A HIPÓTESE DE HYSTERESIS SOBRE A TAXA DE CÂMBIO BRASILEIRA: UMA ABORDAGEM PARA O PERÍODO DE 1994 A 2006

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Londrina, 22 a 25 de julho de 2007,

Sociedade Brasileira de Economia, Administração e Sociologia Rural

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A HIPÓTESE DE HYSTERESIS SOBRE A TAXA DE CÂMBIO BRASILEIRA: UMA ABORDAGEM PARA O PERÍODO DE 1994 A 2006

SINÉZIO FERNANDES MAIA; CARLA CALIXTO DA SILVA. UFPB, JOÃO PESSOA, PB, BRASIL.

carla_calixto.s@hotmail.com APRESENTAÇÃO ORAL

COMÉRCIO INTERNACIONAL

A HIPÓTESE DE HYSTERESIS SOBRE A TAXA DE CÂMBIO BRASILEIRA: UMA ABORDAGEM PARA O PERÍODO DE 1994 A 2006

GRUPO DE PESQUISA 3: COMÉRCIO INTERNACIONAL

Resumo:

Este trabalho teve como objetivo procurar evidências da presença de hysteresis da taxa de câmbio brasileira de 1994 até 2006. Admite-se a importância da política cambial em um cenário de macroeconomia aberta, sobretudo sua relação com a estabilidade econômica de um país, tanto pela ótica dos níveis de preços, quanto pela ótica do nível da atividade econômica. A abordagem está baseada em séries temporais univariadas com o enfoque na trajetória de efeitos permanentes e/ou efeitos transitórios resultante de choques na própria variável. Utilizam-se como estratégia empírica os testes de raiz unitária: correlograma, estatística Q, Dickey-Fuller, (ADF), teste de Philipps-Peron (PP) e o teste de Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin (KPSS). Verificou-se a existência de raiz unitária na taxa de câmbio nominal, evidenciando a dificuldade de se administrar variáveis macroeconômicas em ambiente de economia aberta com regimes cambiais alternativos.

Palavras-chave: Hysteresis, taxa de câmbio, raiz unitária, metodologias.

Abstract:

This paper has as objective to obtain evidences of hysteresis of the exchange rate Brazilian of 1994 to 2006. The macroeconomics open take in consideration the exchange politics, as

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well the economical stability of de country, so much for the optics of the levels of prices, as for the optics of the level of the economical activity. The approach is based on univariate time series with the focus in the path of permanent effects or transitory effects resulting from shocks in the own variable. The empiric strategy the tests of unit roots: the autocorrelation function (correlogram), Q-statistics , Dickey-Fuller, (ADF), test of Philipps-Peron (PP) and the test of Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin (KPSS). The existence of unit root in the nominal exchange rate, was verified evidencing the difficulty of controlling variables macroeconomics in economy re open with alternative exchange regime.

Key-words: Hysteresis, exchange rate, unit root, methodologies.

1. INTRODUÇÃO

Qual é o mecanismo gerador da taxa de câmbio? A resposta para esse questionamento tem constituído uma árdua tarefa para os pesquisadores da ciência econômica devido, sobretudo, ao grau de importância atribuída ao câmbio em uma economia globalizada

(MACDONALD; TAYLOR, 1992

).

Tradicionalmente, a taxa de câmbio é definida pela demanda e oferta das moedas dos países que comercializam entre si e os fatores determinantes são tratados por vários fundamentos tendo como posição de destaque as teorias da abordagem monetária e do equilíbrio de portfólio. Pelo lado monetário, assume-se que o câmbio seja determinado pela oferta e demanda relativa das duas moedas, possuindo dois parâmetros principais, o modelo com preços flexíveis e o com preços rígidos. Pelo equilíbrio de portfólio, verifica- se que o modelo leva em consideração os mercados de ativos, a conta corrente, o nível de preços e a taxa de acumulação de ativos (WICHMANN, 2007).

Outra maneira de se abordar o comportamento das taxas de câmbio é estudar diretamente o seu movimento, sem a modelagem dos fatores que o causam. Desta forma, são realizados testes para a identificação de tipos estilizados de processos que poderiam melhor se ajustar ao movimento observado de taxas, isto é, são realizadas medidas indicativas da ocorrência, na série de taxas de câmbio, do processo que está sendo testado, e em seguida, são realizados testes estatísticos, nas medidas realizadas, da ocorrência ou não desse processo (SOUZA; TABAK; CAJUEIRO, 2006).

Nesse caso, é analisado o comportamento univariado da taxa de câmbio e seu grau de persistência em retornar ou não ao nível de equilíbrio inicial após um choque. Uma maior tendência da taxa de cambio ao nível de equilíbrio inicial, aponta no sentido da existência de uma persistência da taxa cambial.

Neste sentido, é fundamental que se conheçam as características que estão por trás do mecanismo gerador e da trajetória do câmbio e quais as razões que levam, às vezes, essas

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taxas a se desviarem do equilíbrio de curto e longo prazo indicados pelos fundamentos econômicos.

Segundo Lima; Maia (2000), a avaliação de amostras univariadas de séries temporais, tem resultado em questões direcionadas a determinar se as flutuações destas variáveis são realmente temporárias ou permanentes.

Desta forma, pode-se inferir que a taxa de cambio sofre um processo de hysteresis (histerese), quando, por alguma razão exógena, essa taxa foi aumentada ou diminuída, mas, passado um longo prazo, ela não retorna ao nível inicial ao choque exógeno. De acordo com Menezes; Uchoa; Maia (2005), o efeito da histerese significa que choques temporários podem produzir efeitos permanentes no seu nível. Na prática a presença de histerese é detectada quando a série da taxa de câmbio apresenta raiz unitária.

No Brasil, salienta-se a importância de estudos focados na trajetória da Taxa de Câmbio em virtude de isentar os aspectos de causalidades, muitas vezes ambíguos, com relação ao comportamento dos agentes. Pode-se citar os trabalhos que estudaram a persistência na taxa de câmbio brasileira (LIMA; MAIA, 2000, SOUZA; TABAK; CAJUEIRO, 2006) e

os trabalhos que estudaram a histerese para a taxa de desemprego no Brasil (MENEZES; UCHOA; MAIA, 2005, MACIEL, 2006).

Entretanto, considerando relevante a necessidade de compreensão dos fatores determinantes da trajetória da taxa de câmbio, tanto sob o aspecto da persistência, como no aspecto de flutuações e estabilidade, o objetivo do presente trabalhoé verificar a validade da existência de histerese para a taxa de câmbio brasileira no período de 1994 a 2006. Para isso foi necessário: descrever o comportamento da taxa de câmbio; analisar a série em dois sub-períodos: de 1994 a 1999 – regime de câmbio fixo e de 2000 a 2006 – regime de câmbio flutuante; estimar os testes de raiz unitária para testar a condição da histerese no mercado cambial brasileiro nos três períodos de análise, entre eles: teste do correlograma e estatística Q desenvolvida por Box e Pierce, teste generalizado e aumentado de Dickey e Fuller (ADF), teste de Philipps-Peron (PP) e o teste de Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin (KPSS).

O trabalho está dividido em cinco seções, além desta introdução. A segunda seção faz uma contextualização da trajetória do câmbio na economia brasileira no período Pós-abertura econômica. A terceira seção apresenta o referencial teórico inspirado na teoria da histerese bem como a metodologia do teste empírico para este modelo. A quarta seção apresenta os resultados e discussão das estimações e do comportamento da taxa de câmbio. A quinta seção apresenta as considerações finais e por fim as referências utilizadas neste trabalho. 2. A INSERÇÃO EXTERNA E A TAXA DE CÂMBIO

A economia brasileira foi submetida a profundas transformações nos anos 90. O processo de abertura comercial e financeira, iniciado no final da década anterior, ganhou impulso com a introdução do Plano Real em 1994. O plano, cujo objetivo principal era a estabilidade monetária, combinou dois elementos de política econômica: a taxa de câmbio apreciada, que visava o controle dos preços pelo barateamento dos produtos importados e a

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taxa de juros elevada, com o objetivo de atrair capital financeiro para cobrir os déficits na balança comercial (GIAMBIAGI et. al., 2005).

Segundo Gomes (2003), os mecanismos adotados pelas políticas no modelo de desenvolvimento brasileiro, iniciado na década de 90, provocaram uma forte reestruturação na industria, que alterou a competitividade das empresas e o modo de inserção externa do país.

Inicialmente, é verificado uma rápida expansão da demanda interna associada a uma redução no imposto inflacionário e uma valorização da taxa de cambio, gerando um rápido crescimento das importações1. Nesta direção, inicia-se em 1995 alguns ajustes no Plano Real com a utilização de uma série de instrumentos para o equilíbrio externo e interno de

curto prazo da economia: taxas de juros reais elevadas, a utilização da banda cambial deslizante2 e dos controles tarifários e não tarifários sobre as importações (SILBER, 2004). Segundo Maia; Nunes (2005), o déficit comercial verificado a partir de 1995 nas contas externas foi resultado, de diversas causas como, o processo de liberalização comercial e a política cambial adotada a partir de julho de 1994 pelo governo, no qual apreciou o câmbio, provocando a elasticidade-renda das importações3 como seu principal indicador. Posteriormente, a fim de ampliar o grau de inserção do País na economia mundial e obter a consistência macroeconômica, em um período de turbulência no cenário internacional provocados pela crise Asiática, o governo brasileiro adotou em 1999 um mecanismo de políticas econômicas centrado na modificação do regime cambial, que culminou em uma desvalorização cambial; em um programa de metas inflacionária, direcionado para coordenar as expectativas dos agentes econômicos através de metas inflacionárias declinantes; e em um programa de ajuste fiscal, centrado na reversão da trajetória explosiva do déficit e da divida pública interna (GIAMBIAGI, 2004).

Sob este panorama, o mercado cambial é marcado por duas fases distintas: a primeira fase, se estende até janeiro de 1999 e é marcado pelo mercado de câmbio de taxas livres e a segunda fase representado pelo mercado de câmbio de taxas flutuantes compreendido a partir de 1999. Segundo Baumann et all. (1996), este regime de bandas de câmbio livres

1_{Ressalta-se de acordo com Silber (2004), que nem as restrições ao crédito e nem o crescimento da taxa de}

juros foram suficientes para controlar o rápido crescimento da demanda interna e no setor externo observou-se uma rápida transformação do superávit em déficit comercial.

2_{Refere-se ao sistema de minidesvalorização disfarçado (PINHEIRO; CASTELLAR; GIAMBIAGI, 2006).} 3_{De acordo com os autores a elasticidade-renda das importações pode ser definida como a relação entre o}

crescimento da renda interna e o crescimento das importações. Da mesma forma, elasticidade-renda das exportações representa a relação entre o crescimento da renda mundial e o crescimento das exportações domésticas (MAIA; NUNES, 2005).

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adotado no período Pós Plano Real4 representa para a economia, uma tentativa de introduzir certa flexibilidade na taxa de câmbio nominal a fim de responder a mudanças nas condições externas e internas do país e manter o mercado informado do valor nominal, de maneira a estabilizar as expectativas.

Neste sentido, a utilização do regime cambial fixo, conduziu, contudo, a uma apreciação do câmbio, deteriorando o saldo da balança comercial. Além disto, a política de juros elevados levou a um crescimento da dívida interna, que com a crise financeira asiática e russa, no final de 97 e 98, respectivamente, afetou a confiabilidade dos investidores externos, ocasionando, então, a perda de reservas da ordem de US$ 40 bilhões (MARQUES, 1999, GIAMBIAGI, 2004, PINHEIRO; CASTELAR; GIAMBIAGI, 2006). Após 1999 o regime de câmbio brasileiro mudou de fixo para flutuante, ou seja, a taxa de câmbio deveria ser modificada de acordo com as flutuações do mercado. No entanto, o governo sempre demonstrou um certo controle nas taxas, impedindo que ocorressem oscilações “danosas” à estabilidade da economia brasileira. Deste modo, após a mudança de regime, os movimentos de saída de capitais de curto prazo induziam (e induzem) não

somente em perdas de reservas internacionais, mas também sobre a própria taxa de câmbio (induzindo a desvalorização da taxa de câmbio).

Por conseguinte, a flutuação cambial seria o caminho natural para os policymakers desejosos em obter maior autonomia no exercício da política monetária sem sacrificar a conversibilidade da moeda nacional e a integração ao mercado financeiro internacional (GIAMBIAGI et. al., 2005).

Para Souza et. al. (2006), o novo regime não conquistou a confiança do mercado, sendo necessário ainda um alto volume de saídas financeiras para manter a taxa de câmbio dentro dos limites da banda maior. Os autores afirmam que após a mudança de regime, ainda ocorreram vários momentos de turbulência no mercado, entre eles, a rápida valorização do dólar em 2001, como resultado do atentado terrorista de 11 de setembro e das incertezas quanto aos desenvolvimentos econômicos na Argentina; e em 2002, quando a Argentina passou a adotar o regime de câmbio flutuante, o dólar voltou a desvalorizar, atingindo o nível do início do ano.

Neste sentido, verifica-se que a taxa de câmbio é por si só uma variável importante na política econômica de um país. Como proposição deste debate, Marques (1999) enfatiza que o regime cambial adotado tem maiores chances de se adequar a uma economia se esta estiver apoiada em fundamentos econômicos, monetários e fiscais, sólidos. Apesar disto, o autor adverte que a escolha do regime cambial por si só afeta a vulnerabilidade da economia frente a crises externas.

4_{Segundo Wichmann (2007), até junho de 1994 era adotado o regime cambial flutuante (com alguma}

intervenção governamental), posteriormente ocorreu uma migração para o regime de bandas cambiais, que foi substituído por um regime do tipo crawling peg.

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Então, uma questão que se coloca na análise da economia brasileira, quando ocorrerão as mudanças cambiais, segundo Lima; Maia (2001), é o grau de persistência desses choques. De acordo com os autores, a taxa de câmbio brasileira apresenta um padrão de choque persistente, implicando em efeitos permanentes das políticas cambiais.

3. ASPECTOS TEÓRICOS DA HYSTERESIS 3.1 Histerese na taxa de câmbio

Segundo Jenkins (1999), a histerese pode ser definida como a persistência de efeitos provocados por um determinado choque quando esse é removido, ou seja, efeitos permanentes de um choque temporário. O efeito denominado histerese tem sua origem na física, e tem sido constantemente aplicado na literatura econômica com a finalidade de se explicar mudanças no nível de equilíbrio no mercado do trabalho causado pelo desemprego (DUARTE; ANDRADE, 2000; MENEZES; UCHOA; MAIA 2005 MACIEL, 2006) e no nível externo causado por choques na taxa de câmbio da economia (BALDWIN, 1990; KANNEBLEY JR.,2002; GOCKE 2002;VALERI, 2002; CAMPA, 2004; SILVA, 2006). A persistência ou histerese na taxa de câmbio surge do fato do câmbio não se ajustar ao nível de equilíbrio inicial após um choque. Assim, o grau de persistência5 da taxa de

câmbio ao longo do tempo, indicará uma mudança na tomada de decisão, por parte dos agentes econômicos, de forma mais segura e consistente (LIMA; MAIA, 2000), com sérias implicações sobre a política cambial. Isso porque o custo da volatilidade cambial foi menor (ou maior) do que se imaginava, em vista do descolamento observado entre o movimento cambial e a economia real (KRUGMAN, 1991).

A idéia básica sobre a histerese na taxa de câmbio é a possibilidade de se explicar o impulso do câmbio no comércio internacional através de uma abordagem que leva em consideração a sua própria persistência, ou seja, choques temporários podem produzir efeitos permanentes no seu nível.

Assim, dado um choque exógeno às alterações na taxa de câmbio persistirá, não sendo meramente uma flutuação transitória e, mesmo depois que a taxa de cambio tenha, eventualmente, retornado a um nível estável, esta não voltara ao nível anterior. Segundo Caves et. al. (2001), o termo histerese é utilizado no comércio internacional para descrever reações de difícil reversão6.

Krugman (1988) apud Baldwin (1990) sugere que há círculos viciosos entre histereses e taxa de câmbio mediante seu modelo de custos irrecuperáveis. Baldwin; Krugman (1989) utilizam uma taxa de câmbio estocástica para mostrar que histerese no comércio conduz a histerese na taxa de câmbio de equilíbrio.

3.2 Raiz unitária: implicações econômicas para a taxa de câmbio

5_{A persistência da taxa de câmbio, para além de um certo nível pode gerar o fenômeno da hysteresis.} 6 _{Uma variação da taxa de câmbio provoca movimento de implantação de firmas no estrangeiro, este}

processo não é revertido uma vez alterada a situação cambial, já que implica em custos de reversibilidade e, dadas as incertezas sobre uma taxa de câmbio que flutua muito, os empresários preferem um comportamento de "wait and see" (MAIA; NUNES,2005).

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O debate acerca da presença de raiz unitária nas séries macroeconômicas foi intensificado a partir do trabalho seminal de Nelson; Plosser (1982) e atualmente inúmeras investigações empíricas destacam a presença de raiz unitária em séries econômicas.

Conforme Nelson; Plosser (1982), a maioria das séries econômicas possuem raiz unitária e, sendo assim, torna-se de suma relevância a determinação da ordem de integração dessas variáveis para aqueles que transitam pelo campo da economia. Para Figueiredo; Leite Filho (2005), a detecção de um comportamento não estacionário em uma série econômica resulta em importantes implicações teóricas e empíricas.

Neste caso, o estudo da histerese é conduzido através da aceitação ou rejeição de raiz unitária na série da taxa de câmbio. A hipótese de histerese da taxa de câmbio aparece, quando, há um choque exógeno na economia, causando um desvio na taxa cambial, de maneira que após a estabilização, a taxa de câmbio não retorna ao seu nível inicial, sendo deste modo, explicado pela sua própria trajetória. Assim, essa persistência da taxa de câmbio impõe efeitos duráveis ou até permanentes sobre o mercado cambial.

De acordo com Duarte; Andrade (2000), há duas acepções acerca da histerese em uma série econômica: i) histerese forte e ii) histerese fraca. A ocorrência de histerese forte está

associada à existência de raiz unitária na série da taxa de câmbio; por sua vez a ocorrência de histerese fraca está associada a séries estacionárias7, cujo coeficiente revela um período de ajustamento ao valor de equilíbrio muito longo da taxa de câmbio.

Assim, segundo Enders (2004),quando uma série temporal é dita estacionária, os choques exógenos possuem apenas efeitos transitórios. Por outro lado, quando uma série é não-estacionária, os efeitos dos choques são permanentes e, no longo prazo, tem-se a possibilidade de não-convergência da série.

Em termos econômicos a presença de uma raiz unitária na série temporal da taxa de câmbio indica que o efeito de um choque sobre a taxa de câmbio de equilíbrio é permanente, não ocorrendo, a possibilidade de retorno à sua taxa natural (CAMPA, 2004, SILVA, 2006).

3.3 Estratégia empírica

Duarte (2000) e Menezes; Uchoa; Maia (2005), apresentam uma síntese de sucessivos testes de raiz unitária utilizados para efetuar a análise da hipótese da histerese no Brasil, para a taxa de desemprego. Para a verificação da presença de raiz unitária na taxa de câmbio utiliza-se alguns testes, realizados pelos autores, através dos quais procuramos obter uma informação conclusiva sobre a característica da série em estudo.

7

Uma série é dita estacionária quando apresenta média e variância constantes e covariância entre dois períodos de tempo dependente apenas da distância entre estes períodos (ENDERS, 2004).

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8

Neste caso, a questão fundamental deste trabalho é analisar se a série taxa de câmbio se auto-realimenta, em uma hipótese de histerese. Utiliza-se a metodologia de raiz unitária com o intuito de se verificar a ocorrência de histerese para a taxa de câmbio brasileira. A abordagem da existência de raiz unitária tem sido um dos principais temas debatidos na literatura econômica, assumindo posição de destaque nos estudos empíricos nas últimas décadas8. A raiz unitária foi inicialmente avaliada através do teste do correlograma e do cálculo da estatística Q desenvolvida por Box e Pierce, para testar a hipótese dos resíduos serem i.i.d ou “ruído branco”.

De acordo com Enders (2004), toda série temporal não-estacionária pode tornar-se estacionária por diferenciação, isto é, sendo Y uma série qualquer et ∆Yt é a série diferenciada. Desta forma, para tornar uma série estacionária, faz-se necessário uma ou duas diferenciações, e o número de diferenciação, por sua vez, determina a ordem de integração. Logo, uma variável é integrada de ordem d (I(d)), se for necessário diferenciá-la d vezes para torná-diferenciá-la estacionária.

Seguindo o procedimento sugerido por Enders (2004), a raiz unitária foi avaliada posteriormente pelo teste proposto por Dickey-Fuller (1979, 1981). Para compreensão do teste de Dickey-Fuller considera-se o seguinte modelo:

t t t y

y =

ρ

₋1+

ε

(1)

Onde,

ε

_t representa o termo do erro ruído branco. Se a hipótese nula (ρ =1) for aceita, então tem-se que a variável estocástica y apresenta uma raiz unitária e, _t

consequentemente, a série temporal não é estacionária. Neste caso, a série temporal y é _t

conhecida como um caminho aleatório (random walk).

Uma maneira alternativa de analisar tal teste é subtrair y_t₋₁ de cada lado da equação, reescrevendo-a da seguinte forma:

(

)

t t t t t t y y y y ε ε ρ + Φ = ∆ + − = ∆ − − 1 1 1 (2) Em que Φ=(ρ−1)e ∆y= y_t −y_t₋₁9. Assim, as hipóteses nula e alternativa a serem testadas na equação (2), são, respectivamente: a)H₀ :φ =0, isto é, há presença de raiz unitária e a série temporal é não estacionária; b)H₁:

φ

<0, ou seja, a série temporal é estacionária. Desta forma, o procedimento do teste consiste em estimar por mínimos quadrados a equação (2) e, verificar se o valor estimado de φ é estatisticamente igual à zero ou menor que zero. Posteriormente, com base nessa estatística t (denominada de estatística

τ

), compara os valores críticos calculados por Dickey-Fuller (1979).

8

Ver Nelson; Plosser (1982), Menezes; Uchoa; Maia (2005), Figueiredo; Leite Filho (2005), Silva (2006).

9

Se oφ for igual à zero, a equação pode ser escrita desta forma. Logo, a primeira diferença de uma série temporal com caminho aleatório é uma série temporal estacionária, pois ε_t é, por hipótese, puramente aleatório.

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9

Segundo Enders (2004), o teste de Dickey-Fuller considera três diferentes modelos de regressão que podem ser utilizadas para testar a presença de uma raiz unitária e sugere a estimação da equação menos restritiva (3) até a estimação da equação mais restritiva (5).

t t t y y =Φ +ε ∆ ₋1 (3) ∆y_t =α₀+Φy_t₋₁+ε_t (4) ∆y_t =α₀+Φy_t₋₁+α₁t+ε_t (5) Formalmente, as três equações diferem no que diz respeito à presença dos elementos determinísticos α0e

α

1t, que representa o acréscimo de um intercepto ou termo “drift” a

equação original e a inclusão tanto de um “drift” quanto de uma tendência temporal linear,

respectivamente. Uma generalização do teste ADF é o teste Dickey-Fuller aumentado (ADF), que pode ser representado pela seguinte expressão:

_t p i i t i t t y t y y

α

∑

β

ε

= − − + + + Φ + = ∆ 1 1 1 0 (6)

Intuitivamente, este teste é utilizado quando o termo de erro ε_t_{é autocorrelacionado.}

Desta forma, de acordo com o teste para eliminar a autocorrelação serial do resíduo deve-se indeve-serir um número de termos de diferenças defasados que deve-seja suficiente para tornar ε_t

não correlacionado serialmente. Considera-se, no teste de raiz unitária o número de defasagens que minimizam os critérios de informação de Akaike (AIC) e Schwarz. (SC). Logo, se constatar que uma dada serie temporal apresenta uma raiz unitária (isto é, não estacionaria), podemos concluir que a série temporal exibe uma tendência estocástica. No entanto, deve-se ater ao fato de que, na presença de mudança estrutural nas séries temporais, o resultado encontrado pelo teste de Dickey-Fuller Aumentado, pode não ser consistente com o verdadeiro comportamento da série em estudo. A literatura empírica10 enfatiza que, diante de tais mudanças, esse teste torna-se viesados no sentido da não rejeição da presença de raiz unitária.

Neste caso, para contornar esse problema, adota-se, o Teste de Chow11 para averiguar se ocorre uma mudança de nível na série analisada. A intuição do teste é a hipótese de estabilidade, no qual, analisa-se os coeficientes dos regressores para testar a hipótese de que alguns dos coeficientes dos regressores são diferentes com relação a diferentes sub-amostras dos dados. A sugestão de se trabalhar com a série com mudança estrutural, foi apresentada, inicialmente por Perron (1989, 1994)12.

10

Ver Gonçalves et. al.( 2003), Enders (2004).

11_{Para o Teste de Chow, estima-se inicialmente a regressão completa (1994 -2006) e obtêm-se o SQR com}

(

n n k

)

S1 = 1+ 2 − , posteriormente divide-se a regressão e estima-se 2 períodos: (1994-1999) com

(

n k

)

S₂ = ₁− e (2000-2006) comS₃ =

(

n₂−k

)

; em seguida obtêm-se: S₄ = S₂ +S₃ e S₅ =S₁−S₄. Se os valores das regressões forem diferentes, rejeita-se a hipótese nula de estabilidade estrutural. Logo, a série possui mudança estrutural.

12_{De acordo com Margarido (2001), os teste de raiz unitária com quebra estrutural de Perron têm como base a}

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10

O teste de Perron (PP) considera dois tipos diferentes de modelos para testar a raiz unitária com quebra estrutural (MARGARIDO, 2001, GONÇALVES et. al., 2003).

( )

∑

= − − + ∆ + + + + + = k i t i t i t t b t t DU t DT y ci y e y 1 α δ β θ µ (7)

( )

∑

= − − + ∆ + + + + + + = k i t i t i t t b t t t DU t DT DT y ci y e y 1 α δ γ β θ µ (8)

De acordo com Gonçalves (2003), a equação 7 é aplicada nos casos em que, pela análise do gráfico, constata-se que a série tinha sofrido mudanças no intercepto, embora a inclinação continuasse a mesma após a quebra estrutural e a equação 8 leva em consideração mudanças no intercepto e na inclinação em Tb, sendo o caso mais geral na literatura. Desta forma, o teste PP calcula uma estatística z, que é uma correção das estatísticas t calculadas, levando em consideração, o fato que os resíduos podem ser autocorrelacionados e/ou heterocedástico. Além disso, os valores da estatística z calculados são confrontados com os valores da estatística

τ

tabelados por DF.

No caso do primeiro modelo, verifica-se que a hipótese nula é de que: i) α =1, ou seja, há presença de raiz unitária, e, θ = β =0, não ocorra variação abrupta no nível da série (intercepto) e não haja tendência e ii) δ ≠ 0, há mudança de intercepto a partir do ponto de

quebra estrutural. Para o segundo modelo, a hipótese nula é de que: i) α =1, isto é, tenha raiz unitária e ii) β=γ =0, não haja termo de tendência e não haja mudança na inclinação da função tendência e δ ≠0 (MARGARIDO, 2001). Segundo o autor, a hipótese alternativa para identificação do teste, a qual é válida para ambos os modelos, é de que

1

<

α , isto é, não há presença de raiz unitária e δ =0, ou seja, não apresenta mudança de intercepto a partir do ponto de quebra estrutural.

Com o objetivo de dar mais robustez aos resultados obtidos pelo teste ADF e pelo teste de Perron, empregou-se o teste Kwaiatkowski, Phillips, Schmidt and Shin (KPSS), que tem como hipótese nula a estacionariedade da série13. Esse teste tem sido utilizado pela literatura em contraposição aos testes em que a hipótese nula de existência de raiz unitária é testada.

Segundo Menezes; Uchoa; Maia (2005), a primeira etapa do teste consiste em escolher a retenção de um modelo com ou sem tendência linear. Neste caso, retém-se um modelo com constante e sem tendência e, posteriormente estima-se o modelo com constante e com tendência para estimar os valores críticos.

A principal conseqüência econômica, para Nelson; Plosser (1982), com a presença de raiz unitária na serie temporal é que choques aleatórios provocam efeitos permanentes sobre a série fazendo com que às flutuações deixem de ser transitórias.

Para alcançar os objetivos da nossa investigação sobre a histerese da taxa de câmbio optou-se pela série taxa de câmbio nominal obtida junto ao Banco Central, referindo-optou-se à relação R$/US$ [taxa de câmbio – livre – Dólar Americano (venda) – média]. A obtenção dos

13

A rejeição da hipótese nula de ‘estacionariedade’ possui um significado ainda mais forte quando valores atípicos estão presentes (FERNANDES; TORO, 2002).

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dados referiu-se ao período entre janeiro de 1994 a dezembro de 2006. Entretanto, devido aos movimentos transitórios14 ocorridos na economia brasileira e a possibilidade de quebras estruturais no período analisado, optou-se pela análise do período total e pela análise de dois períodos distintos e que se referem a um período de maior rigidez cambial, de julho de 1994 a dezembro de 1999, e um período de flexibilização do câmbio, de janeiro de 2000 a dezembro de 200615. Todos os testes foram realizados através dos pacotes econométricos E-views 5.0 e do WinRats 6.0.

4. RESULTADOS E DISCUSSÃO

4.1 Análise da trajetória da taxa de câmbio

Nas últimas décadas o mercado de câmbio brasileiro vem ocupando posição de destaque pelas constantes e importantes modificações que ocorreram em sua trajetória, sendo um dos principais indicadores de desempenho de uma economia aberta. No gráfico 1, apresenta-se a trajetória da taxa de câmbio brasileira desde janeiro de 1994 até dezembro de 2006.

De acordo com Carvalho; Silva (2000, p. 150), a “taxa de câmbio é uma variável econômica importante porque intermédia todas as transações entre residentes e não-residentes de um país”. Em outras palavras, todas as contas do balanço de pagamentos são

influenciadas pela taxa de câmbio, cujas alterações afetam exportações, importações, entradas de capitais estrangeiros, rentabilidade de aplicações no exterior, volume de reservas, etc.

A taxa de câmbio brasileira apresenta uma tendência de alta até dezembro de 2002, quando passa a apresentar variações de queda até dezembro de 2006. As principais mudanças observadas na taxa de câmbio ocorreram após a implantação do Plano Real, que passou de R$/U$$ 0.14 em janeiro de 1994 para R$/US$ 1.04 em janeiro de 1997. Em dezembro de 1998, caracterizado como um período de crise internacional, a taxa de câmbio era de R$/US$ 1.20, passando para R$/US$ 1.91 em fevereiro de 1999, isto é, uma desvalorização de 58,75% em apenas um dois meses.

14_{Este período é marcado pela transição de um regime cambial mais rígido para um regime mais flexível}

ocorrida no Brasil a partir de janeiro de 1999, além de vários acontecimentos externos e internos como descrito no item 2.

15

Ressalta-se, que optou-se também em realizar uma estimativa para o período de 2002 a 2006, justifica-se a priori, pela desvalorização no câmbio ocorrida em 2002.

(12)

12 Gráfico 1: Trajetória d a Taxa de C âmb io d e 1994 a 2006

fonte:IPEADATA R $ /U S $ 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 0.0 0.5 1.0 1.5 2.0 2.5 3.0 3.5 4.0

Percebe-se que a partir da mudança do regime cambial, a taxa de câmbio mudou de patamar, situando-se acima de R$/US$ 1.70, porém, abaixo de R$/US$ 1.90 por até outubro de 2000. A partir desta data, principalmente em função da crise da Argentina, a taxa de câmbio voltou a apresentar uma tendência ascendente, chegando em julho de 2001 com R$/US$ 2,46.

A partir de 2002, verificou-se que a taxa de câmbio apresentou variações significativas e com tendência de alta, quando passa de R$ 2,37 em janeiro para R$/US$ 3,65 em dezembro. Entretanto, observa-se que após 2004 a taxa de câmbio apresenta um comportamento levemente declinante, passando de R$ 2,71 em dezembro de 2004 para R$/US$ 2,14 no mesmo período de 2006.

4.2 Histerese na taxa de câmbio: uma abordagem empírica

A abordagem utilizada para estimar a histerese da taxa de câmbio teve como estratégia empírica testar se o aumento da taxa de câmbio tem como causa o próprio câmbio, isto é, a

trajetória da taxa de câmbio depende de sua própria evolução. Para testar a hipótese de histerese e determinar a ordem de integração da taxa de câmbio, foram realizados diversos testes de raiz unitária.

Desta forma, se a série apresentar raiz unitária (histerese forte) um choque ou uma inovação na taxa de câmbio terá efeito permanente, ou seja, a sua trajetória será alterada para um novo equilíbrio, porém não volta ao patamar inicial. No entanto, se a série taxa de câmbio não apresentar raiz unitária (histerese fraca), um choque terá apenas efeito transitório, isto é, muda a trajetória com um período médio de ajuste ao valor de equilíbrio de longo prazo.

Através da analise do correlograma verificou-se que a série taxa de câmbio apresenta uma queda lenta na função de autocorrelação, indicando que a série tem um comportamento não estacionário. Verifica-se, pela estatística Q de Ljung-Box que os resíduos não são ruídos brancos, permitindo a suspeita de não estacionariedade na taxa de câmbio.

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13

A tabela 1 apresenta o resultado dos testes de ADF para os três períodos de análise. Ressalta-se, que o número de defasagens foi selecionado pelos critérios de Akaike (AIC) e Schwarz (SBC). O resultado do teste indica que a hipótese da existência de raiz unitária não pode ser rejeitada para a série em nível para todos os períodos, enquanto que esta hipótese é rejeitada para a série em primeira diferença para os períodos (2006; 1994-1999; 2000-2006), configurando assim a ordem de integração das séries como I(1). Entretanto, para o período de 2002 a 2006, a hipótese de raiz unitária não pode ser rejeitada, indicando a ordem de integração da série para esse período como I(2).

TABELA 1

Teste de ADF para a taxa de câmbio

Períodos Variáveis Defasagens

Resultados do teste Dickey-Fuller Aumentado Sem intercepto e sem tendência Com intercepto e sem tendência Com intercepto e com tendência 1994 2006 Et(NÍVEL) 1 0.17854 -1.98391 -1.49173 Et (1ª DIF) 0 -8.56936 -8.63999 -8.78018 Et (2ª DIF) 2 -12.1204 -12.0835 -12.0495 1994 1999 Et(NÍVEL) 2 1.75471 -1.38389 -2.29421 Et (1ª DIF) 1 -6.59035 -7.18863 -7.14731 Et (2ª DIF) 9 -7.41828 -7.41383 -4.80558 2000 2006 Et(NÍVEL) 3 1.07249 -1.25230 -2.94299 Et (1ª DIF) 1 -6.74810 -6.71495 -7.71112 Et (2ª DIF) 1 -9.51292 -9.45163 -11.68415 2002 2006 Et(NÍVEL) 11 -3.03756 0.52408 1.88713 Et (1ª DIF) 9 -0.87165 -1.35482 -0.56830 Et (2ª DIF) 9 -12.9899 -12.8734 -12.7547

Fonte: Dados da pesquisa, estimação realizada no WinRats 6.0. Nota: número de defasagens escolhido pelo critério SBC. Observação: considerou-se significativo ao nível de 5%.

Salienta-se que ao adotarmos o teste de ADF na presença de quebra estrutural os resultados são viesados no sentido de não rejeitar a hipótese de raiz unitária. Desta forma, o Teste de Chow permitiu averiguar que as séries analisadas apresentavam quebra estrutural, isto é, foi rejeitada a hipótese nula de estabilidade estrutural nas regressões.

Para contornar o problema foi realizado o teste de Perron, indicado no caso de quebra estrutural nas séries. Na tabela 2, apresentamos os testes de raiz unitária com quebra estrutura de Perron. Como a metodologia de Perron permite apenas uma quebra na série, procedeu-se a análise das séries com as divisões dos períodos estudados16.

TABELA 2

Teste de Perron para a taxa de câmbio

16

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14 Períodos Variáveis Com intercepto e sem tendência Com intercepto e com tendência

1994 2006 Et(NÍVEL) -2.037675(6) -1.371804(5) Et (1ª DIF) -8.586710(3) -8.726158(3) Et (2ª DIF) -40.17425(26) -40.02588(26) 1994 1999 Et(NÍVEL) -1.694437(3) -2.63073(2) Et (1ª DIF) -4.058262 (24) -4.079821(23) Et (2ª DIF) -10.95734(20) -10.63755 (20) 2000 2006 Et(NÍVEL) -1.691488(4) -1.379136(4) Et (1ª DIF) -6.742053(2) -6.908177(1) Et (2ª DIF) -56.33672(80) -56.75431(80) 2002 2006 Et(NÍVEL) -1.292055(4) -2.682834(2) Et (1ª DIF) -5.945374(4) -6.095897(2) Et (2ª DIF) -28.94865(20) -28.08737(25)

Fonte: Dados da pesquisa, estimação realizada no Eviews 5.0

Nota: os dados entre parênteses representam as defasagens das variáveis do modelo selecionadas endogenamente pelo critério de Bandwidth.

Observação: considerou-se significativo ao nível de 5%.

Neste caso, considerou-se na realização do teste de Perron um processo gerador constituído por constante e tendência na série da taxa de câmbio. Ressalta-se, que o teste tem como hipótese nula a existência de raiz unitária (ρi =1) o que indica que a série é não estacionária, isto é, que a série possui uma tendência estocástica. Por outro lado, a rejeição dessa hipótese indica que a série apresenta uma tendência determinista, o que indica que ela é estacionária.

De acordo com os resultados da tabela 2, a aceitação da raiz unitária pelo teste de Dickey-Fuller foi confirmada pelo teste de Perron nas séries em nível para os períodos estudados. Com o objetivo de confirmar os resultados obtidos pelo teste ADF e Perron, empregou-se o teste KPSS, que tem como hipótese nula a estacionariedade da série. Observa-se que os resultados obtidos na tabela 3, com o teste KPSS, não deixam dúvidas em relação à

característica da série taxa de câmbio. Desta forma, o teste confirma que a série taxa de câmbio é I(1), isto é, a taxa de câmbio não apresenta estacionariedade.

TABELA 3

Teste KPSS para a taxa de câmbio

Períodos Variáveis Com intercepto e sem tendência Estatística LM

Com intercepto e com tendência Estatística LM 1994 2006 Et(NÍVEL) 1.258424(10) 0.203009(10) Et (1ª DIF) 0.263183(6) 0.069994(5) Et (2ª DIF) 0.104036(33) 0.103525(33) 1994 1999 Et(NÍVEL) 0.957735(6) 0.146655(6) Et (1ª DIF) 0.122434 (3) 0.117438(3) Et (2ª DIF) 0.177716(22) 0.156768(22)

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15 2000 2006 Et(NÍVEL) 0.326968(6) 0.292897(6) Et (1ª DIF) 0.279191(4) 0.051750(4) Et (2ª DIF) 0.219407(33) 0.213940(33) 2002 2006 Et(NÍVEL) 0.574249(6) 0.141797(5) Et (1ª DIF) 0.220560(4) 0.096771(3) Et (2ª DIF) 0.304293(36) 0.304293(36)

Fonte: Dados da pesquisa, estimação realizada no Eviews 5.0

Nota: os dados entre parênteses representam as defasagens das variáveis do modelo selecionadas endogenamente pelo critério de Bandwidth.

Observação: considerou-se significativo ao nível de 5%.

Confirma-se, assim, a presença de histerese na taxa de câmbio brasileira para todos os períodos estudados; com um maior impacto no período de 2002 a 2006, visto que neste período a taxa de câmbio foi I(2). Isso indica o próprio impulso da variável na economia brasileira, isto é, de acordo com o conceito de histerese há uma persistência no sentido de que o equilíbrio da taxa de câmbio é sugerido pela sua própria trajetória.

5. CONSIDERAÇÕES FINAIS

Esse trabalho procurou fornecer evidências sobre a existência de histerese na taxa de câmbio brasileira para o período de 1994 a 2006, bem como em três sub-períodos: i)1994-1999, ii) 2000-2006 e, iii) 2002-2006. Estes objetivos de estudo estão relacionados ao grau de importância que esta variável detém em uma economia aberta, sendo contributivos para a formulação de propostas de políticas cambiais e macroeconômicas. Assim, o problema relevante que buscou-se verificar com a análise de raiz unitária foievidências de que a taxa de câmbio apresenta ou não uma tendência ao retornar ao nível de equilíbrio após um choque.

Desta forma, após a realização dos testes de Dickey-Fuller, Perron e KPSS, constatou-se a presença de raiz unitária nos períodos analisados, isto é, detectou-se há presença de histerese forte na taxa de câmbio brasileira. Logo, pode-se inferir que choques temporários

podem produzir efeitos permanentes na taxa de câmbio, pois, após um choque exógeno a taxa de câmbio não retorna ao seu patamar inicial no longo prazo.

Observa-se, assim que a implicação destes resultados para a economia brasileira é que as políticas cambiais não devem ser realizadas com a expectativa de um retorno da taxa de câmbio ao seu nível inicial, pois, os efeitos são permanentes nesta variável. Diante deste panorama, ressalta-se que a taxa de câmbio possui memória longa, sem condições assim de retornar ao nível anterior ao choque ou inovação, em decorrência da não estacionariedade da série.

6. REFERÊNCIAS

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