A taxa de câmbio real de equilíbrio no Brasil 1980_ 2009

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Rio de Janeiro, 23 de agosto de 2010.Versão preliminar para discussão.

A taxa de câmbio real de equilíbrio no Brasil: 1980 – 2009

Antônio Salazar P. Brandão1

1 Professor da Faculdade de Ciências Econômicas da Universidade do Estado do Rio de Janeiro(UERJ).



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1. Introdução

A taxa de câmbio real passou a ter grande destaque nas discussõesmacroeconômicas a partir do final dos anos 1970 quando diversos paísesexperimentaram elevadas taxas de inflação por longos períodos de tempo.Muitos planos de estabilização tiveram como principal instrumento a fixação dataxa de câmbio nominal. Com isto, em grande parte dos casos, a taxa de câmbioreal valorizou-se expressivamente causando dificuldades para os balanços depagamentos as em vista da perda de competitividade do setor de benscomercializáveis.

Praticamente todas as tentativas de estabilização ocorridas no Brasil a partir de1980 influenciaram a taxa de câmbio. Foi assim em 1980 quando a correçãocambial foi pré-fixada, foi assim durante o plano cruzado quando tambémocorreu descolamento entre a inflação e as desvalorizações da moeda e foiassim no Plano Collor e no bem sucedido Plano Real.

As taxas de inflação atuais não são tão elevadas quanto as que foramobservadas nas décadas de 1970, 1980 e 1990. O Brasil, um dos últimos paísesa conseguir estabilizar sua economia, vem convivendo em média com taxas deinflação moderadas após o Plano Real.

Apesar disto, discussões sobre o regime cambial continuam sendo freqüentes,principalmente em vista da volatilidade da taxa de câmbio nominal e da taxa realapós a adoção do regime de taxas de câmbio flexíveis. A expressiva valorizaçãoocorrida recentemente também provoca acirrados debates entre analistas eoutros interessados no assunto.

Este trabalho tem por objetivo analisar os determinantes da taxa de câmbio realno Brasil e estimar uma taxa de equilíbrio consistente com fundamentoseconômicos. A seção seguinte contém um pequeno resumo da teoria. Na seção3 são apresentadas as variáveis usadas na estimação do modelo. Na seção 4encontram-se as estimativas. A seção 5 faz a análise dos resultados dandodestaque para a relação de longo prazo entre a taxa de câmbio real e seusdeterminantes. A seção 6 mostra resultados adicionais do modelo estatísticocom o intuito de permitir que os leitores façam uma melhor avaliação dosresultados. A seção 7 conclui o trabalho.

2. Breve resumo da teoria

Seguindo de perto MacDonald e Ricci apresentam-se a seguir variáveisexplicativas comumente usadas para estimar a taxa de câmbio real e tambémuma justificativa para o sinal que estas variáveis devem ter na relação de longoprazo.



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2

Uma parte expressiva da literatura sobre a taxa de câmbio mostra que o modelode Paridade do Poder de Compra não é adequado para analisar a taxa decâmbio. Uma das principais justificativas para tal é que estudos econométricosmostram que o período de tempo necessário para a convergência dos preçosdomésticos e dos preços externos, ambos convertidos para a mesma unidademonetária é muito grande (Rogoff) e não pode ser explicado unicamente porrigidezes nominais.

No trabalho a taxa de câmbio real é definida pela relação*ep

pθ = , onde e denota

a taxa nominal de câmbio, p* denota o índice de preços externos, p denota o

índice de preços dos bens domésticos.

Efeito Balassa-Samuelson. Dados os preços dos bens comercializáveis,aumentos de produtividade no setor provocam aumentos de salários no própriosetor e, em conseqüência da mobilidade da mão de obra, no setor de bens nãocomercializáveis. Este aumento, por sua vez, eleva o preço dos bens nãocomercializáveis provocando apreciação da taxa de câmbio real2.

Termos de troca. Em países que dependem fortemente de exportações decommodities variações nos termos de troca tendem a influenciar a taxa decâmbio real. Um modelo estilizado é apresentado por Cashin, Céspedes eSahay onde mostram que um aumento nos termos de troca leva à apreciação dataxa de câmbio real. O mecanismo descrito pelos autores é baseado numa

economia onde há mobilidade de mão de obra entre os setores de benscomercializáveis e não comercializáveis. No modelo o país que produzcommodities não produz os bens importados. Desta forma, o aumento dostermos de troca provoca aumento de salários e este, por sua vez, leva a umaumento no preço dos bens não comercializáveis. MacDonald e Ricci lembramainda o efeito riqueza, apontado anteriormente por Diaz-Alejandro: a melhoriados termos de troca leva a um aumento da riqueza e da demanda econsequentemente aumenta também o preço dos bens não comercializáveis.

Diferencial entre a taxa de juro real doméstica e a taxa de juros real dosparceiros comerciais. Aumentos no diferencial de juros causam apreciação da

taxa de câmbio real. MacDonald e Ricci indicam diversas razões para que istoocorra. Um aumento da absorção doméstica provoca aumentos na taxa de jurosreal numa economia onde não há mobilidade perfeita de capital. Ao mesmotempo o aumento da absorção significa que tanto a demanda por benscomercializáveis quanto a demanda por bens não comercializáveis aumenta ecom isto aumentam os preços dos bens não comercializáveis.

2 Um argumento formal é apresentado em Obstfeld e Rogoff(págs. 211-212).



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Outro argumento é que diferenciais de produtividade podem se refletir nas taxasde juros. Esta é outra dimensão do efeito Balassa-Samuelson que pode sercaptada pela variação em questão.

Um argumento adicional, mencionado por MacDonald e Ricci, é dado pelomodelo de Dornbusch em que choques monetários causam overshooting da taxade câmbio quando há rigidez de preços. Obstfeld e Rogoff (págs. 609 – 621)mostram que neste modelo um aumento no diferencial de juros provocavalorização da taxa de câmbio real. Na medida em que o diferencial de jurospermanece elevado a taxa de câmbio real permanecerá valorizada.

Orçamento do governo. Uma melhora do orçamento fiscal do governonormalmente provoca redução na demanda agregada por bens e serviços. Estaredução da demanda agregada, por sua vez, leva à redução no preço dos bensnão comercializáveis, ou seja, uma depreciação da taxa de câmbio real.Entretanto a depreciação leva a um superávit na conta corrente, provocandoaumento dos ativos externos do país. Para que a conta capital e financeira dobalanço de pagamentos retorne à posição de equilíbrio de longo prazo seránecessário eliminar o superávit na conta corrente, o que requer apreciação dataxa de câmbio real. O efeito final é ambíguo.

Deve-se observar que se o aperto fiscal tiver como origem redução dos gastosdo governo, a depreciação inicial deverá ser mais expressiva uma vez que osgastos do governo são feitos majoritariamente em bens não comercializáveis.

Grau de abertura da economia. Uma economia com poucas restriçõescomerciais, tudo o mais constante, deverá ter uma taxa de câmbio real maisdesvalorizada do que uma economia com muitas restrições comerciais.

Ativos externos líquidos. Volumes maiores de ativos externos líquidos levam àvalorização da taxa de câmbio real. Isto ocorre porque um maior volume deativos permite que o dispêndio com bens não comercializáveis seja maior,levando a um aumento de seu preço. Ademais, uma posição maior de ativosexternos permite que o país possa conviver com déficits mais elevados na contacorrente, pagando com ativos externos a perda de competitividade ocasionadapela taxa de câmbio real apreciada.

A discussão acima indica que existe uma relação de longo prazo da taxa decâmbio real com as variáveis mencionadas. Esta relação pode ser representadapela equação:

( , , , , , ) f SB TT Djur Gov GA AE θ =

A notação é a seguinte: θ – taxa de câmbio real; SB – efeito Balassa-Samuelson; TT – termos de troca; Djur – diferencial de juros; GOV – orçamento



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do governo; GA – grau de abertura comercial; e AE – posição dos ativosexternos líquidos.

De acordo com a análise acima, os sinais das derivadas parciais são osseguintes:

1 2 3 5 60; 0; 0; 0; 0 f f f f f > > > < > . O sinal de

4 f é indeterminado.

3. Evolução da taxa de câmbio real e das variáveis explicativas no período1980 / 2009

A taxa de câmbio real usada na análise tem como fonte o IPEA. Segundo oInstituto ela “é calculada pela média ponderada do índice de paridade do poderde compra dos 16 maiores parceiros comerciais do Brasil. A paridade do poder

de compra é definida pelo quociente entre a taxa de câmbio nominal (emR$/unidade de moeda estrangeira) e a relação entre o Índice de Preço porAtacado (IPA) do país em caso e o Índice Nacional de Preços ao Consumidor(INPC/IBGE) do Brasil. As ponderações utilizadas são as participações de cadaparceiro no total das exportações brasileiras em 2001.”3

O Gráfico 1 mostra a evolução do indicador entre o primeiro trimestre de 1980 eo quarto trimestre de 2009. Em quatro períodos houve apreciação expressiva dataxa: 1980T1 / 1982T3 (10 trimestres); 1987T4 / 1990T1 (10 trimestres); 1992T4

/ 1998T1 (22 trimestres) e 2004T2 / 2009T4 (22 trimestres). Nos demaisperíodos houve inicialmente desvalorização seguida de um período de relativa

estabilidade da taxa real de câmbio. No período como um todo houve umaapreciação de 25% da taxa de câmbio real.

O Gráfico 2 mostra a evolução das variáveis explicativas e sugere as seguintesobservações:

• a produtividade relativa, estimada pela relação entre o PIB per capitado Brasil e o PIB per capita dos países da OCDE, passa a crescerapós o final de 1995 mas ainda não alcançou o nível em que estavaem 1980;

• o déficit operacional, conforme calculado pelo Banco Central do Brasil,foi, na maioria dos períodos positivo e apresentou um valor médio de1%;

3 A informação acima foi retirada do portal Ipea Data (www.ipeadata.gov.br) em 28 de julho de2010.



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• os termos de troca, calculados pela Funcex, tiveram comportamento

ascendente durante todo o período, apresentando entretanto períodosde volatilidade;

• o grau de abertura da economia, calculado pela soma das importaçõese exportações como percentagem do PIB, após o final década de 1980aumenta sistematicamente. Nota-se uma queda no último trimestre de2009;

• o diferencial de juros reais, estimado pela diferença entre a taxa SelicOver e a Prime Rate americana, apresenta-se normalmente positivo apartir da estabilização da economia4. Nota-se também grande

volatilidade no período anterior ao Plano Real; e• as reservas internacionais, tomadas como indicador dos ativos

externos líquidos, apresentaram crescimento expressivo a partir dofinal do ano 2000.

4 As respectivas taxas reais foram calculadas usando o IPC dos Estados Unidos e o IPC – Brasilcalculado pela FGV.

Gráfico 1

0

20

40

60

80

100

120

140

160

1

1

1

11

1

1

1

1

1

1

1

1

1

1

1

1

1

1

1

1 1

Índice

Ano-Trimestre

Taxa de câmbio real



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4. Estimativas

O modelo foi estimado, usando o software Eviews 6, com dados trimestrais parao período 1980T1 / 2009T4. A Tabela 1 apresenta o resultado dos testes deDickey-Fuller para as variáveis selecionadas. A hipótese nula de existência deraiz unitária não é rejeitada para as seguintes variáveis: taxa de câmbio real,produtividade relativa e grau de abertura. Para o diferencial de juros e para odéficit do governo o teste rejeita a existência de raiz unitária.

PIB per capita Brasil / PIB per capita OECD - SB1995 = 1

0.80

0.90

1.00

1.10

1.20

1.30

1.40

1 9 8 0 T 1

1 9 8 2 T 1

1 9 8 4 T 1

1 9 8 6 T 1

1 9 8 8 T 1

1 9 9 0 T 1

1 9 9 2 T 1

1 9 9 4 T 1

1 9 9 6 T 1

1 9 9 8 T 1

2 0 0 0 T 1

2 0 0 2 T 1

2 0 0 4 T 1

2 0 0 6 T 1

2 0 0 8 T 1

Ano / Trimestre

Í n d i c e

Termos de troca - TT1995 = 1

0.00

20.00

40.00

60.00

80.00

100.00

120.00

1 9 8 0 T 1

1 9 8 2 T 1

1 9 8 4 T 1

1 9 8 6 T 1

1 9 8 8 T 1

1 9 9 0 T 1

1 9 9 2 T 1

1 9 9 4 T 1

1 9 9 6 T 1

1 9 9 8 T 1

2 0 0 0 T 1

2 0 0 2 T 1

2 0 0 4 T 1

2 0 0 6 T 1

2 0 0 8 T 1

Ano / Trimestre

Í n d i c e

Diferencial de juros - Djur%

-30.00%

-20.00%

-10.00%

0.00%

10.00%

20.00%30.00%

1 9 8 0 T 1

1 9 8 2 T 1

1 9 8 4 T 1

1 9 8 6 T 1

1 9 8 8 T 1

1 9 9 0 T 1

1 9 9 2 T 1

1 9 9 4 T 1

1 9 9 6 T 1

1 9 9 8 T 1

2 0 0 0 T 1

2 0 0 2 T 1

2 0 0 4 T 1

2 0 0 6 T 1

2 0 0 8 T 1

Ano / Trimestre

Déficit operacional em % do PIB - Gov

-14.00%

-9.00%

-4.00%

1.00%

6.00%

11.00%

1 9 8 0 T 1

1 9 8 2 T 1

1 9 8 4 T 1

1 9 8 6 T 1

1 9 8 8 T 1

1 9 9 0 T 1

1 9 9 2 T 1

1 9 9 4 T 1

1 9 9 6 T 1

1 9 9 8 T 1

2 0 0 0 T 1

2 0 0 2 T 1

2 0 0 4 T 1

2 0 0 6 T 1

2 0 0 8 T 1

Ano / Trimestre

Grau de abertura em % do PIB - GA

0.00

0.05

0.10

0.15

0.20

0.25

0.30

1 9 8 0 T 1

1 9 8 2 T 1

1 9 8 4 T 1

1 9 8 6 T 1

1 9 8 8 T 1

1 9 9 0 T 1

1 9 9 2 T 1

1 9 9 4 T 1

1 9 9 6 T 1

1 9 9 8 T 1

2 0 0 0 T 1

2 0 0 2 T 1

2 0 0 4 T 1

2 0 0 6 T 1

2 0 0 8 T 1

Ano / Trimestre

Reservas Internacionais em % do PIB - AE

0.00%

2.00%

4.00%

6.00%

8.00%

10.00%

12.00%

14.00%16.00%

1 9 8 0 T 1

1 9 8 2 T 1

1 9 8 4 T 1

1 9 8 6 T 1

1 9 8 8 T 1

1 9 9 0 T 1

1 9 9 2 T 1

1 9 9 4 T 1

1 9 9 6 T 1

1 9 9 8 T 1

2 0 0 0 T 1

2 0 0 2 T 1

2 0 0 4 T 1

2 0 0 6 T 1

2 0 0 8 T 1

Ano / Trimestre

Gráfico 2



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Para os termos de troca o teste incluindo a tendência e o coeficiente linearrejeita a hipótese nula de existência de raiz unitária ao nível de 5%, porém oteste sem a tendência e com coeficiente linear não rejeita a hipótese deexistência de raiz unitária. Seguindo sugestão de Enders (pág. 268), rejeita-se ahipótese de existência de raiz unitária para a variável.

No caso das reservas internacionais a situação é similar, entretanto a rejeição dahipótese nula se dá apenas ao nível de 10%. Em vista disto e da elevadaprobabilidade da estatística t na regressão sem a tendência, trataremos estavariável também como sendo I(1).

Tabela 1Resultados dos testes de Dickey-Fuller

Variável Teste com tendência e

coeficiente linear

Teste sem tendência e com

coeficiente linearEstatística t Probabilidade Estatística t Probabilidadeθ logaritmo -2.404 0.3759 -2.412 0.1405TT logaritmo -3.586 0.0353 -1.742 0.4077SB logaritmo -1.231 0.8990 -2.441 0.1328Djur -10.755 0.0000 -10.681 0.0000GOV -8.233 0.0000 -8.245 0.0000GA logaritmo -2.574 0.2928 -2.404 0.1429AE logaritmo -3.229 0.0839 -1.540 0.5101Valores críticos do teste de Dickey-Fuller para o teste com tendência e coeficientelinear:

Nível de significância de 1%%:- 4.037Nível de significância de 5%: -3.448

Nível de significância de 10%: -3.149Valores críticos do teste de Dickey-Fuller para o teste sem tendência e com coeficientelinear:

Nível de significância de 1%%:- 3.486Nível de significância de 5%: -2.886Nível de significância de 10%: -2.580

O passo seguinte é testar a existência de relação de co-integração entre asvariáveis usando o método de Johansen5. Conforme mostra a Tabela 2 o testedo traço indica a existência de 4 relações de co-integração e o teste do autovalor

5 A maioria dos textos e softwares argumenta que somente variáveis I(1) devem ser incluídas noteste de co-integração de Johansen. Não obstante, isto não parece inteiramente correto.Johansen (1988, pág. 232) informa que no artigo irá considerar um processo p-dimensional Xintegrado de ordem 1 e tal que ∆X é integrado de ordem 0. Esta afirmativa não quer dizer quetodos os componentes de X são I(1) (ver Lütkepohl, pág 245). Reiterando o ponto Johansen(1988, pág. 233) afirma o seguinte: ”Hence a wide class containing stationary as well asnonstationary processes is considered”. Outra referência sobre o mesmo ponto é Kunst, que naintrodução do artigo afirma o seguinte: “We note that many researchers tend to avoid includingstationary variables in the Johansen framework, although the procedure has been designed toincorporate cases with integration of order zero as well. The statement that all individualcomponents must be integrated of order one is erroneous, although it can be found in somesources, including software descriptions.” (pág. 1)



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máximo indica a existência de 1 relação de co-integração ao nível de 1%. Orestante do trabalho considera uma relação de co-integração entre as variáveis.

A análise foi realizada com um modelo contendo 6 defasagens. Com base noteste do multiplicador de Lagrange para modelos multivariados conclui-se que osresíduos não apresentam correlação serial. A hipótese de assimetria em relaçãoà distribuição não é rejeitada, porém o mesmo não ocorre em relação à curtose.

Tabela 2Resultados do teste de co-integração

Relaçõesde co-

integração

Estatísticatraço

Valorescríticos*

1%Probabilidade**

Estatísticamáximo

autovalor

Valorescríticos*

1%Probabilidade**

Nenhuma 196.0717 135.9732 0.0000 71.7572 52.3082 0.0000Máximo 1 124.3145 104.9615 0.0001 34.8405 45.8690 0.1730

Máximo 2 89.4740 77.8188 0.0006 33.5759 39.3701 0.0543Máximo 3 55.8981 54.6815 0.0073 23.7941 32.7153 0.1421Máximo 4 32.1040 35.4582 0.0267 18.2122 25.8612 0.1221Máximo 5 13.8918 19.9371 0.0860 10.1203 18.5200 0.2042Máximo 6 3.7715 6.6349 0.0521 3.7715 6.6349 0.0521Autovalores da matriz de co-integração: 0.4701, 0.2653, 0.2571, 0.1899, 0.1489, 0.0857, 0.0328*Valores críticos de MacKinnon-Haug-Milchelis** Probabilidade de rejeição da hipótese nula.

Os resultados do modelo de correção de erros para a taxa de câmbio real,Tabela 4, indicam que a variável termo de troca apresenta-se significante, porémcom sinal contrário ao esperado pelo modelo de Cashin, Céspedes e Sahay.

Conforme MacDonald e Ricci, diversos trabalhos que analisam países quedependem das exportações de commodities têm encontrado dificuldades decaptar corretamente o efeito dos termos de troca.

Entretanto, no caso da economia brasileira ainda que o país seja um importanteexportador de commodities , tais como, soja e seus derivados, minério de ferro eoutras, a participação destas no total das exportações do país é inferior a 50%.Em vista disto não parece adequado considerar o país como dependente daexportação de commodities e muito menos que a taxa de câmbio real possa serclassificada como sendo uma taxa determinada pelo preço das commodities .

A análise que se segue exclui os termos de troca do modelo, mas os resultadoscom os termos de troca são mostrados na Tabela 4. Deve-se observar que ostestes de co-integração com a exclusão dos termos de troca levam às mesmasconclusões anteriores, conforme mostram os dados da Tabela 3.



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Tabela 3Resultados do teste de co-integração sem a inclusão dos termos de troca

Relaçõesde co-

integração

Estatísticatraço

Valorescríticos*

1%Probabilidade**

Estatísticamáximo

autovalor

Valorescríticos*

1%Probabilidade**

Nenhuma 148.8104 104.9615 0.0000 65.6992 45.8690 0.0000Máximo 1 83.1112 77.8188 0.0030 27.8116 39.3701 0.2223Máximo 2 55.2996 54.6815 0.0085 23.3186 32.7153 0.1603Máximo 3 31.9809 35.4582 0.0276 18.3687 25.8612 0.1167Máximo 4 13.6122 19.9371 0.0942 10.0354 18.5200 0.2096Máximo 5 3.5768 6.6349 0.0586 3.5768 6.6349 0.0586Autovalores da matriz de co-integração: 0.4409, 0.2182, 0.1865, 0.1500, 0.0850, 0.0312*Valores críticos de MacKinnon-Haug-Milchelis** Probabilidade de rejeição da hipótese nula.

A Tabela 4 apresenta os principais resultados do trabalho.

Tabela 4Resultados selecionados do modelo de correção de erros

Regressão 1 2 3 4Variáveis*θ 1.00 1.00 1.00 1.00SB 0.96 1.50 1.76 2.02Estatística t 1.16 1.77 3.78 4.18GA -0.97 -1.05 -0.37 -0.38Estatística t -2.88 -3.12 -2.35 -2.47AE 1.98 2.09 0.58 0.65Estatística t 5.49 5.82 5.49 5.96Djur 5.79 6.27 7.39 7.31Estatística t 2.48 2.67 5.69 5.51GOV 10.11 8.44 -3.46 -3.61Estatística t 2.07 1.72 -1.53 -1.57ΤΤ -4.87 -4.86 - -Estatística t -3.64 -3.63 - -Constante -1.33 -1.13 -3.53 -3.36Velocidade de ajustamento -0.04 -0.05 -0.06 -0.09

Estatística t -1.64 -3.04 -1.56 -3.55* Todas as variáveis em logaritmos, exceto GOV e Djur

Todas as regressões foram estimadas com seis defasagens. As regressões 1 e2 incluem as variáveis consideradas na discussão teórica. A regressão 2 incluivariáveis binárias em trimestres onde apareceram outliers . 6 Os resíduos daregressão 1 não são auto-correlacionados. O teste de Jarque-Bera rejeita ahipótese de que a distribuição dos resíduos é normal devido à presença de

6 São cinco variáveis binárias que assumem o valor unitário nas seguintes datas: 1989T2,1999T1, 2002T1, 2002T3 e 2008T4.



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curtose. Os resíduos da regressão 2 são normais, porém apresentam auto-correlação de primeira ordem7: a probabilidade de que hipótese nula deexistência de auto-correlação de 1ª ordem não seja rejeitada é 0.0465. Osresíduos da regressão 3 não apresentam auto-correlação e o teste de Jarque-Bera rejeita a hipótese de normalidade pelo elevado grau de curtose. Aregressão 4 não apresenta auto-correlação8 dos resíduos e o teste de Jarque-Bera não rejeita a hipótese de normalidade.

Conforme pode ser observado na Tabela 4, os coeficientes das regressões 1 e 2têm os sinais indicados pela discussão teórica, exceto a variável TT que temsinal contrário e é significante. A substituição de TT por um índice onde apenasos produtos básicos de exportação são considerados mantém o sinal negativo ecausa grande instabilidade nos valores dos demais coeficientes.

Em vista disto o modelo foi estimado novamente excluindo a variável TT. Asregressões 3 e 4 apresentam os resultados, sendo que a regressão 4 incluivariáveis binárias. Seguem-se algumas considerações sobre os resultados.

• A variável SB apresenta sinal positivo nas 4 regressões, indicando que umaumento da produtividade provoca valorização da taxa de câmbio real. Ocoeficiente é significante apenas nas regressões 3 e 4 sendo seu valor umpouco mais elevado na última.

• A variável GA tem sinal negativo e é significante em todas as regressões:um aumento no grau de abertura da economia provoca desvalorização dataxa de câmbio real. Deve-se observar que nas duas últimas regressões ovalor absoluto o coeficiente desta variável apresenta valores praticamenteiguais. Não obstante os valores são inferiores aos estimados nas duasprimeiras.

• A variável AE tem sinal positivo em todas as regressões e é muitosignificante, indicando que a existência de reservas mais elevadas provocavalorização real da moeda doméstica. Os valores dos coeficientes nas duasúltimas regressões são inferiores aos das duas primeiras. Não obstante hápouca diferença entre os coeficientes das regressões 3 e 4.

• O coeficiente da variável Djur é positivo e significante e os valores dosmesmos são similares em todas as regressões. Lembrando que a variávelnão está em logaritmo, o coeficiente da regressão 4 indica que umaelevação de um ponto de percentagem no diferencial de juros provoca umavalorização real de cerca de 7% na moeda doméstica.

7 Em todo o trabalho o teste de Jarque-Bera para normalidade é usado. A auto-correlação dosresíduos é testada pelo teste do multiplicador de Lagrange para modelos multivariados.8 Para ser preciso, o teste não rejeita a hipótese de ausência de correlação de ordem 4, sendo arespectiva probabilidade igual 0.0743.



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• O coeficiente da variável GOV não é significante em três regressões eapresenta grande instabilidade, sendo positivo nas duas primeiras enegativo nas duas últimas. Nas regressões 3 e 4, onde o coeficiente temsinal negativo, ele não é significante.

• O coeficiente da variável TT, conforme observado acima é significativo econtrário ao que a teoria sugere. O papel desta variável merece análiseaprofundada. Uma linha de investigação seria buscar outros indicadores depreço de commodities . Outra linha seria testar a hipótese de que o modelode Cashin, Céspedes e Sahay não é adequado para a economia brasileira.Não obstante, estas questões não serão tratadas neste trabalho.

Uma informação adicional refere-se ao coeficiente de ajustamento da equaçãoda taxa de câmbio real, cujo valor é significante e igual -0.086. São necessárioscerca de 2 anos para que os desvios da taxa de equilíbrio sejam reduzidos em50%. Esta estimativa é praticamente igual à que foi encontrada por MacDonald eRicci para a África do Sul.

5. Taxa de câmbio de equilíbrio

A relação de co-integração estimada anteriormente permite que se obtenha umindicador da taxa de câmbio de equilíbrio. Entretanto, para proceder à estimaçãofaz-se necessário eliminar os ruídos presentes nas variáveis explicativas. Umaforma de se fazer isto, seguindo MacDonald e Ricci, é extrair a tendência dasvariáveis explicativas. Para tanto será usado o filtro de Hodrick-Prescott com ofator de suavização de 1.600 conforme recomendam para dados trimestrais.

O Gráfico 3 mostra a taxa de câmbio real e a taxa de câmbio de equilíbrioestimada da forma descrita no parágrafo anterior. Pode-se observar que após adesvalorização nominal ocorrida em 1983 a taxa de câmbio real ficou acima doequilíbrio até o final de 1988. A partir de 1989 a taxa fica supervalorizada até ofinal de 1998. No início de 1999 o Brasil adota o regime de taxa de câmbioflexível e a partir de então a taxa permanece acima do equilíbrio até o segundotrimestre de 2005, quando a situação se reverte. No quarto trimestre de 2008 háuma desvalorização expressiva da taxa de câmbio real que permanece acima doequilíbrio até o final de 2009.

A Tabela 5 mostra, nos períodos identificados acima, a diferença percentualmédia entre a taxa de equilíbrio e a taxa observada. Observa-se que osimpactos da crise de 2008 provocaram uma desvalorização expressiva damoeda doméstica, fazendo com que ela fique cerca de 13% acima do valor deequilíbrio.



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Tabela 5Diferença percentual entre a taxa de equilíbrio e a taxa

observadaPeríodo Diferença*

1981T1 / 1983T1 14.98%1983T2 / 1988T4 -6.16%1989T1 / 1998T3 15.82%1998T4 / 2005T2 -19.85%2005T3 / 2008T3 5.59%2008T4 / 2009T4 -12.73%

* [Taxa de equilíbrio - taxa observada]/taxa observada

A discussão anterior apresenta uma das formas de analisar os desequilíbrioscambiais brasileiros nos últimos 30 anos. Um procedimento distinto consiste emestimar a taxa com base em diferentes cenários para as variáveis explicativas.Para realizar tanto se considerou o período após adoção do regime de taxasflexíveis pelo Brasil.

Divide-se o período em dois, sendo o primeiro de 1999 até 2002 e o segundo de2003 até 2009. Entre os anos 1999 e 2002 a economia realizou o ajustamentodo setor externo, implantou o sistema de metas de inflação e ocorreramimportantes inovações institucionais que criaram um ambiente econômico queampliou o horizonte de planejamento dos agentes econômicos. Nos anos

0.00

20.00

40.00

60.00

80.00

100.00

120.00

140.00

160.00

1 9 8 1 T 4

1 9 8 2 T 4

1 9 8 3 T 4

1 9 8 4 T

4

1 9 8 5 T 4

1 9 8 6 T

4

1 9 8 7 T 4

1 9 8 8 T 4

1 9 8 9 T 4

1 9 9 0 T 4

1 9 9 1 T

4

1 9 9 2 T 4

1 9 9 3 T

4

1 9 9 4 T 4

1 9 9 5 T 4

1 9 9 6 T 4

1 9 9 7 T 4

1 9 9 8 T

4

1 9 9 9 T 4

2 0 0 0 T

4

2 0 0 1 T 4

2 0 0 2 T 4

2 0 0 3 T 4

2 0 0 4 T 4

2 0 0 5 T

4

2 0 0 6 T 4

2 0 0 7 T

4

2 0 0 8 T 4

2 0 0 9 T 4

Taxa de câmbio real Taxa de câmbio de equilíbrio

Gráfico 3



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posteriores a 2002 consolidaram-se os avanços anteriores, as dificuldades dobalanço de pagamentos foram superadas, o país recebeu o grau de investimentode três agências internacionais de avaliação de risco e informações seguras deque existem reservas expressivas de petróleo na camada pré-sal foramdivulgadas pela Petrobrás.

O Gráfico 4 mostra os valores das taxas estimadas tendo como base os valoresmédios das variáveis explicativas nos dois períodos, além de mostrar também asduas curvas do Gráfico 3. Não é surpresa que as condições do período 1999 / 2002 são compatíveis com uma taxa de câmbio real mais desvalorizada do queaquela que se observaria caso prevalecessem as mesmas condições do períodomais recente. Outro aspecto mostrado pelo gráfico é que no quarto trimestre de2009 a taxa de câmbio estimada com base nos dados do período mais recente épraticamente igual àquela estimada anteriormente com uso do filtro de Hodrick-Prescott nas variáveis explicativas.

Esta análise mostra que o comportamento da taxa de câmbio real no Brasilreflete fundamentos econômicos. Alguns analistas argumentam que a taxa estávalorizada, mas isto não é o que revelam os resultados acima. Pelo contrário, avalorização observada reflete simplesmente a modificação das condições daeconomia, dentre as quais é interessante mencionar o elevado volume dereservas e o crescimento da produtividade relativa. Esta última cresceu 13%desde o primeiro trimestre de 2003 e se manteve praticamente estagnada entre1999 e 2002. As reservas, por outro lado, atingiram níveis recordes nos últimos

0.00

20.00

40.00

60.00

80.00

100.00

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140.00

160.00

1 9 9 9 T 1

1 9 9 9 T 4

2 0 0 0 T 3

2 0 0 1 T 2

2 0 0 2 T 1

2 0 0 2 T 4

2 0 0 3 T 3

2 0 0 4 T 2

2 0 0 5 T 1

2 0 0 5 T 4

2 0 0 6 T 3

2 0 0 7 T 2

2 0 0 8 T 1

2 0 0 8 T 4

2 0 0 9 T 3

Taxa de câmbio real Taxa de câmbio real pela tendência

Taxa de câmbio - cenário 1999 / 2002 Taxa de câmbio - cenário 2003 / 2009

Gráfico 4



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anos, passando de uma média de 6% do PIB no primeiro período para cerca de10% entre 2003 e 20099.

A análise mostra que não há nada necessariamente errado com a valorização dataxa de câmbio real no período recente. Um aspecto que merece atenção ésaber se a manutenção de tão elevado nível de reservas é necessária. Não cabeaqui tratar de forma exaustiva o tema. Entretanto, deve-se ressaltar que passadoo período de ajuste do setor externo e com o Brasil tendo obtido grau deinvestimento por parte de três agências de avaliação de risco de crédito, existemcondições para que o país mantenha um nível menor de reservas.

Da mesma forma, se for mantida a tendência de queda na taxa de juros realdoméstica o diferencial de juros poderá diminuir e com isto o valor de equilíbrioda moeda doméstica poderá ser menor.

6. Outras informações decorrentes do modelo estatístico

Com o intuito de dar ao leitor informações adicionais sobre o modelo estimado,são apresentadas nesta seção os testes de causalidade Granger, adecomposição da variância e a contabilidade das inovações.

Os resultados dos testes de causalidade de Granger para todas as variáveisestão apresentados na Tabela 6.

Observa-se que na equação da taxa de câmbio real o diferencial de juros é aúnica variável significante, indicando que as diferenças das demais variáveis nãocontribuem para a previsão daquela variável10.

Em relação às demais equações observar que:

• o diferencial de juros e os ativos externos causam, no sentido de Granger, odiferencial de produtividade;

• nenhuma das variáveis ajuda a prever a variação grau de abertura;

• o diferencial de juros é a única variável que causa, no sentido de Granger, ovalor dos ativos externos;

9 Devem ser lembrados também os anúncios relativos às descobertas no pré-sal e seus efeitossobre a taxa real de câmbio. Este elemento não está contemplado no modelo econométrico.

10 O teste de Wald realizado no modelo de correção de erros pelo programa Eviews somenteinclui as diferenças das variáveis. As variáveis defasadas que entram na relação de co-integração não são testadas.



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Tabela 6Testes de causalidade de Granger no modelo de correção de erros

Amostra: 1980T1 2009T4. Observações incluídas: 113

Variável dependente: θ Variável dependente: AE

Excluídas Chi-quadrado

Graus deliberdade

Probabilidade Excluídas Chi-quadrado

Graus deliberdade

Probabilidade

SB 6.26 6 0.40 θ 4.20 6 0.65

GA 6.34 6 0.39 SB 9.98 6 0.13

AE 4.35 6 0.63 AE 7.40 6 0.29

Djur 27.22 6 0.00 Djur 18.01 6 0.01

GOV 4.04 6 0.67 GOV 4.27 6 0.64

Todas 50.41 30 0.01 Todas 54.72 30 0.00

Variável dependente: SB Variável dependente: Djur

Excluídas Chi-quadrado Graus deliberdade Probabilidade Excluídas Chi-quadrado Graus deliberdade Probabilidade

θ 8.62 6 0.20 θ 6.49 6 0.37

GA 6.95 6 0.33 SB 40.09 6 0.00

AE 15.77 6 0.02 GA 12.54 6 0.05

Djur 12.42 6 0.05 AE 8.99 6 0.17

GOV 5.93 6 0.43 GOV 9.61 6 0.14

Todas 70.69 30 0.00 Todas 98.30 30 0.00

Variável dependente: GA Variável dependente: GOV

Excluídas Chi-quadrado

Graus deliberdade

Probabilidade Excluídas Chi-quadrado

Graus deliberdade

Probabilidade

θ 10.24 6 0.11 θ 6.87 6 0.33

SB 3.59 6 0.73 SB 10.14 6 0.12AE 0.78 6 0.99 GA 5.66 6 0.46

Djur 3.30 6 0.77 AE 10.80 6 0.09

GOV 6.20 6 0.40 Djur 8.38 6 0.21

Todas 36.90 30 0.18 Todas 46.18 30 0.03

• o valor dos ativos externos e o diferencial de produtividade são as únicasvariáveis que causam, no sentido de Granger, o diferencial de juros. As

demais variáveis não são significantes. Ressalte-se o fato de que a taxa decâmbio real não contribui para a previsão do diferencial de juros: acausalidade ocorre somente no sentido do diferencial de juros para a taxade câmbio; e

• o valor dos ativos externos causa, no sentido de Granger, o déficitoperacional do governo.

Estas informações são apresentadas com o intuito de dar mais transparência emrelação aos resultados. Embora as relações encontradas sejam razoáveis, umainterpretação mais aprofundada das mesmas no contexto deste estudo não seria



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adequada uma vez que somente foi formulado o modelo teórico da taxa decâmbio real.

Adicionalmente aos testes de causalidade de Granger, a Tabela 7 mostra adecomposição da variância dos resíduos das equações. No primeiro painel,onde aparece a decomposição da variância da taxa de câmbio real, pode-seobservar a importância do diferencial de juros. No final do primeiro ano cerca de10% da variância da taxa de câmbio real se devem às inovações no diferencialde juros. A partir do 20 ano o diferencial de produtividade e os ativos externoscontribuem também para a explicar a variância da taxa de câmbio real: no finaldo 30 ano as duas variáveis explicam cerca de 12% e o diferencial de juroscontribui com 15%.

No segundo painel da Tabela observa-se que os ativos externos explicamgrande parte da variância do diferencial de produtividade e que a contribuiçãodas demais variáveis é pouco expressiva, com a possível excessão da taxa decâmbo real que explica 8%.

Continuando a análise tem-se que:

• inovações na taxa de câmbio real explicam uma parcela expressiva davariância no grau de abertura;

• as inovações no grau de abertura, na taxa de câmbio real e, com menorimportância, no diferencial de juros são as variáveis que mais contribuempara explicar a variância dos ativos externos;

• a variância do diferencial de juros sofre influências expressivas dasinovações em praticamente todas as variáveis, sendo o grau de aberturaa que tem menor contribuição; e

• o déficit do governo tem elevado grau de exogeneidade, sendo acontribuição das inovações em todas as outras variáveis de cerca de19%.

Continuando a contabilidade das inovações, o Gráfico 5 mostra os efeitos, noperíodo de 12 trimestres, de inovações de um desvio padrão sobre a taxa decâmbio real. A ordem da decomposição de Cholesky é a mesma usada nadecomposição da variância apresentada na seção anterior.

Observar que as respostas da taxa real de câmbio, mesmo no curto prazo, sãoconsistentes com a argumentação teórica apresentada no início do trabalho:

• o choque na produtividade relativa tem um impacto inicial de provocar umapequena desvalorização real, mas três trimestres à frente a moedadoméstica começa a se valorizar;



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Resposta do câmbioInovação em câmbio

-0.04-0.03-0.02-0.01

00.01

0.020.030.040.050.06

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos

Resposta do câmbioInovação na produtividade relativa

-0.04

-0.02

0

0.02

0.04

0.06

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos

Resposta do câmbioInovação no grau de abertura

-0.04

-0.02

0

0.02

0.04

0.06

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos

Resposta do câmbioInovação nos ativos externos

-0.04-0.03-0.02-0.01

00.01

0.020.030.040.050.06

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos

Resposta do câmbioInovação no diferencial de juros

-0.04-0.03-0.02-0.01

00.01

0.020.030.040.050.06

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos

Resposta do câmbioInovação no déficit

-0.04-0.03

-0.02-0.01

0

0.010.02

0.030.04

0.050.06

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos

Gráfico 5



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Tabela 7Decomposição da variância de θ

Período Desvio padrão θ SB GA AE Djur GOV1 0.05 100.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.004 0.11 84.98 0.21 3.73 0.92 10.14 0.028 0.16 78.76 1.22 2.72 2.19 13.79 1.32

12 0.19 68.78 6.82 2.70 5.73 14.77 1.20

Decomposição da variância de SBPeríodo Desvio padrão θ SB GA AE Djur GOV

1 0.02 3.51 96.49 0.00 0.00 0.00 0.004 0.03 1.23 83.01 5.40 9.05 0.36 0.958 0.04 4.29 62.32 3.71 28.12 0.81 0.74

12 0.06 8.19 52.21 2.28 33.84 2.74 0.74

Decomposição da variância de GAPeríodo Desvio padrão θ SB GA AE Djur GOV

1 0.04 6.83 0.00 93.17 0.00 0.00 0.004 0.13 20.51 0.05 77.40 0.01 0.55 1.488 0.21 23.97 0.34 68.18 0.23 0.34 6.93

12 0.24 23.91 1.90 64.39 0.56 0.45 8.79

Decomposição da variância de AEPeríodo Desvio padrão θ SB GA AE Djur GOV

1 0.13 4.84 3.33 0.41 91.42 0.00 0.004 0.32 9.67 3.30 9.78 76.97 0.05 0.238 0.50 12.77 1.40 26.18 55.55 3.59 0.50

12 0.61 11.85 2.98 21.37 54.47 6.19 3.13

Decomposição da variância de DjurPeríodo Desvio padrão θ SB GA AE Djur GOV

1 0.07 0.07 2.61 0.17 8.79 88.35 0.004 0.09 3.31 12.18 4.94 14.72 55.39 9.468 0.10 5.44 14.97 7.50 13.95 46.58 11.56

12 0.11 9.29 13.28 6.80 15.94 42.00 12.69

Decomposição da variância de GOVPeríodo Desvio padrão θ SB GA AE Djur GOV

1 0.03 0.28 0.04 1.06 0.11 2.73 95.784 0.04 4.47 0.82 1.32 7.17 3.36 82.858 0.05 3.66 2.13 3.16 6.18 4.15 80.71

12 0.06 3.35 2.77 2.98 5.49 4.06 81.34Ordem da decomposição de Cholesky: q, SB, GA, AE, Djur, GOV

• o choque no grau de abertura provoca desvalorização expressiva durante 6trimestres e a partir de então ocorre uma acomodação da taxa de câmbioreal;

• o choque nos ativos externos provoca valorização da taxa de câmbio realdurante os 12 trimestres mostrados no gráfico;



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• o choque no diferencial de juros apresenta o maior efeito sobre a moedadoméstica, valorizando-a expressivamente durante cerca de 8 trimestresapós os quais há uma pequena reversão; e

• por fim o choque no déficit provoca pequena valorização da moedadoméstica.

Todos estes efeitos são consistentes com as considerações teóricas feitas noinício do trabalho.

O Apêndice apresenta gráficos ilustrativos das respostas das demais variáveisàs inovações. Chama a atenção o fato de que a resposta dos ativos externos aum choque no diferencial de juros seja negativa, conforme mostra o Gráfico A3do apêndice. Entretanto, uma vez que um modelo de determinação das demaisvariáveis não foi formulado a análise não será aprofundada neste trabalho.

7. Observações finais

O modelo estimado neste trabalho mostra que a melhoria das condiçõesexternas e a política monetária apertada dos últimos anos contribuem de formaexpressiva para a valorização moeda brasileira. Um fator também importante é ocrescente diferencial de produtividade em relação aos países da OCDEobservado a partir de 2004.

Observa-se ainda que para o ano de 2009 as estimativas da taxa de câmbio deequilíbrio com base no filtro de Hodrick-Prescott são muito próximas dasestimativas obtidas com o uso dos valores médios das variáveis no período 2003

/ 2009. Nos quatro trimestres de 2009 os dois métodos indicam valores muitopróximos para a diferença entre a taxa observada e a taxa estimada. No últimotrimestre de 2009 a diferença entre a taxa observada e a taxa de equilíbrio estáentre -5.83% e -4.14%. Em outras palavras ainda se faz necessária umavalorização desta ordem de magnitude para que o equilíbrio seja atingido.

Outro resultado a ser ressaltado é que quando a taxa de câmbio se afasta dataxa de equilíbrio em razão de choques temporários, o ajustamento érelativamente rápido: metade dos efeitos do choque desaparece num prazo decerca de 2 anos.

A valorização da moeda é uma decorrência de uma multiplicidade de fatores quenem sempre estão sob controle do governo. Uma das mais importantes variáveissob o controle do governo é a taxa de juros doméstica. A redução desta e seuefeito sobre diferencial de juros poderão promover uma desvalorização da taxade câmbio de equilíbrio. Deve-se observar, contudo, que existem importantesrestrições para que a taxa de juros no Brasil possa ser reduzida sem causaroutros desequilíbrios na economia, dentre eles destacam-se o crescimento



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sistemático dos gastos públicos nos últimos anos e a indexação dos rendimentosda caderneta de poupança.

Outra variável sobre a qual o governo tem influência é o volume de ativosexternos, notadamente as reservas. Após a superação das dificuldades do setorexterno decorrentes das crises internacionais do final dos anos 1990, o paístalvez não tenha necessidade de manter tão elevado nível de reservas. Umadecisão neste sentido, além de contribuir para uma taxa de câmbio real maisdesvalorizada, reduz o custo da dívida pública interna.

Diversos economistas argumentam em favor de uma desvalorização da moedapara manter a competitividade dos setores produtores de bens comercializáveis.Não existe consenso entre os defensores desta idéia sobre como isto deve serfeito. Com base nos resultados acima se pode afirmar que soluções que nãolevem na devida conta os determinantes da taxa de câmbio real não serãosustentáveis, causando desequilíbrios futuros e aumentando riscos para atomada de decisões pelo setor privado.



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8. Referências

Cashin, Paul, Luis F. Céspedes, e Ratna Sahay. Commodity Currencies and the Real Exchange Rate , em Cottarelli, Carlo, Atish R. Ghosh, Gian MariaMilesi-Ferretti e Charalambos Tsangarides (editores). Exchange RateAnalysis in Support of IMF Surveillance: A Collection of Empirical Studies,Washington, D. C.: International Monetary Fund, 2008.

Johansen, Soren Statistical Analysis of Cointegration Vectors , Journal ofEconomic Dynamics and Control, North-Holland, Nº 12, 1988, págs. 231-254.

Kunst, Rober M. Testing for stationarity in a cointegrated system , WorkingPaper, Institute for Advanced Studies, Viena, julho 2002.

Lütkepohl, H.. New Introduction to Multiple Time Series Analysis, Berlin,Springer, 2006.

MacDonald, Ronald e Luca Antonio Ricci. Estimation of the Equilibrium Real Exchange Rate for South Africa , em Cottarelli, Carlo, Atish R. Ghosh, GianMaria Milesi-Ferretti e Charalambos Tsangarides (editores). ExchangeRate Analysis in Support of IMF Surveillance: A Collection of EmpiricalStudies, Washington, D. C.: International Monetary Fund, 2008.

Obstfeld, Maurice e Kenneth Rogoff. Foundations of InternationalMacroeconomics, Cambridge, The MIT Press, 1997.

Rogoff, Kenneth. The Purchase Power Parity Puzzle , Journal of EconomicLiterature, Vol. XXXIV, junho 1996, págs. 647-668.

Dornbusch, Rudiger. Open Economy Macroeconomics, New York, Basic Books,1980.

Enders, Walter. Applied Econometric Time Series, John Wiley & Sons, Hoboken,2010.



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9. Apêndice

Com o intuíto de dar mais informações ao leitor sobre o modelo estimado, osGráficos A1, A2, A3, A4 e A5 mostram como o diferencial de produtividade – SB,o grau de abertura – GA, os ativos externos – AE, o diferencial de juros – Djur edéficit – GOV, respondem a choques de um desvio padrão nas demais variáveis.À falta de um modelo que explique todas as relações de curto prazo entre asvariáveis, o trabalho não se aprofunda na interpretação destes resultados.



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Gráfico A1Respostas de SB

Resposta do diferencial deprodutividade

Inovação em câmbio

-0.04

-0.02

0

0.02

0.04

0.06

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos


Inovação no diferencial deprodutividade

-0.04

-0.02

0

0.02

0.04

0.06

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos


Inovação no grau de abertura

-0.04

-0.02

0

0.02

0.04

0.06

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos


Inovação nos ativos externos

-0.04

-0.02

0

0.02

0.04

0.06

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos


Inovação no diferencial de juros

-0.04

-0.02

0

0.02

0.04

0.06

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos


Inovação no déficit

-0.04

-0.02

0

0.02

0.04

0.06

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos



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Gráfico A2Respostas de GA

Resposta do grau de aberturaInovação em câmbio

-0.04

-0.02

0

0.02

0.04

0.06

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos

Resposta do grau de aberturaInovação no diferencial de

produtividade

-0.04

-0.02

0

0.02

0.04

0.06

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos

Resposta do grau de aberturaInovação no grau de abertura

-0.04

-0.02

0

0.02

0.04

0.06

0.08

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos

Resposta do grau de aberturaInovação nos ativos externos

-0.04

-0.02

0

0.02

0.04

0.06

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos

Resposta do grau de aberturaInovação no diferencial de juros

-0.04

-0.02

0

0.02

0.04

0.06

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos

Resposta do grau de aberturaInovação no déficit

-0.04

-0.02

0

0.02

0.04

0.06

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos



TCR/ASPB

25

Gráfico A3Respostas de AE

Resposta dos ativos externosInovação em câmbio

-0.04

-0.02

0

0.02

0.04

0.06

0.08

0.1

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos

Resposta dos ativos externosInovação no diferencial de

produtividade

-0.06

-0.05

-0.04-0.03

-0.02

-0.01

0

0.01

0.02

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos

Resposta dos ativos externosInovação no grau de abertura

0

0.02

0.04

0.06

0.08

0.1

0.12

0.14

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos

Resposta dos ativos externosInovação nos ativos externos

-0.04

-0.020

0.02

0.04

0.06

0.08

0.10.12

0.140.16

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos

Resposta dos ativos externosInovação no diferencial de juros

-0.08

-0.07

-0.06-0.05

-0.04

-0.03

-0.02

-0.01

0

0.01

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos

Resposta dos ativos externosInovação no déficit

-0.08

-0.06

-0.04

-0.02

00.02

0.04

0.06

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos



TCR/ASPB

26

Gráfico A4Respostas de Djur

Resposta do diferencial de jurosInovação em câmbio

-0.04

-0.03

-0.02

-0.01

0

0.01

0.02

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos

Resposta do diferencial de jurosInovação no diferencial de

produtividade

-0.02

-0.015

-0.01-0.005

0

0.005

0.01

0.015

0.02

0.025

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos

Resposta do diferencial de jurosInovação no grau de abertura

-0.02

-0.015

-0.01

-0.005

0

0.005

0.01

0.015

0.02

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos

Resposta do diferencial de jurosInovação nos ativos externos

-0.04

-0.03

-0.02

-0.01

0

0.01

0.02

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos

Resposta do diferencial de jurosInovação no diferencial de juros

-0.02-0.01

0

0.010.020.03

0.040.050.06

0.07

0.08

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos

Resposta do diferencial de jurosInovação no déficit

-0.02

-0.01

0

0.01

0.02

0.03

0.04

0.05

0.06

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos



TCR/ASPB

27

Gráfico A5Respostas de GOV

Resposta do déficitInovação em câmbio

-0.02

0

0.02

0.04

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos

Resposta do déficitInovação no diferencial de

produtividade

-0.02

0

0.02

0.04

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos

Resposta do déficitInovação no grau de abertura

-0.02

0

0.02

0.04

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos

Resposta do déficitInovação nos ativos externos

-0.02

0

0.02

0.04

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos

Resposta do déficitInovação no diferencial de juros

-0.02

0

0.02

0.04

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos

Resposta do déficitInovação no déficit

-0.02

0

0.02

0.04

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Períodos

A taxa de câmbio real de equilíbrio no Brasil 1980_ 2009

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