A TAXA DE DESEMPREGO EM SEGUNDA GERAÇÃO DE MODELOS DE CRISES CAMBIAIS: UMA APLICAÇÃO PARA O CASO BRASILEIRO

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A TAXA DE DESEMPREGO EM SEGUNDA

GERAÇÃO DE MODELOS DE CRISES CAMBIAIS:

UMA APLICAÇÃO PARA O CASO BRASILEIRO

Ronaldo Nazaré

Orientadora: Prof. Dra. Viviane Luporini

N

Niitteerróóii((RRJJ) ) 2

(2)

UNIVERSIDADE FEDERAL FLUMINENSE CENTRO DE ESTUDOS SOCIAIS APLICADOS

PÓS-GRADUAÇÃO EM ECONOMIA

Ronaldo Nazaré

A TAXA DE DESEMPREGO EM SEGUNDA GERAÇÃO DE MODELOS DE CRISES CAMBIAIS: UMA APLICAÇÃO PARA O CASO BRASILEIRO

Dissertação de Mestrado apresentada ao Departamento de Economia, sob a orientação da Profª. Dra. Viviane Luporini, como parte dos requisitos para a obtenção do título de Mestre em Economia.

Banca Examinadora:

__________________________________________ Profª. Dra. Viviane Luporini (Orientadora)

Faculdade de Economia – UFF

__________________________________________ Profª. Dra. Carmem Feijó

Faculdade de Economia – UFF

__________________________________________ Prof. Dr. Antônio Luis Licha

Instituto de Economia - UFRJ

Niterói (RJ) Agosto de 2005

(3)

(4)

Introdução...8

Capítulo 1 - Uma Breve Abordagem dos Acontecimentos Históricos...10

Capítulo 2 - O Modelo de Crises Cambiais e a Taxa Desemprego...14

2.1 - O Modelo...14

2.2 - Resolvendo o Modelo para a Forma Reduzida...20

2.3 - Justificando a Fusão...24

Capítulo 3 - O Uso de um Modelo de Segunda Geração para o Caso Brasileiro...26

3.1 - Principais Características das Três Gerações de Modelos de Crises Cambiais....26

3.2 - Macroeconomia e a Política Econômica Brasileira 1994 – 1999...29

Capítulo 4 - Estimação...34

Conclusão...41

Referências Bibliográficas...43

(5)

FIGURA 1 - Fluxo do Modelo de Crises Cambiais e Desemprego...15

GRÁFICO 1 - Estática Comparativa da Demanda Agregada...31

TABELA 1 - A Estimação da Equação da Taxa de Desemprego...36

TABELA 2 - A Estimação da Função de Reação...37

TABELA 3 - A Estimação da Equação da Expectativa de Desvalorização da Taxa de Câmbio...39

GRÁFICO 2 - Taxa de Câmbio...46

GRÁFICO 3 - Taxa de Desemprego...46

GRÁFICO 4 - Taxa de Inflação...47

GRÁFICO 5 - Reservas Internacionais...47

GRÁFICO 6 - Taxa Selic...48

GRÁFICO 7 - Salário Real...48

GRÁFICO 8 - Taxa de Juros Real...49

(6)

AGRADECIMENTOS

Não faria absolutamente nada sozinho.

Este espaço é extremamente pequeno para que eu consiga externar o tamanho de minha gratidão às pessoas que me ajudaram. Diante da restrição, serei breve.

Devo agradecimentos à minha orientadora, a Professora Viviane Luporini, pela competência, profissionalismo e paciência. Como boa parte do trabalho foi feito à distância, não fosse sua compreensão, esta realização seria impossível.

Agradeço profundamente o Professor Afonso Ferreira pela imprescindível colaboração e cordialidade. Sou grato à Beth e ao Fábio Gomes que foram importantes ao longo do processo. Agradecimentos extensivos à Fundação João Pinheiro.

À Universidade Federal Fluminense, Mestres e colegas da instituição. A todos os amigos de minha turma. Aos inesquecíveis Fábio Pesavento, Bruno Campos e Pablo Villarin.

Agradecimentos também aos Professores Frederico Gonzaga e Mônica Viegas, extensivos à instituição UFMG/CEDEPLAR. Aos incentivadores, amigos e professores de graduação da PUC-MG, Guilherme Hamdan, Cláudio Shikida e Sérgio Guerra. Ao Sérgio, devo também agradecimentos por importantes questionamentos a respeito da dissertação. À Letícia Taitson, pela atenta leitura e valiosas sugestões.

Aos colegas do Departamento de Agroindústria do BDMG, em especial ao Ronaldo Amaral, pela ajuda na ‘reta final’. Ao Professor Teófilo e sua acolhedora família. Ao Maurício, Diogo, Rodrigo, Jonathan, Mariane, Daniel e Carol, colônia mineira no Rio de Janeiro.

À Marcinha, pelo carinho, companheirismo e amor.

À minha família, sobretudo meus pais, amigos de toda hora.

(7)

RESUMO:

Esta dissertação formaliza um modelo teórico que ilustra as preferências da autoridade monetária brasileira, introduzindo a taxa de desemprego na análise. Pretende-se com isto observar o comportamento da autoridade monetária brasileira diante das oscilações das variáveis macroeconômicas tradicionais e da taxa de desemprego, durante o período 1994 – 1999, isto é, os primeiros cinco anos do Plano Real. O trabalho tem como ponto de partida o modelo de Eichengreen e Jeanne (2001). Para uma melhor adequação ao caso brasileiro, o modelo utilizado resulta de uma "fusão" da proposta dos autores supracitados e de Ferreira e Tulio (2001). Ambos possuem características de modelos de crises cambiais de segunda geração. O estudo segue esta ordem: i. Contextualização histórica do objeto de estudo da dissertação; ii. Apresentação do modelo e as razões para a fusão; iii. Breve revisão bibliográfica acerca das características das gerações de modelos de crises cambiais; iv. Teste econométrico; v. Conclusão. Os resultados sugerem que durante os primeiros cinco anos de vida do Plano Real, período conturbado por três crises cambiais, a taxa de desemprego desempenhou papel pouco relevante na função de reação do Banco Central do Brasil.

PALAVRAS-CHAVE: Modelos de Crises Cambiais; Plano Real; Taxa de Desemprego.

ABSTRACT:

This dissertation formalizes a theoretical model, illustrating Brazilian’s Central Bank preferences, introducing unemployment rate in the analysis. The aim is to check the behaviour of the monetary authority towards traditional macroeconomic variables and unemployment rate, during the 1994 - 1999 period. This work is firstly motivated by Eichengreen and Jeanne (2001). For a better adaptation to the Brazilian context, the model here presented proposes a fusion of the above authors’ and Ferreira and Tulio (2001). Both have characteristics of second generation models of exchange rate crises. The study follows this order: i. Historical review of the period of the observation; ii. The model here proposed and the reasons for fusion; iii. Brief review of the characteristics of generations of models of exchange rate crises; iv. Econometric test; and, v. Conclusion. The research has found that, during the first five years of Real Plan, a period characterized by three exchange rate crises, unemployment rate performace has had revealed little importance to the Brazilian Central Bank.

(8)

Introdução

Entre os anos de 1979 e 1994, a economia brasileira esteve marcada por forte processo inflacionário e fracassados planos de estabilização de preços. Com o Plano Real, em 1994, a inflação crônica foi finalmente vencida. Os custos de implementação e manutenção do plano são discutíveis, em face das elevadas taxas de desemprego e do forte crescimento da dívida pública experimentados na época. Além disto, o país também se mostrou vulnerável a ataques especulativos contra a moeda, sofrendo choques provenientes de crises cambiais ocorridas no México (1994), no Sudeste Asiático (1997) e na Rússia (1999).

Estes ataques especulativos atingiram negativamente as reservas internacionais do país. A autoridade monetária, na tentativa de evitar a fuga de capitais e a desvalorização abrupta da taxa de câmbio, elevou as taxas de juros sobremaneira, até que não fosse mais possível manter a paridade cambial, resultando na forte desvalorização ocorrida em Janeiro de 1999.

Neste mesmo período, observaram-se aumentos da taxa de desemprego, principalmente em meses posteriores às crises cambiais. A política econômica de defesa da taxa de câmbio durante os primeiros cinco anos do Plano Real deve retratar as preferências da autoridade monetária brasileira com relação às suas variáveis de interesse e à taxa de desemprego.

Esta dissertação formaliza um modelo teórico que ilustra as preferências da autoridade monetária brasileira, introduzindo a taxa de desemprego na análise. Pretende-se com isto observar o comportamento da autoridade monetária brasileira diante das oscilações das variáveis macroeconômicas tradicionais e da taxa de desemprego. A análise que se segue verificou em que medida a taxa de desemprego influenciou a disposição da autoridade monetária na defesa da política cambial. Este exame se faz relevante para o caso brasileiro pelo fato da principal ferramenta de combate à taxa de inflação ter sido a implantação e manutenção da política de câmbio fixo (a “âncora cambial”); e o expediente de defesa desta, a elevação da taxa de juros, ter efeitos diretos sobre a taxa de desemprego. Deve-se então notar que este estudo não visa a explicar as razões das

(9)

crises cambiais ocorridas no Brasil, mas sim, a relação destes fatos com a taxa de desemprego.

O presente trabalho tem como ponto de partida o modelo de Eichengreen e Jeanne (2001). Para uma melhor adequação ao caso brasileiro, o modelo utilizado resulta de uma “fusão” dos autores supracitados e de Ferreira e Tulio (2001). Ambos possuem características de modelos de crises cambiais de segunda geração. A vantagem é que equações e variáveis omitidas pelos dois trabalhos citados serão formalizadas neste novo modelo, tornando possível, assim, uma análise mais abrangente de parâmetros e equações.

O primeiro capítulo contextualiza historicamente o objeto de estudo da dissertação. O capítulo dois apresenta o modelo e aponta razões para a fusão. O capítulo três explica brevemente as características das gerações de modelos de crises cambiais e justifica a escolha de um modelo de segunda geração para o caso proposto. O capítulo quatro apresenta as estimações; enquanto o quinto e último é destinado à conclusão.

(10)

1. Uma Breve Abordagem dos Acontecimentos Históricos

É de senso comum que a crescente integração entre os mercados financeiros em todo o mundo aumentou as dificuldades e os desafios encontrados pelos formuladores de política econômica. A mobilidade de capital é cada vez maior e também são crescentes o volume e a rapidez com que a informação circula entre os agentes financeiros, o que reduz o tempo de resposta às crises financeiras internacionais.

Após o ano de 1979, com a segunda crise do Petróleo daquela década e a política monetária dos Estados Unidos, que afetou diretamente o nível de preços dos países latino-americanos, o Brasil experimentou um período caracterizado por altas taxas de inflação e pouco ou nenhum crescimento econômico até o ano de 1993. Durante este período foram realizados 13 planos que visavam primordialmente ao controle dos preços e à retomada do crescimento econômico Pereira (1994). Entretanto, somente em 1994, com o Plano Real, a inflação foi finalmente vencida. Este era o principal objetivo do plano.

Ao longo do período de implementação do Real, a economia brasileira experimentou elevadas taxas de juros e volumosas entradas de capitais, permitindo que a taxa de câmbio ficasse sobrevalorizada em relação ao Dólar. O principal ponto de apoio do Plano Real foi a política cambial via recuperação da confiança no valor da moeda nacional. Este ponto de apoio, “vítima” de ataques especulativos, resistiu até janeiro de 1999, quando a “âncora cambial” definitivamente perdeu a credibilidade e a taxa de câmbio passou a flutuar. 1

O plano adotou uma combinação flexível de âncora cambial, âncora dos preços públicos e âncora monetária, evitando a rigidez do Plano de Conversibilidade argentino. E valorizou o Real, ao estabelecer uma taxa de câmbio para compra de dólares de cerca de 92 centavos de Real. Os juros foram mantidos provisoriamente altos, e os preços, rigorosamente livres (...) Em sua concepção essencial, o Plano Real seguiu o método básico utilizado para dar fim à maioria das grandes inflações do século 20: recuperação da confiança na moeda nacional,

1

A partir da quebra de regime cambial, em janeiro de 1999, o COPOM (Comitê de Política Monetária) começa a utilizar o regime de metas de inflação. Isto é, o uso do preço de uma cesta de bens da economia para controlar a inflação, ao invés do preço de uma moeda estrangeira (como é o caso da “âncora cambial”), conforme visto em Eichengreen (2003b).

(11)

por meio da garantia de seu valor externo. A âncora foi, como é amplamente reconhecido na literatura, a estabilização da taxa de câmbio nominal, garantida por financiamento adequado em moeda estrangeira e/ou por um montante de reservas capaz de desestimular a especulação contra a paridade escolhida. (PEREIRA, 1994, p. 132)

Depois de implementado o Plano Real, a credibilidade da política econômica brasileira passou a depender da manutenção de elevadas taxas de juros para atração de capital internacional que pudessem sustentar o sobrevalor da moeda. Durante as três crises cambiais, como será descrito a seguir, sempre foram notadas imediatas inversões no fluxo de reservas internacionais, sinalizando as expectativas negativas dos investidores internacionais com respeito ao valor da taxa de câmbio da moeda brasileira.

O primeiro desafio enfrentado pelo plano foi a crise cambial mexicana. Durante a crise do México, as reservas internacionais caíram de US$ 43 bilhões em novembro de 1994 para US$ 31 bilhões em abril de 1995, recuperando o fluxo somente a partir de maio. 2 Como forma de minimizar a queda nas reservas, neste mesmo período, a taxa de juros manteve tendência de alta, atingindo 4.17% ao mês em agosto e 4.07% em novembro de 1994. Não demorou muito e a taxa de desemprego reagiu a esta política, aumentando ininterruptamente entre janeiro e novembro de 1995, alcançando 5.19% em setembro daquele ano.

Após esta crise, a política econômica brasileira adotou o regime de “bandas cambiais”, uma variante da taxa de câmbio fixo. Isto mostrou que o governo continuava determinado a manter a “âncora cambial” conservando a idéia original do plano de estabilização de preços.

É interessante que, alguns meses adiante, quando a crise do México teve início, e os fluxos de capitais para o Brasil começaram a enfraquecer, a taxa de câmbio começou a depreciar num momento em que o Real ainda não estava devidamente consolidado, e certamente não resistiria a uma desvalorização acentuada. As pressões se avolumaram, então, para que o BC colocasse um “teto” na flutuação e, assim, com “piso” e “teto” acabamos adotando um sistema que era conhecido internacionalmente como de “bandas cambiais”, ou target

zones, e que era empregado em muitos países e tinha inúmeros

adeptos. Pode-se dizer que foram os próprios “excessos” do regime de flutuação, num momento delicado da economia brasileira, que

2

Os dados citados foram obtidos no endereço eletrônico www.ipeadata.gov.br e os detalhes das fontes

(12)

espontaneamente determinara o estabelecimento de uma banda dita “informal” de R$0,83/0,86 por dólar. (FRANCO, 1999, p. 302)

A taxa de juros manteve-se elevada, sendo importante instrumento para a volta do fluxo de capital internacional. O Plano Real sobreviveu a este período de turbulência, e a taxa de inflação permaneceu sob controle, como pretendia o Banco Central do Brasil.

Em 1997 o Plano Real sofreu novo ataque especulativo, desta vez causado pela crise cambial dos países do Sudeste Asiático. Mais uma vez a política econômica brasileira baseou-se na política monetária contracionista. As reservas internacionais sofreram novo declínio, de US$ 63 bilhões, em agosto de 1997, para US$ 52 bilhões, em dezembro do mesmo ano; ao passo que a taxa de juros elevou-se de 1.59% ao mês em setembro de 1997 para 3.04% ao mês em novembro de 1997. Não surpreendente, a taxa de desemprego subiu de 4.84% em dezembro de 1997 para 7.22% em janeiro de 1998 (exatamente quando a tendência de queda nas reservas internacionais foi revertida) e atingiu 8.18% em março de 1998.

Nota-se, então, que o Banco Central agia de forma a deixar clara a sua determinação na manutenção da política econômica, evitando quaisquer desvalorizações indesejadas da taxa de câmbio.

A crise cambial deflagrada na Rússia foi a que determinou o fim do regime de taxa de câmbio fixa. O mercado já não acreditava na defesa da moeda e a fuga de reservas foi rápida e expressiva, reduzindo de US$ 67 bilhões em agosto de 1998 para US$ 33 bilhões em março de 1999. A taxa de câmbio desvalorizou-se fortemente durante os meses de janeiro e fevereiro de 1999, e então ocorreu formalmente o fim do uso da “âncora cambial” como instrumento de combate à inflação. Antes disto, no entanto, o Banco Central repetiu políticas de proteção à taxa de câmbio, como havia feito nos dois episódios anteriores; mas, desta vez, sem sucesso. A taxa de juros saltou de 2.94% ao mês em outubro de 1998 para 3.33% em março de 1999. E de forma não surpreendente, a taxa de desemprego atingiu 8.16% em março e 8.25% em abril do mesmo ano.

Depois de três ataques especulativos contra o Real – em 1995, 1997 e 1998, em cada uma das crises externas anteriores – o instrumento clássico de combate a esses ataques – a alta de juros – não mais se

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mostrava suficiente para debelar o problema, além de agravar seriamente a situação fiscal. (GIAMBIAGI, 2004, p. 176).

Para evitar impactos da desvalorização da taxa de câmbio sobre a taxa de inflação, minimizando possíveis efeitos do overshooting da taxa de câmbio, a taxa de juros permaneceu alta durante 1999. O resultado esperado, qual seja, o controle da taxa de inflação, foi obtido mesmo após a desvalorização da taxa de câmbio.

Identifica-se claramente ao longo dos primeiros anos de vida do Real um esforço para manter a paridade cambial visando a controlar a taxa de inflação. Observa-se também, ao longo do mesmo período, concomitante às políticas de defesa do câmbio, que a taxa de desemprego manteve-se crescente, aumentando substancialmente em meses subseqüentes às crises cambiais.

É de senso comum que elevadas taxas de juros retraem o desempenho econômico, aumentando a taxa de desemprego. A reflexão teórica que se segue gira em torno das preferências do Banco Central com relação ao trade-off entre a defesa da política cambial (principalmente em períodos de crises) e oscilações da taxa de desemprego, levando-se em conta outras variáveis não menos importantes.

(14)

2. O Modelo de Crises Cambiais e a Taxa Desemprego

O modelo a seguir baseia-se em uma fusão de Eichengreen e Jeanne (2001) e de Ferreira e Tulio (2001), doravante citados como EJ e FT, respectivamente.

No primeiro tópico deste capítulo apresenta-se o modelo; no segundo, o modelo é resolvido para a forma reduzida; e no terceiro, justifica-se a fusão.

2.1 O Modelo

O modelo caracteriza-se por supor a taxa de câmbio fixa e utilizar a taxa de desemprego nas funções de reação e de perdas do Banco Central. São também consideradas endógenas variáveis tradicionais como a taxa de inflação, o salário real, o salário nominal, a taxa de câmbio e a expectativa de desvalorização. Então, seguem duas possíveis avaliações com o instrumental proposto:

i) O Banco Central avalia custos e benefícios, e decide se desvaloriza ou não a taxa de câmbio.

ii) A relevância da taxa de desemprego para o Banco Central pode ser determinada.

O modelo coloca o mercado de trabalho em interação com o mercado de divisas. A intuição é a seguinte: a autoridade monetária mantém a taxa de câmbio fixa; um aumento na taxa de desemprego afeta a função de perdas do Banco Central, influenciando negativamente a credibilidade da paridade cambial e a disposição governo em manter o câmbio fixo; a função de reação do governo prevê aumento da taxa de juros em situações de ameaça à taxa de câmbio (queda nas divisas do país), o que desacelera a atividade econômica e aumenta a taxa de desemprego. Posto isto, o problema do governo é minimizar sua função de perdas, que depende do desempenho das variáveis macroeconômicas tradicionais e da taxa de desemprego. O modelo segue, então, o seguinte fluxo:

(15)

Figura 1

As variáveis do modelo são as seguintes:

∆ : Operador de primeira diferença p : Nível de preços doméstico

*

p : Nível de preços externo.

S: Taxa de câmbio nominal ω : Salário real

w: Salário nominal.

π : Expectativa de desvalorização da taxa de câmbio.

d: Probabilidade de desvalorização da taxa de câmbio.

U: Taxa de desemprego r : Taxa de juros real. i : Taxa de juros nominal.

A equação (1) define a taxa de desemprego crescente em relação ao salário real e à taxa de juros real.

(16)

O parâmetro determina o grau de persistência da taxa de desemprego, enquanto e são os pesos, respectivamente, do salário real e da taxa de juros real doméstica sobre a taxa de desemprego. A idéia, em concordância com EJ, é que a taxa de juros que aparece do lado direito satisfaz a taxa de juros real ex post, e não a taxa de juros real ex

ante Isto significa que elevações na taxa de juros real ex post podem

gerar queda na atividade econômica (aumento na taxa de desemprego), via aumento no poder das instituições financeiras, em detrimento dos investidores tomadores de empréstimo. Com respeito ao salário real, a dinâmica é a seguinte: quanto maior o salário real, menor a demanda por mão de obra e maior a taxa de desemprego. Os parâmetros devem ser tais que: , e .

1 a a₂ 3 a ). (∆ ₊₁ − = t t t e t i E p r 0 1> a a2 >0 a3 >0

A equação (2) segue uma curva de Phillips simples. Quanto maior a taxa de desemprego (excesso de oferta de trabalho) e menor a taxa de inflação, menor a taxa de crescimento do salário nominal. Se a taxa de inflação for alta, as firmas têm mais incentivos a contratar, reduzindo a taxa de desemprego e o salário real. Em outras palavras, há um trade-off entre a taxa de inflação e a taxa de desemprego.

(2)∆ = ∆ −w_t a₄ p_t a U₅ _t₋₁

Os parâmetros desta equação, tais que, 0< a₄ <1 e , representam a importância relativa da taxa de variação de preços e da taxa de desemprego no período anterior sobre a taxa de variação do salário nominal.

0

5 >

a

Como o controle da taxa de inflação durante o período 1994 – 1999 aconteceu via manutenção da taxa de câmbio sobrevalorizada, a equação (3) mostra a taxa de variação do nível de preços domésticos determinada por uma relação estritamente convexa entre a taxa de variação do salário nominal e a taxa de variação da taxa de câmbio. Ou seja, qualquer desvalorização da taxa de câmbio e/ou variação positiva no salário nominal implica em aumento no nível dos preços da economia.

(17)

Tem-se por hipótese que: ; então, quanto mais próximo da unidade estiver este arâmetro, menor a importância relativa da taxa de variação da taxa de câmbio e maior

nominal,

ssume um compromisso de taxa de câmbio nominal fixa. No entanto, a cada eríodo, existe uma probabilidade de desvalorização da taxa de câmbio por parte do

1 0< a₆ < p

a importância do salário em relação à taxa de variação nos preços, e vice-versa.

O país a

p d

governo, tal que 0< d ≤1. Visto que a probabilidade de desvalorização da taxa de câmbio nunca assume valor nulo, é sempre possível que o governo utilize este artifício quando for conveniente. A expectativa de desvalorização da taxa de câmbio no período posterior, determinada por π_t₊₁, é descrita por um conjunto de variáveis que governo e mercado utilizam para avaliar os possíveis rumos da taxa de câmbio. As taxas de juros doméstica e internacional ( a última considerada constante) satisfazem à paridade descoberta da taxa de juros e os participantes do mercado formam suas expectativas de forma racional. Posto isto, apresenta-se a equação (4), que diz respeito à função de reação do governo:

(4)i_t =i* +π_t₊₁d

est

ilações positivas na expectativa e probabilidade de desvalorização da taxa de âmbio têm impactos positivos na taxa de juros nominal. Por seu turno, esta deve

sta equação:

aciona o desvio do PIB com respeito à sua tendência, à taxa de juros real, de acordo com Taylor (1999);

ii) o

pleno emprego) e a diferença entre a taxa de desemprego natural e efetiva, como na lei de Okun.

Osc c

sobrepor-se à taxa de inflação e também aumentar a taxa de juros real. Este é o instrumento de defesa da paridade cambial.

Como visto em FT, seguem duas relações de

i) Pode ser derivada da equação da IS, que rel

(18)

A equação e

(5) satisfaz a relação de Fisher, ou seja, a taxa de juros real é formada por r *

*

p

∆ , ambos considerados constantes:

problema do governo é escolher a taxa de câmbio fixa que minimiza suas perdas, de rdo com suas preferências, dadas pela equação (6), a seguir:

s parâmetros e devem ser ambos positivos para que aumentos na taxa de emprego e/ou desvalorização na taxa de câmbio piorem a situação do governo. uanto maior , maior a sensibilidade da política econômica em relação a aumentos

i) Quanto maior o desvio da taxa de desemprego em relação à taxa de

omo visto na seção anterior, durante o período 1994 – 1999, a política econômica

bra ra e cambial como forma de

ontrole da taxa de inflação. Então, com a inclusão da taxa de desemprego na função de

(5)i* = + ∆ r* p* O aco (6) L_t =a U₇ 2+a S₈( _t−S_t₋₁) 7 a a8 O des Q a₇

na taxa de desemprego. 3 Ressalta-se que não é objeto desta equação sugerir a ocorrência de alguma meta de taxa de desemprego.

Esta equação sinaliza que o governo estará tanto pior em duas situações:

desemprego que o governo deseja;

ii) Quanto maior a desvalorização da taxa de câmbio.

C

silei xplicitamente perseguiu a manutenção da paridade c

perdas do Banco Central, pretende-se analisar a importância desta variável para os formuladores da política monetária.

3

Supor , pode ser o caso da paridade cambial Argentina durante a década de 90, quando o

câmbio foi fixo por determinação da lei e não havia margem para flutuação, isto é, .

0 7 = a 0 = d

(19)

A equação (7) descreve a expectativa de desvalorização da taxa de câmbio. Nela, quanto maiores a taxa de desemprego e a diferença entre a taxa de câmbio de equilíbrio e a taxa e câmbio nominal (isto é, menor a credibilidade da política cambial), maior a d expectativa de desvalorização: (7) t

(

S St

)

a9Ut * 1 = − + + π

O parâmetro mede o tamanho da importância da taxa de desemprego na equação , a expectativa de desvalorização será ente pela taxa de desemprego.

eiro, o nív

desvalorização. Em momentos de ameaça à aridade cambial, o nível de reservas internacionais decrescia e, por conseguinte,

Fisher, e a equação do salário real, que varia ositivamente com o salário nominal e negativamente em relação a preços: 4

t 0 9 > a da expectativa de desvalorização. Se S* −S_t =0 dada som

Vale lembrar que, para o caso brasil el de reservas internacionais sempre refletiu os resultados da expectativa de

p

aumentava a expectativa de desvalorização. Para recuperar a credibilidade, o governo aumentava a taxa de juros na função de reação, causando efeitos deletérios na atividade econômica, aumentando a taxa de desemprego. Sendo assim, a inclusão da taxa de desemprego como uma variável explicativa da expectativa de desvalorização da taxa de câmbio tem como objetivo questionar a relevância de a . Em outras palavras, discute-se ₉ nesta equação a importância dada à taxa de desemprego na expectativa de desvalorização da taxa de câmbio.

As equações (8) e (9) representam as seguintes equações linearizadas: a taxa de juros real doméstica, como no efeito

p (8)r_t = − ∆ i_t p_t (9)ω_t =w_t− p 4 Respectivamente de (8) e (9), são:

(

)

⎥ ⎦ ⎤ ⎢ ⎣ ⎡ ∆ + + = ) 1 ( 1 t t t p i r e t t t p w =

ω . Linearizando ambas, resulta que:

e

t t

(20)

2.2 Resolvendo o Modelo para a Forma Reduzida

omeçando pelo problema de preços e salários, substituindo (2) em (3), tem-se que:

.1 C )

(

)

(

6

) (

5 6 1

)

(3 4 6 4 6 1 a a 1 a a 1 _t _t t a S a a U p − ∆ − ∆ = − − −

Subtraindo ∆ nos dois lados de (2), resulta: p_t

.1)ω_t = −∆p_t

(

1−a₄

)

−a U₅ _t₋₁+ω_t₋₁

(2

Substituindo (3.1) em (2.1), segue que:

.2)

(

)

(

)

(

)(

)

5 6 4 6 4 1 5 1 4 6 1 1 1 1 t t t t a a a a a S U a a a (2 4 6 1 a a ω = − ₋ ⎡_⎢ − − ⎤_⎥− − − ∆ +ω₋ − − Então, fazendo (7) em (4): .1 _t , utilizando (4.1) e (3.1) em (8), tem-se: .1 ⎣ ⎦ )i_t = +i* _⎣⎡

(

S*−S_t

)

+a U₉ ⎤_⎦d (4 E )

[

(

)

]

₍

_{) (}

₎

6 4 1 6 5 6 (8 4 6 9 * * 1 1 ) 1 ( a a U a a a a S a d U a S S i r t t t t t ₋ + ₋ ∆ − − + − + = −

Substituindo (8.1) e (2.2) em (1), encontra-se a seguinte equação da taxa de prego:

Onde: desem

(1.1)U_t =αU_t₋₁+βω_t₋₁−γS_t +λS_t₋₁ +ϕi* +φS*

(21)

(

) (

)(

) (

)

(

)(

(

)

⎥_⎦⎤ ⎢ ⎣ ⎡ − − − + − − − − + − = d a a a a a a a a d a a a a a a d a a a a a d a a a 9 3 6 4 4 6 5 2 9 3 5 α 2 6 4 9 3 6 5 3 9 3 1 1 1 1 1 1 1 1 , ⎟⎟ ⎠ ⎞ ⎜⎜ ⎝ ⎛ = β −aa d a 9 3 2 1 ,

(

)(

)

(

)(

) (

)

(

)(

)

⎥_⎦⎤ ⎢ ⎣ ⎡ − − − + − + − − − − = 6 4 9 3 3 6 9 3 3 6 4 9 3 4 6 2 1 1 1 1 1 1 1 1 a a d a a a a d a a d a a a d a a a a a γ ,

(

)(

)

(

)(

)

(

)

⎥_⎦⎤ ⎢ ⎣ ⎡ − − + − − − − = d a a a a a a d a a a a a 9 3 3 6 6 4 9 3 4 6 2 1 1 1 1 1 1 λ ,

(

a a d

)

a 9 3 3 1− = ϕ ,

(

a a d

)

d a 9 3 3 1− = φ , .

Dando seqüência, substituindo (1.1) em (6), obtém-se a função perdas:

.1)

omo o problema do governo é escolher que minimize e assume-se a função de convexa com respeito à taxa de câmbio, a condição de prim (CPO), ecessária e suficiente, é a seguinte:

(

1−a₃a₉d

)

≠0, e

(

1− aa₄ ₆

)

≠0

(

)

8

(

1

)

2 * * 1 1 1 7 − + − − + − + + + − − = _t _t _t _t _t _t t a U S S i S a S S L α βω γ λ ϕ φ (6 t S L_t C

perdas eira ordem

n

(

)

( )

O primeiro termo da derivada acima é o benefício marginal do governo em uma desvalorização da taxa de câmbio. A desvalorização cambial (maiores valores para )

correria via redução da taxa de juros doméstica, através da equação da função de

8 * * 1 1 1 7 2a U S S i S a S L t t t t t t = + − + + + − + ∂ ∂ − − − βω γ λ ϕ φ γ α t S o

reação do governo, e conseqüentemente causaria redução na taxa de desemprego, o que é bom para o governo e a sociedade. No entanto, a desvalorização da taxa de câmbio também gera custos para sociedade e governo, devendo este decidir, então, se vale a

(22)

pena abandonar a paridade cambial. O segundo termo da derivada representa o custo marginal de uma desvalorização cambial sob a ótica do governo, pois, quanto maior a , ₈ maior o impacto de uma desvalorização da taxa de câmbio sobre a função de perdas. O governo escolhe uma taxa de câmbio que minimize suas perdas, qual seja, a que iguale os efeitos do custo e do benefício marginal, gerando um resultado eficiente.

Resolvendo a CPO em termos de S , o governo soluciona o problema da taxa de t

câmbio que minimiza a função de perdas.

(10) ₂ 7 8 * * φ γ ϕ γ λ γ βω γ αU S i S a t 1 1 1 2 γ γ a S = t− + t− + t− + + −

ação (10) mostra que a taxa de câmbio se desvaloriza quando pressionada p taxa de desemprego, salário real, taxa de câmbio no período anterior e taxa de juros

xterna. Ainda, uma desvalorização da taxa de câmbio será tanto mais provável quanto:

A equ or:

e

i) Menores os valores de γ , isto é: maiores a₂, o parâmetro do salário real sobre a taxa de desemprego, a4, o peso da taxa de inflação sobre o salário

nominal, e , implican a maior importância relativa do salário

ii)

;

6

nominal em detrimento da taxa de câmbio, sobre a taxa de inflação;

Maiores a , d e a , respectivamente, a importância da taxa de juros real sobre a taxa de desemprego, a probabilidade de desvalorização e o parâmetro da taxa de desemprego com respeito à expectativa de desvalorização

a do um

3 9

iii) Maiores os valores de α , β, λ , ϕ e φ, isto é: maiores a₁, o grau de persistência da taxa de desemprego, a₂, a , ₃ a₄,a , ₆ a , ₉ d e a , aumentando ₅

o trade-off entre inflação e desemprego;

iv) Menor a relação

7 a a

, aumentando a importância da taxa de desemprego na

função de perdas, em face da variação da

8

taxa de câmbio.

Para resolver a equação da taxa de desemprego, basta substituir (10) em (1.1), resultando na seguinte equação:

(23)

(11) γ 7 8 2a a U_t =

A equação (11) mostra o comportamento da taxa de desemprego. Por definição, a taxa prego é positiva, isto é, . Então, de acordo com esta equação:

de desem U >0

i) Quanto maior a relação

7 8 a

, isto é, quanto maior a importância da política

a

cambial em detrimento da taxa de desemprego na Função de Perdas do

ii) Menores valores para

governo, maior será a taxa de desemprego;

γ (menos provável uma desvalorização da taxa de

Substituind curto prazo

câmbio) também implicam uma maior taxa de desemprego.

o (11) em (4.1), e usando (10), resulta a função de reação, a taxa de juros de : ⎟⎟ ⎠ ⎞ ⎜ ⎛ ₋ + − − − ⎟ ⎞ ⎜ ⎛ ₋ + ⎟ ⎞ ⎜⎜ ⎝ ⎛ ₋ =_i d _S _d d d U − d − d S− a _a _d i t t t t 8 1 1 1 * * 1 1 ϕ φ α βω λ (12) _⎜ ⎝ ⎟ ⎠ ⎜ ⎝ ⎟ ⎠ γ γ γ γ 2a7γ γ 9 γ

juros interna será tanto menor quanto menor a taxa de câmbio de equilíbrio e maiores a taxa de desemprego, o salário real e a taxa de câmbio. Ou seja, a taxa de juros rá maior, de acordo com as condições de uma desvalorização da taxa de câmbio A taxa de

se

previstas na equação (10).

A equação de preços é dada substituindo (10) em (3.1) e isolando p . Após _t manipulações algébricas, resulta:

(13) ₂ ₁ 7 8 * * 1 1 1 − − − ⎞ ⎜ ⎝ ⎛ ⎟ ⎠ ⎞ ⎜ ⎝ ⎛ t t t t a S i φρ ρ ϕρ βρω γ λρ γ αρ 2 + − − + + + ⎟⎟ ⎠ ⎜ − + ⎟ ⎜ − = p_t a S U p γ γ γ γ ρ τ nde: O

(

1

)

0 ) 1 ( 6 4 6 > − − = ρ a a a ,

(24)

(

)

0 1 ₄ ₆ 6 5 > − = a a a a τ , 0 > − γ αρ ρ , e 0 > − γ λρ ρ

A taxa de inflação, conforme a equação (13), reage na direção oposta da taxa de esemprego e do salário real, e na mesma direção da taxa de câmbio. Ela será maior

orização substitui-se (10) e (11) em (7), com o guinte resultado:

d

quando ocorrerem os mesmos fatores que pressionam a desvalorização da taxa de câmbio ou a redução da taxa de juros.

Para resolver a expectativa de desval se (14) _⎟⎟ ⎠ ⎞ ⎜⎜ ⎝ ⎛ − + − − − − ⎟⎟ ⎠ ⎞ ⎜⎜ ⎝ ⎛ − = S* 1 φ π − − − + a d a a i S U_t _t _t t 9 7 8 * 1 1 1 1 1 2 γ γ γ ϕ γ λ γ βω γ α γ

Como π_t₊₁ é a expectativa de desvalorização no período posterior, t+1, quanto maior a xa de desemprego no período anterior,

ta t−1, maior a pressão para uma desvalorização

pos

da taxa de câmbio em t (o mesmo raciocínio feito para a taxa de desemprego vale para o salário real). Diante disto o governo, dis to a manter o câmbio fixo, aumenta a taxa de juros em t , reduzindo a expectativa de desvalorização da taxa de câmbio em t+1, conforme descrito na equação (14). O raciocínio para a relação da taxa de câmbio e a expectativa de desvalorização é o seguinte: quanto maior a taxa de câmbio em t−1, maior a taxa de juros. Isto, por sua vez, reduz a expectativa de desvalorização em t+1.

2.3 Justificando a Fusão

A fusã ipalmente, pela utilização de todas as equações os modelos de EJ e FT, sugerindo ao final um modelo mais amplo que reúne as

o dos modelos justifica-se, princ d

(25)

Neste sentido buscou-se adequar a fusão e agregar informações, sem perder de vista o contexto histórico a que se propõe.

Em termos de análise de equações, em FT não são apresentadas equações para o salário

s equações (1), (2), (3), (4), (5) e (9), são fundamentadas em EJ, com modificações na nominal e tampouco para o nível de preços. Por outro lado, EJ não formaliza a taxa de câmbio de equilíbrio que minimiza a função de perdas do Banco Central.

A

primeira equação, onde o salário real torna-se endógeno, e na terceira equação, onde a média ponderada não depende mais do nível dos preços externos. Estas modificações foram feitas com o intuito de se considerar a relação na mesma direção entre o salário real e a taxa de desemprego Ainda, foram incluídos operadores de primeira diferença para efeito de manipulação algébrica. As equações (6), (7) e (10), respectivamente, função de perdas do Banco Central, expectativa de desvalorização da taxa de câmbio e a taxa de câmbio que minimiza a função de perdas do Banco Central, são motivadas pelo trabalho de FT, adequado ao caso brasileiro. Esta última equação, diferentemente do original, passa a depender não somente da taxa de câmbio externa e da taxa de juros externa, como em FT, mas torna endógeno também a taxa de desemprego, o salário real e a taxa de câmbio defasada em um período. A equação (8) é comum a EJ e FT.

(26)

3. O Uso de um Modelo de Segunda Geração para o caso Brasileiro

Este capítulo dedica-se inicialmente a uma breve resenha acerca das características das três gerações de modelos de crises cambiais, fazendo referências a alguns estudos empíricos para o Brasil. Posteriormente, utiliza-se de respaldo teórico visando a amparar a conclusão que se segue: os modelos de segunda geração são os mais apropriados para ilustrar o período de crises cambiais durante o período 1994 - 1999.

3.1 Principais Características das Três Gerações de Modelos de

Crises Cambiais

Foram desenvolvidas três gerações de modelos com o objetivo de explicar crises cambiais. Alguns textos discutem a relação entre estes modelos, como: Eichengreen (2003a), Flood e Marion (1998) e Kaminsky e Reinhart (1998).

Os modelos de primeira geração (modelos canônicos) caracterizam-se por suporem a ocorrência de crises cambiais decorrentes de política cambial e fiscal inconsistentes. Esta categoria de modelos foi desenvolvida nos contextos das crises cambiais da década de 70 e 80. Ilustram estes modelos os trabalhos de Krugman (1979) e Flood e Garber (1984), que mostram como a combinação de taxa de câmbio fixa e de uma política fiscal expansionista (expansão de crédito acima da demanda por moeda) gera problemas para a paridade cambial. O setor privado (representado pelos especuladores) percebe a inconsistência macroeconômica e aumenta a demanda pela moeda estrangeira, causando queda nas reservas internacionais e o ataque especulativo contra o valor da moeda nacional.

In first generation models, the government exogenously pursues fiscal and monetary policies that are inconsistent with the long-run maintenance of a fixed exchange rate. One way to motivate government behaviour of this sort is to argue that the government faces short-term domestic finance constraints that it feels are more important to satisfy than long-run maintenance of external balance. While this is not completely satisfactory way to model the actions of the authorities, it allows us to focus on the behavior of speculators and their role in generating crisis. (MARK, 2001, p.257)

(27)

Os modelos canônicos ainda supõem mercados eficientes (informação perfeita), expectativas racionais e ausência de interferência da autoridade monetária diante da queda de reservas internacionais, ou seja, a autoridade monetária assiste passivamente ao ataque contra a sua moeda.

While Krugman´s currency spectators are smart – they maximize profits, making efficient use of all available information – his governments and central banks are dumb. They follow rigid policy rules, mechanically issuing domestic-currency-denominated debt to finance constant budget deficits while mindlessly intervening to support the currency. Because the model makes no attempt to characterize the government´s objectives, it offers no explanation for why the authorities react as they do. (EICHENGREEN, 2003a, p. 2)

O trabalho de Menezes e Moreira (2001) testou o modelo canônico de Krugman para explicar a crise brasileira de 1999, concluindo que o mesmo não é bem sucedido para este fim.

Os testes demonstraram que o modelo de crise de balanço de pagamento e de ataque especulativo de Krugman (1979) não explica a crise cambial brasileira deflagrada em janeiro de 1999. (...) A contribuição deste trabalho consiste em rejeitar a hipótese de crise nos fundamentos como causa do ataque ao Real em janeiro de 1999. Nada indica que uma expansão do crédito doméstico tenha precedido temporalmente, ou causado, no sentido de Granger, o declínio das reservas internacionais, no período de janeiro de 1995 a dezembro de 1998. Os resultados sugerem outras explicações para o episódio. A literatura enfatiza que o caso brasileiro parece mais condizente com os “modelos de segunda geração”, os quais explicam a crise cambial como decorrente de causas adversas em detrimento das decisões internas de política econômica (fundamentos). Para estes modelos, determinados ataques especulativos e crises cambiais podem ser explicados por profecias auto-realizáveis. Quando os agentes econômicos antecipam que o custo para manutenção do regime cambial fixo é maior que o seu benefício, e o policymaker também percebe que o custo de uma defesa da paridade cambial (ataque especulativo) é maior que o custo de abandonar o regime cambial, e dado que o mercado sabe dessas informações, então a profecia da mudança de regime cambial realiza-se. (MENEZES e MOREIRA, 2001, p. 101 e 102)

Os modelos de segunda geração foram inspirados nas crises cambiais ocorridas na Europa durante o período 1992-1993. O ponto central destes modelos é que a autoridade monetária passa a avaliar os custos e benefícios da manutenção da paridade cambial e não assiste passivamente à corrida contra a sua moeda.

(28)

A key feature of the second-generation model is that they explicity account for the policy options available to the authorities. To defend the exchange rate, the government may have to borrow foreign exchange reserves, raise domestic interest rates, reduce budget déficit, and/or impose exchange conntrols. Exchange rate defense is therefore costly. The government´s willingness to bear these costs depends in parto on the state of the economy. Whether the economy is in good state or in bad state in turn depend´s on public´s expectations. The government engages in a cost-benefit calculation to decide whether to defend the exchange rate or to realign.” (MARK 2001, p.

262)

A estes modelos, três importantes conceitos foram integrados: a função de perdas do governo, a função de reação da autoridade monetária e a possibilidade de equilíbrios múltiplos. A autoridade monetária minimiza sua função de perdas sujeita ao câmbio de equilíbrio e às oscilações de suas variáveis de interesse. O governo pode achar conveniente desvalorizar a taxa de câmbio quando a defesa do mesmo gera custos indesejáveis (altas taxas de desemprego, por exemplo). O instrumento de política monetária é descrito neste caso pela função de reação, representada na maioria das vezes pela condução da taxa de juros de curto prazo. Os agentes do mercado, por sua vez, ao observarem algum viés de desvalorização da taxa de câmbio, podem antecipar uma “corrida” contra a moeda nacional, gerando crises auto-realizáveis, também conhecidas como crises decorrentes de “comportamento de manada”. A ocorrência de equilíbrios múltiplos caracteriza a possibilidade de situações de equilíbrio com a taxa de câmbio fixa ou desvalorizada. Ilustram esta classe de modelos os trabalhos de Obstfeld (1994), Eichengreen e Jeanne (2001) e Ferreira e Tulio (2001).

Os modelos de terceira geração foram inspirados nas crises cambiais dos países do sudeste asiático em 1997. Estes países não apresentavam problemas nos fundamentos macroeconômicos, como ocorreu em crises cambiais anteriores. Estes modelos supõem como detonadores de crises cambiais os problemas de “contágio”, assimetria de informações (seleção adversa e risco moral) e crises gêmeas, como explicou Kaminsky e Reinhart (1999). Exemplos de modelos de terceira geração são os trabalhos de Corsetti, Pesenti e Roubini (1998) e Krugman (1998). Contudo, importantes diferenças entre as gerações de modelos de crises cambiais devem ser notadas, como visto em citação abaixo:

(29)

Conforme descrito, entre outros, em Krugman (1998), Corsetti, Pesenti e Roubini (1998), Canuto (1998) e Curado (2001), a principal distinção entre, de um lado, a literatura de “primeira” e “segunda” gerações e, de outro, a literatura de “terceira gerações” encontra-se no fato de que esta última entende a crise cambial como uma crise financeira derivada de problemas de assimetria de informação nos mercados financeiros e não de uma conseqüência de problemas na gestão de política macroeconômica, a ênfase dos modelos de “primeira” e “segunda” gerações. Ainda segundo os trabalhos citados, essa mudança de enfoque é fruto da inadequação da literatura de “primeira” e segunda gerações aos fatos estilizados observados no Sudeste Asiático pré-crise cambial de 1997. Objetivamente, os países do Sudeste Asiático não apresentavam, de acordo com os modelos de “terceira geração”, os problemas de gestão macroeconômica apresentados como causa das crises pela literatura de “primeira” e “segunda” gerações. (CURADO e CANUTO, 2001, p. 43)

A respeito das características de modelos de terceira geração e das crises cambiais ocorridas no Brasil durante a segunda metade da década de 90, ainda recorrendo à conclusões dos autores supracitados, segue que:

Em suma, a observação dos dados da Tabela 1 e os argumentos selecionados do trabalho de Kregel (2000) se constituem em indicações de que os elementos destacados como geradores de crises cambiais pela literatura de “terceira geração” encontram-se expostos de modo mais evidente nas economias asiáticas do que nas economias latino-americanas. Esse é um elemento que reforça a necessidade de elaboração de trabalhos específicos sobre as crises cambiais latino-americanas que incorporem em suas construções elementos específicos da região. Essas considerações são válidas, sobretudo, para o caso brasileiro, já que o processo de reestruturação do setor bancário promovido após a crise do setor em 1994-95 permitiu, como argumentam Kregel (2000) e Curado (2001), uma situação “privilegiada” do setor, quando comparada com a dos países do Sudeste Asiático ou mesmo do México. (CURADO e CANUTO, 2001, p. 62)

3.2 Macroeconomia e a Política Econômica Brasileira 1994 - 1999

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;

(30)

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

(31)

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

(32)

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)i_t =a+bi_t₋₁+cπ_t +dy_t +e∆R_t

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

(33)

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.

(34)

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.

(35)

• 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.

(36)

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,

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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

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

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

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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.

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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.

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Tabela 3 – Estimação da Expectativa de Desvalorização da Taxa de Câmbio

Variável Dependente: RESERVAS

MQO VI

Variável

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

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,

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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.