 2010 o Banco Central voltou a subir os juros, isto devido à recuperação da crise financeira, no mesmo momento que o modelo passa a incorporar os efeitos da queda do hiato (que estão defasados) e da redução dos desvios da expectativa de inflação em relação a meta. Em meados de 2011 a Selic quase converge ao valor projetado pelo modelo, mas a partir daí inicia-se uma grande divergência. O BCB voltou à reagir à crise financeira da Eurozona com a redução das taxas de juros, mesmo num momento que a inflação não convergia para a meta. A economia brasileira passou por um período de queda da atividade, mas não o suficiente para impactar a inflação, seja pelo fato de a crise não ter afetado tão fortemente o consumo no mesmo momento que não se estimulou o investimento. Diante da redução da crise econômica europeia, das surpresas inflacionárias e da não convergência das expectativas em relação a meta, em 2013 o Banco Central iniciou um aperto monetário, mas que foi encerrado em 2014 sem que a inflação desse sinais de convergência.
Afim de incorporar o período da crise de 2008, o segundo modelo abaixo foi estimado até o fim de 2010.
Regressão – Função-Reação do Banco Central, modelo 2 Período de 2003 à 2010
Todas as variáveis são significantes a um nível de significância de 5%.
Através do Teste de LM (anexo), com uma e quatro defasagens, a hipótese de ausência de autocorrelação dos resíduos não é rejeitada.
A soma dos coeficientes (SELIC(-1)) e (SELIC(-2)) é menor do que um, conforme o esperado e o valor de 0,98 indica uma alta persistência da Selic, ainda maior do que o modelo que não incorpora a crise de 2008.
Tanto o coeficiente (HIATO(-6)) como o coeficiente (DESVMETA) são maiores do que zero e indicam uma relação positiva da Selic com os desvios do produto em relação ao potencial e da expectativa de inflação em relação a meta, conforme esperado.
O valor encontrado para ∗ foi de 10,8, valor menor do que o encontrado no
modelo 1. Esperava-se uma redução na taxa de juro de equilíbrio, porque este modelo incorporar o período da crise financeira, que teve como consequência a queda dos juros capazes de estabilizar a inflação no Brasil e no mundo.
Este modelo indicou uma função-reação ainda mais agressiva (hawkish) do
Banco Central %)
%' %( = 7,5. Através do Teste de Wald (anexo), rejeita-se a hipótese
nula de que %)
%' %( = 1
O período incluído incorpora o ciclo de aperto monetário de 2008 que levou a taxa Selic acima da indicação do modelo, o ciclo de queda durante a crise financeira onde a taxa corrente e o modelo divergem bastante e o posterior ciclo de aperto que leva ambas as taxas observadas e projetadas próxima a convergência.
O terceiro modelo, foi estimado até o período de setembro de 2012, período posterior à crise da Eurozona.
Variável Coeficiente
Desvio-
padrão Estatística t P-Valor
C 0,213473 0,09084 2,349996 0,0212 SELIC (-1) 1,647846 0,049247 33,46108 0,0000 SELIC (-2) -0,66763 0,046226 -14,44276 0,0000 DESVMETA 0,147926 0,03945 3,74971 0,0003 HIATO(-9) 0,019312 0,007951 2,429055 0,0173 R quadrado: 0,997188 R quadrado ajustado: 0,997051
Regressão – Função-Reação do Banco Central, modelo 3 Período de 2003 à 2012
A constante não é estatisticamente significante e todas as demais variáveis são significantes a um nível de significância de 5%.
Através do Teste de LM (anexo), com uma e quatro defasagens, a hipótese de ausência de autocorrelação dos resíduos não é rejeitada.
A soma dos coeficientes (SELIC(-1)) e (SELIC(-2)) é menor do que um, conforme o esperado e o valor de 0,991 indica uma alta persistência da Selic, ainda maior do que os modelos anteriores, indicando que os demais parâmetros passaram a ter menor relevância.
Tanto o coeficiente (HIATO(-9)) como o coeficiente (DESVMETA) são
maiores do que zero e indicam uma relação positiva da Selic com os desvios do produto em relação ao potencial e da expectativa de inflação em relação a meta, conforme esperado.
O valor encontrado para ∗ foi de 7,4. Como o valor da constante não é
estatisticamente significante, não é possível afirmar que esta é a taxa de juro nominal de equilíbrio deste período. O período analisado incorpora a crise financeira e a crise da Eurozona, onde o mundo passou por um processo de redução de juros reais e o BCB também reduziu a taxa Selic e os juros chegaram ao menor nível da história em termos nominais e reais. Apesar de se esperar uma taxa de juro de equilíbrio menor nesse período, o fato da inflação e das expectativas não terem convergido para a meta sugere que a taxa de juro de equilíbrio deveria ser mais alta do que 7,4.
Este modelo indicou uma função-reação do Banco Central %)
%' %( = 7,9, mais
dura (hawkish) diferente do que era esperado. Através do Teste de Wald (anexo), a hipótese nula de que %)
%' %( = 1 não é rejeitada. A partir deste resultado, não
podemos afirmar que a reação foi mais dura, pelo contrário, percebe-se que o valor de é menor do que nos modelos anteriores, mas em função da alta persistência da
Selic o denominador 1 − − ficou muito próximo de zero aumentando a
variabilidade do resultado.
O resultado indica que o Banco Central pode ter deixado de seguir o princípio de Taylor no período mais recente (hipótese a ser testada). Este resultado era esperado, porque incorpora um ciclo de queda de juros, em que as expectativas de
Variável Coeficiente
Desvio-
padrão Estatística t P-Valor
C 0,066102 0,072176 0,915847 0,3618
SELIC (-1) 1,705633 0,044132 38,64825 0,0000 SELIC (-2) -0,714509 0,042772 -16,70489 0,0000 DESVMETA 0,079324 0,031764 2,497311 0,0141 HIATO(-9) 0,023347 0,007648 3,052756 0,0029
inflação ficaram consistentemente acima da meta e a inflação faz um vale acima do centro da meta e volta a tendência de alta.
Abaixo a comparação dos três modelos a taxa Selic no período de 2003 à agosto de 2014.
Gráfico – Função-Reação do Banco Central, modelos 1, 2 e 3
4 8 12 16 20 24 28 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 SELIC SELICF1 SELICF2 SELICF3
O terceiro modelo (SELICF3 - até 2012), diferentemente dos anteriores, indica que a taxa Selic esteve acima da taxa de equilíbrio nos períodos de 2010 e 2011 e ao incorporar todas as crises, justifica a atuação do BCB em reduzir os juros. Apesar disso, o resultado indica que a redução dos juros foi muito acima do que deveria no período posterior a crise de 2011 e a incapacidade de trazer a inflação para a meta no ciclo de aperto monetário iniciado em 2013 e encerrado em 2014. Os juros nominais e reais da economia subiram, mas não de forma a trazer um processo de convergência da inflação para a meta, sugerindo uma perda de credibilidade do Banco Central. Os modelos serviram também para avaliar a Selic de forma contrafactual, porque os parâmetros foram estabelecidos até uma determinada data e a Selic foi estimada utilizando a projeção dinâmica. O fato deles não ganharem uma grande aderência a partir das datas projetadas indica que pode ter ocorrido uma mudança na função-reação do Banco Central.
Afim de verificar a tese de mudança da função-reação do Banco Central e testar se este deixou de seguir o princípio de Taylor, foram estimados os modelos abaixo, que utilizam todo o período de outubro 2003 à setembro de 2014. A motivação deste exercício é procurar dar maior aderência ao modelo, utilizando todo o conjunto de informação, avaliar e incorporar o efeito das crises no modelo e incluir um efeito de mudança de regime de governo.
O primeiro modelo (modelo 4) servirá apenas de base de comparação para os modelos 5 e 6, já que o período analisado é exatamente o mesmo. Neste modelo ainda não foram incluídas as variáveis que testam a mudança de parâmetros da função-reação (incluída nos modelos 5 e 6) e nem as dummies de crise (incluídas no modelo 6).
Regressão – Função-Reação do Banco Central, modelo 4 Período de 2003 à setembro de 2014
A constante não é estatisticamente significante e todas as demais variáveis são significantes a um nível de significância de 5%.
Através do Teste de LM (anexo), com uma defasagem, a hipótese de ausência de autocorrelação dos resíduos não é rejeitada. Já o teste com quatro defasagens, a hipótese de ausência de autocorrelação dos resíduos é rejeitada, indicando que pode haver omissão de variável relevante ou má especificação na forma funcional ou na especificação da dinâmica do modelo.