Crises Cambiais e Desemprego no Brasil 1994 - 1999 - início

UNIVERSIDADE FEDERAL FLUMINENSE
CENTRO DE ESTUDOS SOCIAIS APLICADOS
PÓS-GRADUAÇÃO EM ECONOMIA
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
Niterói (RJ)
2005
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
Aos meus pais.
SUMÁRIO
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
Anexo........................................................................................................................................46
LISTA DE FIGURAS, GRÁFICOS E TABELAS:
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
TABELA 4 - Série de Dados ...................................................................................................50
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.
À fantástica Niterói.
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.
KEY-WORDS: Models of Exchange Rate Crises; Real Plan; Unemployment Rate
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
estão no capítulo 4. No anexo encontram-se os gráficos e a tabela de todas as séries usadas.
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
13
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.
(1) U t = a1U t −1 + a2ω t + a3 rt
16
O parâmetro a1 determina o grau de persistência da taxa de desemprego, enquanto a2 e
a3 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 rte = it − Et (∆pt +1 ). 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: a1 > 0 , a 2 > 0 e 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) ∆wt = a4 ∆pt − a5U t −1
Os parâmetros desta equação, tais que, 0 < a4 < 1 e a5 > 0 , 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.
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.
(3)
∆pt = a6 ∆wt + (1 − a6 )∆St
17
Tem-se por hipótese que: 0 < a6 < 1 ; então, quanto mais próximo da unidade estiver este
parâmetro, menor a importância relativa da taxa de variação da taxa de câmbio e maior
a importância do salário nominal, em relação à taxa de variação nos preços, e viceversa.
O país assume um compromisso de taxa de câmbio nominal fixa. No entanto, a cada
período, existe uma probabilidade d de desvalorização da taxa de câmbio por parte do
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 (esta 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) it = i * + π t +1 d
Oscilações positivas na expectativa e probabilidade de desvalorização da taxa de
câmbio têm impactos positivos na taxa de juros nominal. Por seu turno, esta deve
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 desta equação:
i)
Pode ser derivada da equação da IS, que relaciona o desvio do PIB com
respeito à sua tendência, à taxa de juros real, de acordo com Taylor (1999);
ii)
Sugere uma relação positiva entre o desvio do produto (com respeito ao
pleno emprego) e a diferença entre a taxa de desemprego natural e efetiva,
como na lei de Okun.
18
A equação (5) satisfaz a relação de Fisher, ou seja, a taxa de juros real é formada por r *
e ∆p* , ambos considerados constantes:
(5) i* = r * + ∆p*
O problema do governo é escolher a taxa de câmbio fixa que minimiza suas perdas, de
acordo com suas preferências, dadas pela equação (6), a seguir:
(6) Lt = a7U 2 + a8 ( St − St −1 )
Os parâmetros a7 e a8 devem ser ambos positivos para que aumentos na taxa de
desemprego e/ou desvalorização na taxa de câmbio piorem a situação do governo.
Quanto maior a7 , maior a sensibilidade da política econômica em relação a aumentos
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:
i)
Quanto maior o desvio da taxa de desemprego em relação à taxa de
desemprego que o governo deseja;
ii)
Quanto maior a desvalorização da taxa de câmbio.
Como visto na seção anterior, durante o período 1994 – 1999, a política econômica
brasileira explicitamente perseguiu a manutenção da paridade cambial como forma de
controle da taxa de inflação. Então, com a inclusão da taxa de desemprego na função de
perdas do Banco Central, pretende-se analisar a importância desta variável para os
formuladores da política monetária.
3
Supor a 7 = 0 , 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, d = 0 .
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
de câmbio nominal (isto é, menor a credibilidade da política cambial), maior a
expectativa de desvalorização:
(
)
(7) π t +1 = S * − S t + a9U t
O parâmetro a9 > 0 mede o tamanho da importância da taxa de desemprego na equação
da expectativa de desvalorização. Se S * − S t = 0 , a expectativa de desvalorização será
dada somente pela taxa de desemprego.
Vale lembrar que, para o caso brasileiro, o nível de reservas internacionais sempre
refletiu os resultados da expectativa de desvalorização. Em momentos de ameaça à
paridade cambial, o nível de reservas internacionais decrescia e, por conseguinte,
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 a9 . Em outras palavras, discute-se
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 Fisher, e a equação do salário real, que varia
positivamente com o salário nominal e negativamente em relação a preços: 4
(8) rt = it − ∆pt
(9) ωt = wt − pt
4
⎡ (1 + it ) ⎤
wt
. Linearizando ambas, resulta que:
⎥ eωt =
pt
⎣ (1 + ∆pt ) ⎦
Respectivamente de (8) e (9), são: rt = ⎢
rt = it − ∆pt e ωt = wt − pt .
20
2.2 Resolvendo o Modelo para a Forma Reduzida
Começando pelo problema de preços e salários, substituindo (2) em (3), tem-se que:
(3.1) ∆pt =
(1 − a6 ) ∆St − a5 a6U t −1
(1 − a4 a6 ) (1 − a4 a6 )
Subtraindo ∆pt nos dois lados de (2), resulta:
(2.1) ωt = −∆pt (1 − a4 ) − a5U t −1 + ω t −1
Substituindo (3.1) em (2.1), segue que:
⎡
a a (1 − a4 ) ⎤ (1 − a6 )(1 − a4 ) ∆St
+ ωt −1
(2.2) ωt = −U t −1 ⎢ a5 − 5 6
⎥−
a
a
a
a
−
−
1
1
(
)
(
)
4
6
4
6
⎣
⎦
Então, fazendo (7) em (4):
(4.1) it = i* + ⎡⎣( S * − St ) + a9U t ⎤⎦ d
E, utilizando (4.1) e (3.1) em (8), tem-se:
[
]
(8.1) rt = i * + (S * − S t ) + a9U t d −
(1 − a 6 )∆S t a 5 a 6U t −1
+
(1 − a 4 a6 ) (1 − a 4 a6 )
Substituindo (8.1) e (2.2) em (1), encontra-se a seguinte equação da taxa de
desemprego:
(1.1) U t = αU t −1 + βω t −1 − γS t + λS t −1 + ϕi * + φS *
Onde:
21
a3 a5 a6
a 2 a5
a 2 a5 a 6 (1 − a 4 ) ⎤
a1
+
−
+
⎥,
⎣ (1 − a3 a9 d ) (1 − a3 a9 d )(1 − a 4 a 6 ) (1 − a3 a9 d ) (1 − a 4 a 6 )(1 − a3 a9 d )⎦
⎡
α=⎢
⎛
⎞
a
2
⎟⎟ ,
β = ⎜⎜
1
−
a
3 a9 d ⎠
⎝
⎡ a (1 − a )(1 − a
)
(1 − a )a
ad
⎤
6
4
3
6
3
γ =⎢ 2
+
+
⎥,
(
)
(
)(
)
(
)(
1 − a3a9 d
1 − a3 a9 d 1 − a4 a6 ) ⎦
⎣ 1 − a3a9 d 1 − a4 a6
⎡ a (1 − a )(1 − a
)
(1 − a )a
⎤
6
4
6
3
+
λ=⎢ 2
⎥,
(
)(
)
(
)
a
a
d
a
a
a
a
d
−
−
1
1
1
−
3
9
4
6
3
9
⎣
⎦
ϕ=
a3
,
(1− a3a9 d )
φ=
a3 d
,
(1− a3a9 d )
(1 − a3a9 d ) ≠ 0 , e
(1 − a 4 a6 ) ≠ 0 .
Dando seqüência, substituindo (1.1) em (6), obtém-se a função perdas:
(
(6.1) Lt = a7 αU t −1 + βω t −1 − γS t + λS t −1 + ϕi * + φS *
)
2
+ a8 (S t − S t −1 )
Como o problema do governo é escolher St que minimize Lt e assume-se a função de
perdas convexa com respeito à taxa de câmbio, a condição de primeira ordem (CPO),
necessária e suficiente, é a seguinte:
∂Lt
= 2a 7 αU t −1 + βω t −1 − γS t + λS t −1 + ϕi * + φS * (− )γ + a8
∂S t
(
)
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 S t )
ocorreria via redução da taxa de juros doméstica, através da equação da função de
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 a8 ,
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 St , o governo soluciona o problema da taxa de
câmbio que minimiza a função de perdas.
(10) S t =
αU t −1 βω t −1 λS t −1 ϕi * φS *
a8
+
+
+
+
−
γ
γ
γ
γ
γ
2a 7 γ 2
A equação (10) mostra que a taxa de câmbio se desvaloriza quando pressionada por:
taxa de desemprego, salário real, taxa de câmbio no período anterior e taxa de juros
externa. Ainda, uma desvalorização da taxa de câmbio será tanto mais provável quanto:
i)
Menores os valores de γ , isto é: maiores a 2 , o parâmetro do salário real
sobre a taxa de desemprego, a 4 , o peso da taxa de inflação sobre o salário
nominal, e a6 , implicando uma maior importância relativa do salário
nominal em detrimento da taxa de câmbio, sobre a taxa de inflação;
ii)
Maiores a3 , d e a9 , 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;
iii)
Maiores os valores de α , β , λ , ϕ e φ , isto é: maiores a1 , o grau de
persistência da taxa de desemprego, a 2 , a3 , a 4 , a6 , a9 , d e a5 , aumentando
o trade-off entre inflação e desemprego;
iv)
Menor a relação
a8
, aumentando a importância da taxa de desemprego na
a7
função de perdas, em face da variação da taxa de câmbio.
Para resolver a equação da taxa de desemprego, basta substituir (10) em (1.1),
resultando na seguinte equação:
23
(11) U t =
a8
2a 7 γ
A equação (11) mostra o comportamento da taxa de desemprego. Por definição, a taxa
de desemprego é positiva, isto é, U > 0 . Então, de acordo com esta equação:
i)
Quanto maior a relação
a8
, isto é, quanto maior a importância da política
a7
cambial em detrimento da taxa de desemprego na Função de Perdas do
governo, maior será a taxa de desemprego;
ii)
Menores valores para γ (menos provável uma desvalorização da taxa de
câmbio) também implicam uma maior taxa de desemprego.
Substituindo (11) em (4.1), e usando (10), resulta a função de reação, a taxa de juros de
curto prazo:
a8
⎛ ϕd ⎞
⎛
φd ⎞ dαU t −1 dβω t −1 dλS t −1
⎟⎟ + S * ⎜⎜ d − ⎟⎟ −
−
−
+
(12) it = i * ⎜⎜1 −
γ ⎠
γ ⎠
γ
γ
γ
2a 7 γ
⎝
⎝
⎛1
⎞
⎜⎜ − a9 d ⎟⎟
⎝γ
⎠
A taxa de 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
será maior, de acordo com as condições de uma desvalorização da taxa de câmbio
previstas na equação (10).
A equação de preços é dada substituindo (10) em (3.1) e isolando pt . Após
manipulações algébricas, resulta:
a ρ
⎛ αρ
⎞
⎛ λρ
⎞ βρω t −1 ϕρi * φρS *
− τ ⎟⎟ + S t −1 ⎜⎜
(13) pt = U t −1 ⎜⎜
− ρ ⎟⎟ +
+
+
− 8 2 + pt −1
γ
γ
γ
2a 7 γ
⎝ γ
⎠
⎝ γ
⎠
Onde:
ρ=
(1 − a 6 )
> 0,
(1 − a 4 a6 )
24
τ=
a5 a6
>0,
(1 − a 4 a6 )
ρ−
αρ
> 0, e
γ
ρ−
λρ
>0
γ
A taxa de inflação, conforme a equação (13), reage na direção oposta da taxa de
desemprego e do salário real, e na mesma direção da taxa de câmbio. Ela será maior
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 desvalorização substitui-se (10) e (11) em (7), com o
seguinte resultado:
a8
⎛ φ ⎞ αU t −1 βω t −1 λS t −1 ϕi *
−
−
−
+
(14) π t +1 = S * ⎜⎜1 − ⎟⎟ −
γ
γ
γ
γ
2a 7 γ
⎝ γ⎠
⎛1
⎞
⎜⎜ − a9 d ⎟⎟
⎝γ
⎠
Como π t +1 é a expectativa de desvalorização no período posterior, t + 1 , quanto maior a
taxa de desemprego no período anterior, t − 1 , maior a pressão para uma desvalorização
da taxa de câmbio em t (o mesmo raciocínio feito para a taxa de desemprego vale para
o salário real). Diante disto o governo, disposto 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 fusão dos modelos justifica-se, principalmente, pela utilização de todas as equações
dos modelos de EJ e FT, sugerindo ao final um modelo mais amplo que reúne as
equações omitidas e possibilita uma maior interação entre os parâmetros e variáveis.
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
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.
As equações (1), (2), (3), (4), (5) e (9), são fundamentadas em EJ, com modificações na
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 latinoamericanas 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 y é o PIB potencial, r a taxa de juros real e π a taxa de inflação. Os parâmetros
a , b e c são positivos. Ainda, u , v e w são choques aleatórios, e, y−1 e 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 mais alta ( 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 pósimplementação do Plano Real. Estes autores argumentam que a taxa de juros foi o
principal instrumento de política monetária e o objetivo era controlar a taxa de inflação.
O Banco Central do Brasil tinha como objetivo principal controlar a taxa de inflação
através da “âncora cambial”. Segue, então, a função de reação da taxa de juros que
propuseram para ilustrar a condução da política econômica brasileira no período:
(1) it = a + bit −1 + cπ t + dy t + e∆Rt
Onde, i é a taxa nominal de juros, π a taxa de inflação, y o produto e ∆Rt a variação
nas reservas internacionais. E, ainda, onde a , b , c , d 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),
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$),
deflacionando-se o salário mínimo nominal pelo Índice Nacional de Preços ao
Consumidor (INPC) do IBGE.
•
Taxa de Juros Nominal (Selic)
Dados do Banco Central do Brasil.
35
•
Taxa de Juros Real
Série de dados elaborada pelo autor a partir da Taxa de Juros Nominal (Selic) e da Taxa
de Inflação (IPCA), utilizando:
r=
(1 + i ) − 1
(1 + π )
Onde:
r = Taxa de Juros Real
i = Taxa de Juros Nominal
π = Taxa de Inflação
•
Taxa de Câmbio
Dados do Banco Central do Brasil. Correspondem à Taxa de Câmbio comercial para
compra Real (R$) / 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.
Abaixo seguem três tabelas resultantes das seguintes estimações:
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
Variável
Independente
Constante
Tendência
Desemprego
Selic
Câmbio
R2
R 2 ajustado
MQO
VI
Coeficiente
Coeficiente
1.140839
(1.96)
0.024877
(2.01)
0.664440
(4.81)
0.015691
(2.46)
-0.078292
(-0.22)
1.180500
(2.23)
0.029110
(2.53)
0.603819
(4.21)
0.022965
(2.31)
0.041069
(0.09)
0.848278
0.845765
0.835651
0.838329
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,
37
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 2 ajustado (em ambos os
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
Variável
Independente
Constante
Tendência
Inflação
Câmbio
Desemprego
R2
R 2 ajustado
MQO
VI
Coeficiente
Coeficiente
10.28124
(1.56)
0.112180
(1.88)
0.759223
(3.01)
-13.87883
(-1.33)
0.411710
(0.68)
7.581872
(1.41)
0.057764
(1.12)
0.724488
(3.17)
-13.79493
(-1.54)
1.204995
(1.45)
0.858673
0.849405
0.856684
0.847287
Durbin-Watson
1.953583
1.898012
Estatística F
92.65548
83.73619
Prob.(estatística F)
0.000000
0.000000
Nota: Como variável instrumental foram utilizadas as séries
defasadas em dois períodos. Os números entre parênteses
são as estatísticas t.
A tabela 2, vista acima, estima a Selic como variável dependente. É a Função de Reação
do Banco Central do Brasil tendo como variáveis explicativas as taxas de inflação, de
câmbio e de desemprego.
Ao avaliar o coeficiente da taxa de desemprego em MQO e VI, verificam-se em ambos
os casos que esta variável apresentou sinal positivo no coeficiente e que não é
38
estatisticamente significativa. Pode-se entender com estes resultados e com as
explicações da Tabela 1 que, apesar da Selic explicar em parte a taxa desemprego, esta,
por sua vez, não pode ser considerada relevante para explicar a Função de Reação no
Banco Central. Em outras palavras, sugere-se que a taxa de desemprego não foi
preponderante nas preferências da autoridade monetária, quando das decisões de defesa
de oscilações indesejadas da taxa de inflação, que era o principal objetivo do Plano
Real.
Ainda, na Tabela 2, a taxa de câmbio não é estatisticamente significativa. Por outro
lado, a taxa de inflação mostrou-se estatisticamente significativa a 5%, em ambas as
colunas de regressões. O resultado, como era de se esperar, sugere que a autoridade
monetária reagiu, em sua Função de Reação, aos aumentos da taxa de inflação. A
relação é que a cada aumento de uma unidade desta variável, a taxa Selic aumentaria em
0,75 vezes em MQO, e 0,72 vezes em VI. Por fim, as variáveis explicativas das duas
estimações explicam cerca de 85% da taxa Selic.
Para estimar a expectativa de desvalorização da taxa de câmbio foram utilizadas as
Reservas Internacionais como proxy da variável dependente. Os resultados estão na
tabela 3, apresentada abaixo. 6
Com estas estimações esperou-se verificar em que medida a taxa de desemprego
influenciou a expectativa de desvalorização. São variáveis explicativas as taxas Selic, de
desemprego e de câmbio.
6
Durante os primeiros cinco anos do Plano Real as Reservas Internacionais sempre reagiram
negativamente em situações de ameaça à paridade cambial, tendo o seu fluxo observado pelos
especuladores, conforme apresentado no capítulo 1 do presente trabalho.
39
Tabela 3 – Estimação da Expectativa de Desvalorização da Taxa de Câmbio
Variável Dependente: RESERVAS
Variável
Independente
Constante
Tendência
Desemprego
Selic
Câmbio
R2
R 2 ajustado
MQO
VI
Coeficiente
Coeficiente
53750.38
(6.86)
247.2962
(1.70)
-491.4930
(1.81)
3035.931
(-2.96)
-25735.87
(-3.0884)
53839.21
(6.47)
241.7797
(1.43)
-492.2977
(1.19)
2913.535
(-2.51)
-24924.73
(-3.0897)
0.347302
0.304502
0.347002
0.304182
Durbin-Watson
0.322744
0.320092
Estatística F
8.114559
6.013644
Prob.(estatística F)
0.000026
0.000380
Nota: Como variável instrumental foram utilizadas as séries
defasadas em dois períodos. Os números entre parênteses
são as estatísticas t.
O principal resultado das duas regressões da Tabela 3 é o fato de a taxa de desemprego
não ser estatisticamente significativa, sinalizando que esta variável não explica a
expectativa de desvalorização. Isto pode ser verdade, considerando-se que tanto a
autoridade monetária quanto outros agentes do mercado poderiam não relevar esta
variável em suas análises. Pode-se dizer com isto, como sugere a intuição dos dados,
que os aumentos da taxa de desemprego tiveram pouca ou nenhuma influência durante
os primeiros cinco anos do Plano Real, vis-à-vis à política monetária do período (sem
excluir o período de quebra do regime cambial).
O termo de tendência determinística mostrou-se positivo e significante a 5%. Em ambas
as colunas, MQO e VI, os coeficientes das taxas Selic e de câmbio mostraram-se
significativos, com os sinais esperados e bastante elásticos, revelando serem
componentes importantes para explicar as variações das Reservas Internacionais. No
entanto, ressalta-se que poderiam ser incluídas mais variáveis dependentes nas duas
regressões (resultados de MQO e VI explicam somente cerca de 34%). Isto, contudo,
40
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.
41
Conclusão
Este trabalho se propôs a realizar uma reflexão sobre a importância dada à taxa de
desemprego durante os primeiros cinco anos do Plano Real. O objetivo principal foi
identificar quão relevante foi a taxa de desemprego vis-à-vis a percepção da autoridade
monetária brasileira, em face das peculiaridades da formatação e objetivos do plano e
dos acontecimentos históricos do período.
Inicialmente levantaram-se aspectos históricos, conforme capítulo 1. O período
estudado foi marcado por graves crises internacionais que impactaram diretamente o
direcionamento da política econômica no Brasil. Este capítulo é importante para
contextualizar historicamente a pergunta central da dissertação, qual seja: Em que
medida a taxa de desemprego afetou a política adotada pelo Banco Central do Brasil,
durante o período 1994 – 1999? Este questionamento se faz mister para este período por
três razões:
i)
A ocorrência de três crises cambiais;
ii)
A política econômica adotada;
iii)
A elevação da taxa de desemprego.
Na seqüência, no capitulo 2, buscou-se apresentar um modelo teórico para formalizar a
pergunta da dissertação. Isto foi feito através da fusão de dois outros modelos, sem
perder de vista a realidade histórica e com o objetivo de tornar a análise mais
abrangente possível. O modelo proposto está dentro da categoria de modelos de crises
cambiais de segunda geração.
Fez-se necessário, também, que tanto a parte histórica quanto o modelo teórico
estivessem amparados e em consonância com teoria macroeconômica condizentes. Este
estudo foi apresentado no capítulo 3.
Somente então ocorreram os testes empíricos, para que pudesse ser respondida a
pergunta central da dissertação, isto é, a verificação da sensibilidade da autoridade
monetária brasileira com respeito à taxa de desemprego durante o período 1994 - 1999.
42
Intuitivamente poder-se-ia pensar que a taxa de desemprego teve pouca ou nenhuma
influência na condução da política econômica. Após verificação econométrica, vista no
capítulo 4, sugerem-se as seguintes conclusões:
i)
A Selic (função de reação do Banco Central do Brasil) foi determinante para
explicar a taxa de desemprego;
ii)
A taxa de desemprego não se mostrou relevante para explicar a função de
reação do Banco Central do Brasil;
iii)
A Selic e a taxa de câmbio foram significativas quando utilizadas como
variáveis explicativas das reservas internacionais (a expectativa de
desvalorização da taxa de câmbio);
iv)
A taxa de desemprego não foi significativa na determinação da expectativa
de desvalorização da taxa de câmbio.
Conclui-se que a taxa de desemprego teve pouca importância na política econômica
brasileira, em detrimento de outras variáveis. Após testes econométricos não se aceita a
hipótese de que a taxa de desemprego influenciou preponderantemente a política
monetária brasileira e tampouco teve participação na decisão de quebra do regime
cambial em 1999.
Diante do exposto, constatou-se então, que durante os primeiros cinco anos de vida do
Plano Real, período conturbado por três crises cambiais, a política econômica brasileira
não foi influenciada pelas oscilações da taxa de desemprego, ou seja, esta variável
parece não ter sido usada como norteador dos formuladores de política econômica. Em
outras palavras, sem fazer qualquer juízo de valor, pode-se afirmar que a taxa de
desemprego desempenhou papel pouco relevante na função de reação do Banco Central
do Brasil.
43
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Perspectives 14(3), pp. 21-36.
46
ANEXO:
A. Gráficos e Séries de Dados
Gráfico 2 – Taxa de Câmbio
2.0
Crise do México
1.2
0.8
0.4
Crise da Rússia
Crise do Sudeste Asiático
1.6
0.0
1994
1995
1996
1997
1998
Taxa de Câmbio
Gráfico 3 – Taxa de Desemprego
6
5
Crise da Rússia
7
Crise do México
8
Crise do Sudeste Asiático
9
4
3
1995
1996
1997
Taxa de Desemprego
1998
47
Gráfico 4 – Taxa de Inflação
30
20
10
Crise do México
40
Crise da Rússia
Crise do Sudeste Asiático
50
0
-10
1995
1996
1997
1998
Taxa de Inflação
Gráfico 5 – Reservas Internacionais
80000
60000
50000
40000
Crise da Rússia
Crise do México
Crise do Sudeste Asiático
70000
30000
1994
1995
1996
1997
Reservas Internacionais
1998
48
Gráfico 6 – Taxa Selic
60
30
20
10
Crise do México
40
Crise da Rússia
Crise do Sudeste Asiático
50
0
1995
1996
1997
1998
Taxa Selic
Gráfico 7 – Salário Real
230
190
180
170
160
Crise da Rússia
200
Crise do Sudeste Asiático
210
Crise do México
220
150
1994
1995
1996
1997
Salário Real
1998
49
Gráfico 8 – Taxa de Juros Real
3.0
Crise do México
2.0
1.5
1.0
0.5
Crise da Rússia
Crise do Sudeste Asiático
2.5
0.0
1994
1995
1996
1997
Taxa de Juros Real
1998
50
Tabela 4 – Séries de Dados
1994 01
38.38
4.75
Reservas
Internacionais
(US$bilhões)
31011.00
35.56
2.08
185.08
0.07
1994 02
40.38
4.40
32211.00
36.84
2.59
167.83
0.10
1994 03
42.76
5.54
35390.00
41.31
1.03
208.16
0.14
1994 04
41.99
5.38
36542.00
40.27
1.23
192.88
0.20
1994 05
46.42
5.91
38282.00
42.75
2.57
189.87
0.28
1994 06
46.51
5.38
38289.00
42.68
2.68
188.98
0.40
1994 07
47.95
5.18
41408.00
44.03
2.72
187.60
0.58
1994 08
50.62
5.43
42881.00
47.43
2.16
185.53
0.83
1994 09
6.87
5.46
43090.00
6.84
0.03
172.19
0.92
1994 10
4.17
5.50
42981.00
1.86
2.27
169.06
0.90
1994 11
3.83
5.05
43455.00
1.53
2.27
180.13
0.86
1994 12
3.62
4.53
42845.00
2.62
0.98
175.19
0.84
1995 01
4.07
4.01
41937.00
2.81
1.23
170.15
0.84
1995 02
3.80
3.42
38806.00
1.71
2.05
167.31
0.85
1995 03
3.37
4.42
38278.00
1.70
1.65
200.28
0.85
1995 04
3.25
4.25
37998.00
1.02
2.21
163.28
0.84
1995 05
4.26
4.42
33742.00
1.55
2.67
160.68
0.89
1995 06
4.26
4.35
31887.00
2.43
1.78
156.78
0.91
1995 07
4.25
4.50
33731.00
2.67
1.54
219.36
0.90
1995 08
4.04
4.59
33512.00
2.26
1.74
214.68
0.91
1995 09
4.02
4.84
41823.00
2.36
1.62
209.52
0.93
1995 10
3.84
4.90
47660.00
0.99
2.82
207.41
0.94
1995 11
3.32
5.20
48713.00
0.99
2.31
205.01
0.95
1995 12
3.09
5.10
49694.00
1.41
1.66
202.18
0.96
1996 01
2.88
4.73
51257.00
1.47
1.39
199.17
0.96
1996 02
2.78
4.45
51840.00
1.56
1.20
195.94
0.97
1996 03
2.58
5.26
53540.00
1.34
1.22
193.12
0.97
1996 04
2.35
5.71
55794.00
1.03
1.31
191.76
0.98
1996 05
2.22
6.39
55753.00
0.35
1.86
191.20
0.99
1996 06
2.07
6.03
56769.00
1.26
0.80
189.44
0.99
1996 07
2.01
5.92
59394.00
1.22
0.78
209.49
0.99
1996 08
1.98
5.93
59997.00
1.19
0.78
206.74
1.00
1996 09
1.93
5.58
59521.00
1.11
0.81
204.29
1.01
1996 10
1.97
5.56
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0.44
1.52
203.28
1.01
1996 11
1.90
5.24
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0.15
1.75
203.24
1.02
1996 12
1.86
5.15
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0.30
1.55
202.47
1.02
1997 01
1.80
4.56
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0.32
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201.78
1.03
1997 02
1.80
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0.47
1.33
201.12
1.04
1997 03
1.73
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1.18
0.55
199.50
1.04
1997 04
1.67
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198.61
1.05
1997 05
1.64
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197.27
1.06
1997 06
1.66
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196.09
1.06
1997 07
1.58
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0.41
1.17
209.86
1.07
1997 08
1.61
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0.54
1.06
209.13
1.07
1997 09
1.60
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0.22
1.38
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1.08
1997 10
1.59
5.95
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-0.02
1.61
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1.09
1997 11
1.59
5.63
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0.06
1.53
208.61
1.09
1997 12
1.67
5.72
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0.23
1.44
208.01
1.10
1998 01
3.04
5.36
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1.11
1998 02
2.97
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0.43
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1.11
1998 03
2.67
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0.71
1.95
204.78
1.12
1998 04
2.13
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0.46
1.66
203.68
1.13
1998 05
2.20
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0.34
1.85
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1.13
1998 06
1.71
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0.24
1.46
201.78
1.14
1998 07
1.63
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0.50
1.12
217.03
1.15
1998 08
1.60
7.91
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0.02
1.58
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1.15
1998 09
1.70
8.02
70210.22
-0.12
1.83
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1.16
1998 10
1.48
7.80
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-0.51
2.00
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1.17
1998 11
2.49
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-0.22
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219.07
1.18
1998 12
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0.02
2.92
218.82
1.19
1999 01
2.63
7.05
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-0.12
2.76
219.22
1.19
1999 02
2.40
6.33
44556.44
0.33
2.06
218.30
1.20
1999 03
2.18
7.73
36136.28
0.70
1.47
216.89
1.50
1999 04
2.38
7.51
35456.61
1.05
1.31
214.13
1.91
1999 05
3.33
8.16
33848.27
1.10
2.21
211.42
1.90
1999 06
2.35
8.25
44315.06
0.56
1.78
210.43
1.69
Ano Mês
Selic
Taxa de
Desemprego
Taxa de Juros
Real*
Salário Real
Taxa de Câmbio
Crise do México
Crise do Sudeste
Asiático
Crise da Rússia
Fonte: www.ipeadata.gov.br
* Calculado pelo autor.
Taxa de
Inflação