Estimação do Modelo de Ball Modificado com o Procedimento de

A seguir, adicionou-se o inverso da razão de Mill calculado na estimação probit anterior às equações de interesse (20) e (21) e estimaram-se as regressões de mínimos quadrados ordinários (MQO) com erro padrão e variância consistente de White. A Tabela 9 mostra os resultados.

Na primeira regressão, os coeficientes da velocidade de desinflação, variação da taxa de câmbio real, dummy RMI e inflação inicial são negativos, mas somente o primeiro é significante a 10%. Por sua vez, o coeficiente da dummy País Renda Alta é positivo e significante a 1%, enquanto o coeficiente da dummy País Renda Média-alta é não significante.

Na segunda regressão, os coeficientes da velocidade da desinflação, variação da taxa de câmbio real, dummy RMI e inflação inicial são negativos. Os dois primeiros são significantes a 5%. Já o coeficiente da dummy País Renda Alta é positivo e significante a 5%, porém o coeficiente da dummy cruzada foi positivo, mas não significante.

Então, de acordo com ambas as regressões, determinariam a razão de sacrifício a dummy País Renda Alta, a proxy da velocidade de desinflação, mas não a inflação inicial e a dummy RMI. Somente na segunda regressão, com a inclusão da dummy cruzada País Renda Alta e TCR, a variação acumulada da taxa de câmbio real passou a ser significante.

Conforme a primeira regressão, a razão de sacrifício seria decrescente na velocidade de desinflação e crescente na dummy País Renda Alta.

Todavia, a segunda regressão com inclusão dummy cruzada ou de interação se mostrou melhor ajustada. De acordo com os resultados da estimação, a razão de sacrifício seria explicada

pela proxy da velocidade de desinflação, variação acumulada da taxa de câmbio real e dummy País Renda Alta. Todavia, a dummy de interação renda alta e cambio real não se apresentou significante. Além disso, a razão de sacrifício seria decrescente na velocidade de desinflação e na variação da taxa de câmbio real e crescente na dummy País Renda Alta.

A velocidade de desinflação contribuiria para a redução da razão de sacrifício, na segunda regressão, na razão de 1 ponto base para 69 pontos, o que revela uma grande sensibilidade da razão de sacrifício à variação da velocidade de desinflação.

De outra parte, a redução da variação acumulada taxa de câmbio real reduz a razão de sacrifício, ou seja, uma apreciação cambial real contribui para a redução da razão de sacrifício. A proporção da redução é de 1 para 0,24 pontos, o que mostra uma baixa sensibilidade da razão de sacrifício à variação da taxa de câmbio real, possivelmente devido a um menor pass-through da variação da taxa de câmbio real aos preços.

A seu turno, a dummy RMI não seria significante. Vale dizer o fato de um país adotar o regime de metas da inflação não acarreta impacto sobre a razão de sacrifício, o que se coaduna com as conclusões de Bernanke et al. (1999).

Com relação ao efeito da dummy de renda, a dummy País Renda Alta concorreria para aumentar a razão de sacrifício se o país for de renda alta na proporção de 1 para aproximadamente 8, proporção menor do que a estimada na primeira regressão. Isso significaria que um país com renda alta tenderia a ter uma razão de sacrifício maior do que os países de renda média-alta e de renda média da amostra, porque aqueles países teriam inflação mais baixa, o que tornaria a desinflação mais custosa.

O teste do viés de seleção do coeficiente do inverso da razão de Mill não rejeita a hipótese nula de ausência de viés de seleção da regressão.

Tabela 9 – Estimação por MQO do Modelo de Ball Modificado com o Procedimento de Heckman

Variável Dependente: Razão de Sacrifício Equação (20) Equação (21)

C -4,017 -0,697

(8,152) (7,515)

Inflação Inicial -0,202 -0,290

(0,446) (0,445)

Proxy Velocidade de desinflação -62,667*** -69,954**

(32,418) (30,100)

Dummy RMI -4,758 -5,022

(6,421) (6,602)

TCR -0,127 -0,241**

(0,114) (0,110)

Inverso da Razão de Mill 8,283 8,941

(7,246) (7,125)

Dummy País Renda Alta 9,775* 8,166**

(3,525) (3,177)

Dummy País Renda Média-alta 3,648 -

(4,295) -

Dummy Cruzada País Renda Alta e RER - 0,282

- (0,173)

R 0,270 0,305

Tamanho da Amostra 38 38

Desvio-padrão entre parênteses. *** significante a 10%.** significante a 5%.* significante a 1% Erro Padrão e Variância Consistente de White

5 CONCLUSÕES

Este trabalho teve por objetivo investigar se razão de sacrifício de países de economia emergente e em desenvolvimento é afetada pela velocidade de desinflação, pelo fato de um país adotar o regime de metas de inflação e de um país ser de alta renda e pela variação da taxa de câmbio nominal e real (depreciação ou apreciação), controlando-se o viés de seleção por meio do procedimento de Heckman.

Com o propósito de se investigar se a variação da taxa de câmbio real ou nominal acumulada produziria algum efeito na razão de sacrifício, testou-se o modelo de Ball (1994) modificado por Gonçalves e Carvalho (2006) e alterado, primeiro, para incluir a dummy RMI e a variação da taxa de câmbio nominal ou real e excluir a razão entre a dívida pública e o PIB e, segundo, para incluir as dummies de renda.

Os melhores resultados no primeiro caso foram obtidos com a estimação de mínimos quadrados ordinários da regressão da razão de sacrifício como variável dependente e da inflação inicial, da proxy da velocidade de desinflação, da dummy RMI e da variação acumulada da taxa de câmbio nominal, como variáveis explicativas.

De acordo com essa estimação, a razão de sacrifício seria explicada pela proxy da velocidade de desinflação e pela variação acumulada da taxa de câmbio nominal, mas não pela inflação inicial e pela RMI. Além disso, a razão de sacrifício seria decrescente na velocidade de desinflação e na variação da taxa de câmbio nominal.

No segundo caso, a regressão que tem como regressores: inflação inicial, proxy da velocidade de desinflação, TCN e as dummies de renda alta se mostrou melhor ajustada. Conforme esse resultado, a razão de sacrifício seria explicada pela proxy da velocidade de desinflação, variação acumulada da taxa de câmbio nominal, dummy RMI e dummy País Renda Alta. Além disso, a razão de sacrifício seria decrescente na velocidade de desinflação e na variação da taxa de câmbio nominal e na dummy RMI e crescente na dummy País Renda Alta.

Encontrou-se evidência, para a amostra de países selecionados e no período referido, de que a razão de sacrifício variaria de maneira inversamente proporcional com a velocidade de desinflação ou a variação da inflação durante o episódio de desinflação, de modo que quanto maior a velocidade de desinflação menor a razão de sacrifício, conforme defendido por Sargent (1983).

A seguir, a fim de se controlar o viés de seleção de um país adotar o RMI, aplicou-se o procedimento de Heckman (1979). Fez-se então a estimação probit em que a variável dependente é a decisão de um país adotar o RMI e as variáveis explicativas a média da variação acumulada da

taxa de câmbio nominal ou real e a média da tendência de inflação, anteriores à adoção do regime de meta de inflação.

De acordo com os resultados, a melhor estimação foi obtida com a equação que considera a média da tendência de inflação e da variação do câmbio real, respectivamente, de oito e vinte trimestres anteriores à adoção do RMI. Essa estimação apresentou coeficientes positivos e significantes para ambas as variáveis. Esse resultado indica que a escolha do RMI por um país é positivamente relacionada com a média da inflação passada e da média da variação da taxa de câmbio real, mas com defasagem de tempo maior para a variável preditora da variação da taxa de câmbio real.

A correlação positiva da média da inflação passada com o fato de um país escolher adotar o RMI foi apontada por Gonçalves e Carvalho (2006), enquanto a correlação positiva com a média da taxa de câmbio real encontra suporte em Bogdanski, Tombini e Werlang (2000) e Goldfajn e Werlang (2000), segundo os quais o coeficiente de pass-through é inversamente proporcional ao grau de apreciação da taxa de câmbio real no momento anterior à desvalorização, pois nesse caso o país estaria em melhores condições de adotar o RMI.

Em seguida estimou-se a equação de interesse acrescida do valor estimado do inverso da razão de Mill como variável explicativa. A melhor estimação via mínimos quadrados ordinários foi da regressão da razão de sacrifício em função da inflação inicial, da proxy da velocidade de desinflação, da dummy RMI e da variação acumulada da taxa de câmbio real e do inverso da razão de Mill e dummy País Renda Alta e dummy Cruzada Renda Alta e TCR.

Os resultados da estimação apontaram que a razão de sacrifício não seria determinada nem pela inflação inicial nem pela dummy RMI, mas pela proxy da velocidade de desinflação, pela variação acumulada da taxa de câmbio real e pela dummy País Renda Alta.

Além disso, a razão de sacrifício seria decrescente na velocidade de desinflação e na variação da taxa de câmbio real e crescente na dummy País Renda Alta.

No que concerne ao efeito da velocidade de desinflação, o resultado indicou que a razão de sacrifício varia inversamente proporcional à velocidade de desinflação, isto é, quanto maior velocidade de desinflação menor a razão de sacrifício, conforme sustenta Sargent (1983).

Com respeito à influência da taxa de câmbio, uma variação acumulada negativa da taxa de câmbio real, ou seja, uma apreciação cambial real contribuiria para a redução da inflação doméstica e diminuiria a razão de sacrifício, o que está de acordo com Bogdanski, Tombini e Werlang (2000) e Goldfajn e Werlang (2000).

A seu turno, o coeficiente da dummy RMI encontrado não foi significante. Vale dizer o fato de um país adotar o regime de metas da inflação não importa para a determinação da razão de sacrifício, o que se ajusta as conclusões de Bernanke et al. (1999).

Com relação ao efeito da dummy de renda, ela concorreria para aumentar a razão de sacrifício. Isso significaria que um país com renda alta tenderia a ter uma razão de sacrifício maior do que os países de renda média-alta e de renda média-baixa da amostra, porque aqueles países teriam inflação mais baixa, o que tornaria a desinflação mais custosa.

Por último, o teste do viés de seleção do coeficiente do inverso da razão de Mill não rejeita a hipótese nula de ausência de viés de seleção da regressão, o que mostra que no modelo testado não existe viés de seleção.

Como corolário, o regime de metas de inflação apesar de representar uma âncora nominal para os preços da economia não concorre para a redução da razão de sacrifício. Além disso, a desinflação somente é obtida ao custo de certa redução no produto, custo esse que será tanto menor quanto maior a velocidade de desinflação. Por fim, a variação da taxa de câmbio constitui questão relevante, dados os efeitos do pass-through ou transmissão da variação da taxa de câmbio nominal sobre os preços domésticos, conforme aponta Reys (2004).

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APÊNDICE A

TABELA 10 - Classificação dos Países da Amostra

Países Com Meta de Inflação

Ano de adoção

Classificação Banco Mundial

Classificação FMI Países sem Meta de Inflação

Classificação Banco Mundial

Brasil 1999 renda média alta emergente Marrocos renda média baixa

Peru 2002 renda média baixa em desenvolvimento Argentina renda média alta

Korea 1998 renda alta OCDE desenvolvido Lituania renda média alta

Filipinas 2002 renda média baixa em desenvolvimento Jordania renda média baixa

Rep. Tcheca 1998 renda alta OCDE emergente Malasia renda média alta

Tailandia 2000 renda média baixa em desenvolvimento Croacia renda média alta

Israel 1992 renda alta não-

OCDE

desenvolvido Bulgária renda média alta

México 1999 renda média alta emergente Casaquistão renda média alta

Indonésia 2005 renda média baixa em desenvolvimento Bolívia renda média baixa

Rep. Slovaca 2005 renda alta OCDE emergente Geórgia renda média baixa

Turquia 2006 renda média alta emergente Botswana renda média alta

Colômbia 2005 renda média baixa em desenvolvimento

Polônia 2005 renda média alta emergente

Hungria 2006 renda alta OCDE emergente

Chile 1990 renda média alta emergente