Taylor (2000a) afirma que o Banco Central do Brasil e outros bancos centrais utilizaram instrumentos condizentes com cinco componentes chaves, tal como descrito a seguir:
1. O PIB real de longo prazo, ou PIB potencial, pode ser entendido no modelo de Solow com a tecnologia explicitamente endógena;
2. No longo-prazo não existe trade-off entre inflação e desemprego, de tal forma que a política monetária afeta a inflação e é neutra com respeito às variáveis reais;
3. Em razão da rigidez temporária de preços e salários, existe um trade-off de curto prazo entre inflação e desemprego, com implicações para a flutuação econômica no PIB potencial;
4. As expectativas de inflação e políticas de decisões futuras são endógenas e quantitativamente significativas;
5. Decisões de política monetária são mais consistentes quando expostas como uma regra ou uma função de reação, com a taxa de juros de curto prazo sendo o instrumento monetário utilizado.
O mais importante é que os bancos centrais tenham uma função objetivo, definindo suas preferências acerca da meta da taxa de inflação, da taxa de câmbio ou da taxa de desemprego, por exemplo. Ao mesmo tempo, esta função objetivo deve ser submetida a uma regra de política monetária, a função reação.
Com o objetivo de descrever o comportamento dos bancos centrais, Taylor (2000a) propôs o seguinte modelo genérico:
(1) y=−ar+u
(2) r=bπ +v
(3) π =π−1+cy−1+w
Onde yé o PIB potencial, r a taxa de juros real e π a taxa de inflação. Os parâmetros , e são positivos. Ainda, , e são choques aleatórios, e, e
a b c u v w y−1 π−1 são
termos defasados em um período.
A equação (1) relaciona negativamente o PIB potencial com a taxa de juros real e descreve uma situação análoga à curva IS. A equação (2) é a função de reação, que mostra o instrumento de política monetária e suas variáveis de interesse. Ela descreve a relação entre a taxa de juros real e a taxa de inflação, sendo comportamento de muitos bancos centrais, como o brasileiro. Os aumentos na taxa de juros nominal são utilizados
pelo Banco Central para reprimir aumentos indesejados na taxa de inflação. A equação (3) é uma curva de Phillips aumentada, sinalizando aumentos na taxa de inflação quando o PIB real está acima do potencial.
Substituindo (2) em (1), tem-se a relação y =−abπ +u−av, que mostra os movimentos da taxa de inflação e do PIB potencial. Crescimentos indesejados na taxa de inflação são combatidos via aumentos na taxa nominal de juros acima da taxa de inflação, aumentando a taxa de juros real e reduzindo o PIB, como descrito na função de reação (2). No gráfico abaixo, a curva AD , demanda agregada, é a relação taxa de inflação e PIB real. Um estímulo positivo e permanente, como um choque de demanda ou política fiscal expansionista, desloca a curva AD para AD1. O PIB aumenta no curto prazo, pois a taxa de inflação não aumenta imediatamente, em razão da rigidez temporária de preços e salários. Com o ajustamento mais lento da taxa de inflação na curva IA , ajustamento da inflação, o PIB potencial volta à posição original. No entanto, agora, a taxa de inflação é m s alta (ai IA pontilhado), em um novo ponto de equilíbrio, qual seja, o “Novo Equilíbrio”. A curva IA desloca-se para cima quando o PIB está acima do potencial, e para baixo, caso contrário. Ainda, IA é horizontal, refletindo o aumento lento da taxa de inflação:
Gráfico 1
A função de reação usualmente utilizada é a que sugere a taxa de juros como função das variáveis de interesse da autoridade monetária. O artigo de Taylor (1999) corrobora esta
idéia, mas sugere que aumentos da taxa de juros para controlar taxas de inflação indesejáveis funcionam como numa “quimioterapia”, afetando “células saudáveis e doentes”. Isto é, aumentos na taxa de juros para conter a taxa de inflação podem também afetar a atividade econômica e o emprego. É importante notar que se mantém o conceito de demanda e oferta de moeda, uma vez que políticas de taxas de juros trazem implicações neste sentido. Ainda, a autoridade monetária deve conhecer bem a sensibilidade das variáveis macroeconômicas com relação à taxa de juros, isto é, os sinais e tamanho dos coeficientes de suas variáveis de interesse, sem perder de vista o respeito e compromisso com a regra estabelecida na função de reação para, com isto, poder-se transmitir credibilidade na política econômica adotada. Isto significa que o Banco Central deve conhecer o grau em que a taxa de inflação, o produto real ou o emprego flutuam sobre a meta estabelecida, podendo assim medir com mais precisão os efeitos da política econômica sobre a performance da economia.
Em Salgado, Garcia e Medeiros (2001), são apresentadas cinco regras de políticas monetárias, sendo a última delas a que propõem para o Brasil no período pós-implementação do Plano Real. Estes autores argumentam que a taxa de juros foi o principal instrumento de política monetária e o objetivo era controlar a taxa de inflação. O Banco Central do Brasil tinha como objetivo principal controlar a taxa de inflação através da “âncora cambial”. Segue, então, a função de reação da taxa de juros que propuseram para ilustrar a condução da política econômica brasileira no período:
(1)it =a+bit−1+cπt +dyt +e∆Rt
Onde, i é a taxa nominal de juros, π a taxa de inflação, o produto e a variação nas reservas internacionais. E, ainda, onde a, , , e e são parâmetros. Esta equação funciona de forma similar à equação (2) de Taylor (2000a). A intuição é que a autoridade monetária brasileira, através do COPOM (Comitê de Política Monetária), determinou como variáveis de interesse a taxa de inflação, o produto e a variação das reservas internacionais (em razão do regime de câmbio fixo). Reduções indesejadas nas reservas internacionais e/ou aumentos indesejados na taxa de inflação são combatidos via aumentos na taxa de juros nominal. Ao mesmo tempo, a autoridade monetária não perde de vista o nível do produto (que reflete o nível de emprego da economia),
y ∆Rt
minimizando os efeitos deletérios do aumento da taxa de juros sobre a atividade econômica. 5
Conclui-se com o apresentado neste tópico que a segunda geração de modelos de crises cambiais é a mais adequada para o caso brasileiro, quando é possível observar algumas características fundamentais, tais como: função de reação, função de perdas e taxa de câmbio fixo (“âncora cambial”).
5
É relevante, entretanto, notar o que Clarida, Gali e Gertler (1999) comentaram a respeito dos tamanhos dos parâmetros da função de reação dos bancos centrais. Estes autores atentaram para a importância do custo social do combate às taxas de inflação indesejadas via aumentos na taxa de juros, no caso de grandes coeficientes para a taxa de inflação. Os autores, no entanto, também reiteram o argumento da necessidade de uma regra de política monetária, afirmando que este compromisso reduz o viés inflacionário e os possíveis custos do trade-off entre produto e taxa de inflação.
4. Estimação
Nesta seção estão os resultados das regressões das equações da taxa de desemprego, da função de reação e da expectativa de desvalorização, de acordo com o modelo proposto na seção 2.
Com o objetivo de investigar a política econômica brasileira durante os primeiros cinco anos do Plano Real, buscou-se dados de janeiro de 1994 até junho de 1999, com periodicidade mensal. A intenção foi observar desde o período prévio à implementação do plano até as conseqüências da quebra do regime cambial. Os dados utilizados são os seguintes: taxa de desemprego, taxa de inflação, salário real, taxa de juros real, taxa de juros nominal (Selic), taxa de câmbio e reservas internacionais.
Apesar de serem de diferentes fontes, todos os dados foram obtidos no Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada (IPEA). A seguir, descreve-se cada um deles:
• Taxa de Desemprego
Dados do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE), proveniente da Pesquisa Mensal de Emprego (PME). Referem-se ao desemprego aberto para pessoas com quinze anos ou mais de idade, nas regiões metropolitanas (Recife, Salvador, Belo Horizonte, Rio de Janeiro, São Paulo e Porto Alegre).
• Taxa de Inflação
Dados do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE). Referem-se ao Índice Nacional de Preços ao Consumidor Amplo (IPCA).
• Salário Real
Dados do Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada (IPEA). São séries em reais (R$), deflacionando-se o salário mínimo nominal pelo Índice Nacional de Preços ao Consumidor (INPC) do IBGE.
• Taxa de Juros Nominal (Selic) Dados do Banco Central do Brasil.
• Taxa de Juros Real
Série de dados elaborada pelo autor a partir da Taxa de Juros Nominal (Selic) e da Taxa de Inflação (IPCA), utilizando:
( )
( )
1 1 1 − + + = π i r Onde:r = Taxa de Juros Real i = Taxa de Juros Nominal
π= Taxa de Inflação • Taxa de Câmbio
Dados do Banco Central do Brasil. Correspondem à Taxa de Câmbio comercial para compra Real (R$) / Dólar americano (US$) – média do período.
• Reservas Internacionais
Dados do Banco Central do Brasil. Correspondem à liquidez internacional em bilhões de dólares norte-americanos.
Em todos os testes os dados estão em nível. Para efeitos de possíveis problemas causados pela tendência comum às séries foi usado um termo de tendência determinística (Tendência). Com o intuito de anular problemas de correlação serial dos resíduos ou heterocedasticidade utilizou-se o método White. Os resultados em Mínimos Quadrados Ordinários (MQO) e em Mínimos Quadrados Ordinários em Dois Estágios (VI) apresentam variáveis explicativas defasadas em um período. Em VI utilizam-se as mesmas como variáveis instrumentais, porém, defasadas em dois períodos. Espera-se com as estimações em VI eliminar problemas de correlação entre os resíduos e variáveis explicativas das regressões. Por fim, nota-se que os resultados em MQO e VI em cada uma das tabelas são bastante semelhantes e satisfatórios.
1. Equação da Taxa de Desemprego 2. Função de Reação do Banco Central
3. Expectativa de Desvalorização da Taxa de Câmbio
Tabela 1 – Equação da Taxa de Desemprego
Variável Dependente: DESEMPREGO
MQO VI
Variável
Independente Coeficiente Coeficiente
Constante 1.140839 (1.96) 1.180500 (2.23) Tendência 0.024877 (2.01) 0.029110 (2.53) Desemprego 0.664440 (4.81) 0.603819 (4.21) Selic 0.015691 (2.46) 0.022965 (2.31) Câmbio -0.078292 (-0.22) 0.041069 (0.09) 2 R 0.848278 0.845765 2 R ajustado 0.838329 0.835651 Durbin-Watson 1.935243 1.829714 Estatística F 85.26248 77.73442 Prob.(estatística F) 0.000000 0.000000
Nota: Como variável instrumental foram utilizadas as séries defasadas em dois períodos. Os números entre parênteses são as estatísticas t.
Ao analisar a tabela 1, observa-se o coeficiente da tendência determinística positivo, o que não é uma surpresa, sabendo do importante aumento da taxa de desemprego ao longo do período. Ainda, esta estimativa mostrou-se significante a 5% em MQO e VI. Da mesma forma, mostraram-se significantes a 5% e com os coeficientes positivos o grau de persistência da taxa de desemprego e a taxa Selic. O resultado em MQO sugere que a cada aumento de uma unidade da Selic implicaria em aumento de 0,16 vezes na taxa de desemprego; e em VI, o aumento unitário na Selic implicaria em aumento de 0,02 na taxa de desemprego. Nas duas situações pode-se dizer que a taxa de desemprego mostrou-se pouco elástica com respeito à taxa Selic. A significância estatística da Selic corrobora a idéia de que a taxa de desemprego é em parte explicada por esta variável, principal instrumento de política monetária do Banco Central do Brasil para o período de verificação dos dados. Por seu turno, a taxa de câmbio apresentou sinal negativo,
sugerindo o seguinte raciocínio: aumentos da taxa de câmbio implicam pressão sobre os preços que, por conseguinte, pressionam positivamente a taxa de inflação. Isto fazia com que a autoridade monetária reagisse, aumentando a taxa Selic, impactando negativamente a taxa de desemprego. Entretanto, este coeficiente não é estatisticamente significativo.
A tabela 1 ainda contempla resultados satisfatórios, como o R ajustado (em ambos os 2 testes as variáveis independentes explicam 84% da taxa de desemprego) e a estatística F. Observam-se resultados bastante próximos ao comparar MQO e VI, sugerindo que a regressão foi bem especificada.
Tabela 2 – Estimação da Função de Reação
Variável Dependente: SELIC
MQO VI
Variável
Independente Coeficiente Coeficiente
Constante 10.28124 (1.56) 7.581872 (1.41) Tendência 0.112180 (1.88) 0.057764 (1.12) Inflação 0.759223 (3.01) 0.724488 (3.17) Câmbio -13.87883 (-1.33) -13.79493 (-1.54) Desemprego 0.411710 (0.68) 1.204995 (1.45) 2 R 0.858673 0.856684 2 R ajustado 0.849405 0.847287 Durbin-Watson 1.953583 1.898012 Estatística F 92.65548 83.73619 Prob.(estatística F) 0.000000 0.000000
Nota: Como variável instrumental foram utilizadas as séries defasadas em dois períodos. Os números entre parênteses são as estatísticas t.
A tabela 2, vista acima, estima a Selic como variável dependente. É a Função de Reação do Banco Central do Brasil tendo como variáveis explicativas as taxas de inflação, de câmbio e de desemprego.
Ao avaliar o coeficiente da taxa de desemprego em MQO e VI, verificam-se em ambos os casos que esta variável apresentou sinal positivo no coeficiente e que não é
estatisticamente significativa. Pode-se entender com estes resultados e com as explicações da Tabela 1 que, apesar da Selic explicar em parte a taxa desemprego, esta, por sua vez, não pode ser considerada relevante para explicar a Função de Reação no Banco Central. Em outras palavras, sugere-se que a taxa de desemprego não foi preponderante nas preferências da autoridade monetária, quando das decisões de defesa de oscilações indesejadas da taxa de inflação, que era o principal objetivo do Plano Real.
Ainda, na Tabela 2, a taxa de câmbio não é estatisticamente significativa. Por outro lado, a taxa de inflação mostrou-se estatisticamente significativa a 5%, em ambas as colunas de regressões. O resultado, como era de se esperar, sugere que a autoridade monetária reagiu, em sua Função de Reação, aos aumentos da taxa de inflação. A relação é que a cada aumento de uma unidade desta variável, a taxa Selic aumentaria em 0,75 vezes em MQO, e 0,72 vezes em VI. Por fim, as variáveis explicativas das duas estimações explicam cerca de 85% da taxa Selic.
Para estimar a expectativa de desvalorização da taxa de câmbio foram utilizadas as Reservas Internacionais como proxy da variável dependente. Os resultados estão na tabela 3, apresentada abaixo. 6
Com estas estimações esperou-se verificar em que medida a taxa de desemprego influenciou a expectativa de desvalorização. São variáveis explicativas as taxas Selic, de desemprego e de câmbio.
6
Durante os primeiros cinco anos do Plano Real as Reservas Internacionais sempre reagiram negativamente em situações de ameaça à paridade cambial, tendo o seu fluxo observado pelos especuladores, conforme apresentado no capítulo 1 do presente trabalho.
Tabela 3 – Estimação da Expectativa de Desvalorização da Taxa de Câmbio
Variável Dependente: RESERVAS
MQO VI
Variável
Independente Coeficiente Coeficiente
Constante 53750.38 (6.86) 53839.21 (6.47) Tendência 247.2962 (1.70) 241.7797 (1.43) Desemprego -491.4930 (1.81) -492.2977 (1.19) Selic 3035.931 (-2.96) 2913.535 (-2.51) Câmbio -25735.87 (-3.0884) -24924.73 (-3.0897) 2 R 0.347302 0.347002 2 R ajustado 0.304502 0.304182 Durbin-Watson 0.322744 0.320092 Estatística F 8.114559 6.013644 Prob.(estatística F) 0.000026 0.000380
Nota: Como variável instrumental foram utilizadas as séries defasadas em dois períodos. Os números entre parênteses são as estatísticas t.
O principal resultado das duas regressões da Tabela 3 é o fato de a taxa de desemprego não ser estatisticamente significativa, sinalizando que esta variável não explica a expectativa de desvalorização. Isto pode ser verdade, considerando-se que tanto a autoridade monetária quanto outros agentes do mercado poderiam não relevar esta variável em suas análises. Pode-se dizer com isto, como sugere a intuição dos dados, que os aumentos da taxa de desemprego tiveram pouca ou nenhuma influência durante os primeiros cinco anos do Plano Real, vis-à-vis à política monetária do período (sem excluir o período de quebra do regime cambial).
O termo de tendência determinística mostrou-se positivo e significante a 5%. Em ambas as colunas, MQO e VI, os coeficientes das taxas Selic e de câmbio mostraram-se significativos, com os sinais esperados e bastante elásticos, revelando serem componentes importantes para explicar as variações das Reservas Internacionais. No entanto, ressalta-se que poderiam ser incluídas mais variáveis dependentes nas duas regressões (resultados de MQO e VI explicam somente cerca de 34%). Isto, contudo,
não aumentaria o poder de explicação da taxa de desemprego sobre a expectativa de desvalorização, que é a investigação proposta nas estimações da Tabela 3.
Conclusão
Este trabalho se propôs a realizar uma reflexão sobre a importância dada à taxa de desemprego durante os primeiros cinco anos do Plano Real. O objetivo principal foi identificar quão relevante foi a taxa de desemprego vis-à-vis a percepção da autoridade monetária brasileira, em face das peculiaridades da formatação e objetivos do plano e dos acontecimentos históricos do período.
Inicialmente levantaram-se aspectos históricos, conforme capítulo 1. O período estudado foi marcado por graves crises internacionais que impactaram diretamente o direcionamento da política econômica no Brasil. Este capítulo é importante para contextualizar historicamente a pergunta central da dissertação, qual seja: Em que medida a taxa de desemprego afetou a política adotada pelo Banco Central do Brasil, durante o período 1994 – 1999? Este questionamento se faz mister para este período por três razões:
i) A ocorrência de três crises cambiais; ii) A política econômica adotada; iii) A elevação da taxa de desemprego.
Na seqüência, no capitulo 2, buscou-se apresentar um modelo teórico para formalizar a pergunta da dissertação. Isto foi feito através da fusão de dois outros modelos, sem perder de vista a realidade histórica e com o objetivo de tornar a análise mais abrangente possível. O modelo proposto está dentro da categoria de modelos de crises cambiais de segunda geração.
Fez-se necessário, também, que tanto a parte histórica quanto o modelo teórico estivessem amparados e em consonância com teoria macroeconômica condizentes. Este estudo foi apresentado no capítulo 3.
Somente então ocorreram os testes empíricos, para que pudesse ser respondida a pergunta central da dissertação, isto é, a verificação da sensibilidade da autoridade monetária brasileira com respeito à taxa de desemprego durante o período 1994 - 1999.
Intuitivamente poder-se-ia pensar que a taxa de desemprego teve pouca ou nenhuma influência na condução da política econômica. Após verificação econométrica, vista no capítulo 4, sugerem-se as seguintes conclusões:
i) A Selic (função de reação do Banco Central do Brasil) foi determinante para explicar a taxa de desemprego;
ii) A taxa de desemprego não se mostrou relevante para explicar a função de reação do Banco Central do Brasil;
iii) A Selic e a taxa de câmbio foram significativas quando utilizadas como variáveis explicativas das reservas internacionais (a expectativa de desvalorização da taxa de câmbio);
iv) A taxa de desemprego não foi significativa na determinação da expectativa de desvalorização da taxa de câmbio.
Conclui-se que a taxa de desemprego teve pouca importância na política econômica brasileira, em detrimento de outras variáveis. Após testes econométricos não se aceita a hipótese de que a taxa de desemprego influenciou preponderantemente a política monetária brasileira e tampouco teve participação na decisão de quebra do regime cambial em 1999.
Diante do exposto, constatou-se então, que durante os primeiros cinco anos de vida do Plano Real, período conturbado por três crises cambiais, a política econômica brasileira não foi influenciada pelas oscilações da taxa de desemprego, ou seja, esta variável parece não ter sido usada como norteador dos formuladores de política econômica. Em outras palavras, sem fazer qualquer juízo de valor, pode-se afirmar que a taxa de desemprego desempenhou papel pouco relevante na função de reação do Banco Central do Brasil.