A06v59n3

O Regime de Metas de Infla¸õ do Brasil ´ Cr´ *
ca e ıvel?
Vladimir K¨hl Teles**
u
Joana Nemoto***
Sum´rio: 1. Introdu¸õ; 2. Fundamenta¸õ te´rica; 3. A an´lise
a ca ca o a
emp´
ırica; 4. Conclus˜es e implica¸˜es pol´
o co ıticas.
Palavras-chave: credibilidade; metas de infla¸õ; pol´
ca ıtica mone-
t´ria.
a
C´digos JEL: E52; E58.
o
Um Banco Central que estabelece e mant´m uma meta de infla¸õ
e ca
baixa e est´vel, e abdica-se do uso do trade-off entre produto real
a
e infla¸õ como instrumento de pol´
ca ıtica ´ definido como cr´
e ıvel. Um
modelo de s´rie de tempo foi estimado com o objetivo de verifi-
e
car a credibilidade do regime de metas de infla¸õ brasileiro. Ao
ca
mesmo tempo, um ´ ındice de credibilidade da pol´
ıtica monet´ria foi
a
constru´ a partir de um modelo estado-espa¸o. Em tal modelo a
ıdo c
utiliza¸õ do filtro de Kalman sob o trade-off entre infla¸õ e pro-
ca ca
duto indica a evolu¸õ da credibilidade do Banco Central brasileiro
ca
ao combater a infla¸õ.
ca
A Central Bank that achieves and maintains its objective of a low
and stable inflation rate, and does not attempt to exploit the trade-
off between real output and inflation is defined to be credible. A
time series model was estimated in order to verify the brazilian
inflation target regime´s credibility. At the same time, a mone-
tary policy´s credibility index was built upon a State-Space mo-
del. In this model a random coeficients Kalman filter model of the
inflation-output trade-off indicates the evolution in the credibility
of the brazilian Central Bank as an inflation fighter.

1. Introdu¸õ
ca
Ap´s mais de uma dćada da implementa¸õ do regime de metas de infla¸õ
o e ca ca
como um regime monet´rio “pioneiro” por Nova Zelˆndia, Chile, Austr´lia e Ca-
a a a
*
Artigo recebido em nov. 2003 e aprovado em mar. 2005. Os autores agradecem os co-
ment´rios valiosos realizados por Joaquim P. Andrade, Adolfo Sachsida, Benjamin Tabak e Maria
a
Eduarda A. Tannuri. Todos os erros sõ de nossa inteira responsabilidade.
a
**
Funda¸õ Get´lio Vargas, Escola de Economia de Sõ Paulo (EESP/FGV).
ca u a
E-mail: vkteles@fgvsp.br
***
Universidade de Bras´ - UnB, Departamento de Economia. E-mail: jonemoto@unb.br
ılia

RBE Rio de Janeiro 59(3):483-505 JUL/SET 2005

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484 Vladimir K¨hl Teles, Joana Nemoto
u

nad´, mais de 20 pa´ vieram a adotar tal regime monet´rio,1 sendo este conside-
a ıses a
rado por muitos como um regime monet´rio ideal. Nesse sentido, a popularidade
a
deste mecanismo de pol´ ıtica tem aumentado, tanto pelo aumento do n´mero de u
pa´ıses que o adotam como pelo n´mero crescente de economistas que o indicam
u
como principal meio de manter a infla¸õ em um n´ baixo e est´vel, como, por
ca ıvel a
exemplo, Taylor, J., Fischer, S., Freedman, C. e King, M. (ver Federal Reserve
Bank of Kansas City (1996)).
Nesse contexto, ao descrever as vantagens de tal regime monet´rio, os seus a
adeptos enfatizam que um regime de metas de infla¸õ pode apresentar uma maior
ca
transparˆncia de objetivos de pol´
e ıtica monet´ria, que, por sua vez, pode implicar
a
em um aumento da credibilidade da pol´ ıtica monet´ria, o que ´ consideravelmente
a e
desej´vel para fins de performance macroeconˆmica. Assim, a principal questõ
a o a
envolvida na discussõ da eficiˆncia do regime de metas de infla¸õ a fim de esta-
a e ca
bilizar a infla¸õ a n´
ca ıveis baixos parece estar relacionada aos poss´ ıveis ganhos de
credibilidade ` pol´
a ıtica monet´ria que esta possa implicar.
a
Diante disso, o objetivo central do presente artigo ´ estimar a credibilidade da
e
pol´ıtica monet´ria no Brasil para as ultimas duas dćadas, dando um enfoque prio-
a ´ e
rit´rio `s poss´
a a ıveis varia¸˜es de credibilidade incorridas a partir da implementa¸õ
co ca
do regime de metas de infla¸õ em 1999. Para tanto ´ utilizada uma defini¸õ
ca e ca
simples e familiar de credibilidade seguindo Razzak (2001), onde define-se que o
Banco Central tem credibilidade se nõ explorar o trade-off de curto prazo entre
a
infla¸õ e produto. Nesse contexto, seguindo Lucas (1972, 1973), a utiliza¸õ de
ca ca
tal rela¸õ s´ implica em algum resultado real se nõ for antecipada, logo a uti-
ca o a
liza¸õ de tal trade-off por si s´ seria um indicativo que o Banco Central teria se
ca o
desviado dos seus alvos expostos aos agentes econˆmicos. Dessa forma, pode-se
o
resumir tal defini¸õ de credibilidade de pol´
ca ıtica como o grau de confian¸a que os
c
agentes tem de que o trade-off entre infla¸õ e produto no curto prazo nõ ser´
ca a a
usado.
Ao mesmo tempo, como demonstrado primeiramente por Lucas (1973), a mag-
nitude do trade-off entre infla¸õ e produto eleva-se quando este nõ ´ utilizado
ca a e
pela autoridade monet´ria. Logo, a mensura¸õ da pr´pria magnitude de tal
a ca o
trade-off vem a ser uma medida plaus´ ıvel para a nõ explora¸õ de tal rela¸õ,
a ca ca
e, como conseq¨ˆncia imediata, para a credibilidade de pol´
ue ıtica monet´ria. Nesse
a
sentido, tal rela¸õ entre o uso do trade-off entre infla¸õ e produto e a sua magni-
ca ca
tude ´ corroborada pela tradi¸õ Novo Keynesiana embora sob uma interpreta¸õ
e ca ca
1
Dentre os quais destacam-se, por exemplo, Brasil, Reino Unido, Finlˆndia, Sućia, M´xico,
a e e
e o ´
Israel, Espanha, Coría, Peru, Colˆmbia, Africa do Sul, Rep. Checa, Sui¸a, Noruega, Hungria,
c
Tailˆndia, Islˆndia e Polˆnia
a a o



O Regime de Metas de Infla¸õ do Brasil ´ Cr´
ca e ıvel? 485

causal distinta, como pode ser observado em Ball et alii (1988). Sendo assim,
independentemente da tradi¸õ a ser seguida (Novo Cl´ssica ou Novo Keynesiana)
ca a
a mensura¸õ de credibilidade aqui utilizada mantˆm-se teoricamente aceit´vel.
ca e a
Sob um ponto de vista metodol´gico busca-se aqui conduzir estima¸˜es do
o co
modelo de Lucas (1973) para o Brasil para o per´ ıodo 1980.1-2002.8, com dados
mensais, obtendo uma medida para o trade-off entre produto e infla¸õ. Nesse
ca
sentido, sõ inseridas ao modelo dummies iterativas para captar as varia¸˜es de
a co
credibilidade em dois momentos espec´ ıficos do tempo, o Plano Real, em 1994, e a
ado¸õ do regime de metas de infla¸õ, em 1999. Por fim, uma s´rie mensal para
ca ca e
credibilidade de pol´ıtica monet´ria ´ constru´ a partir da condu¸õ do filtro de
a e ıda ca
Kalman ` regressõ estimada, de forma a ser poss´
a a ıvel verificar pontualmente as
varia¸˜es de credibilidade no per´
co ıodo considerado.
Assim, o presente trabalho se divide da forma como se segue: No pr´ximo o
t´pico ´ realizada uma breve descri¸õ do modelo a ser estimado, referente a Lucas
o e ca
(1973). O terceiro t´pico apresenta as estima¸˜es e apresenta¸õ dos resultados.
o co ca
O ultimo t´pico reserva-se `s considera¸˜es finais.
´ o a co

2. Fundamenta¸õ Te´rica
ca o

2.1 Medidas de credibilidade
Esta subse¸õ busca descrever brevemente a base te´rica para a constru¸õ de
ca o ca
uma medida de credibilidade da pol´ ıtica monet´ria. Nesse sentido discute-se as di-
a
versas metodologias que visam tal mensura¸õ, explicar por que a metodologia aqui
ca
escolhia foi considerada apropriada e explicar sucintamente a sua fundamenta¸õ. ca
Nesse sentido, a literatura econˆmica tem se dado conta da importˆncia da cre-
o a
dibilidade da pol´ıtica monet´ria como fundamental para a eficćia de tais pol´
a a ıticas
a partir de Sargent (1982), que, ao considerar quatro epis´dios de processos de
o
desinfla¸õ, concluiu que a credibilidade da pol´
ca ıtica monet´ria figura como fa-
a
tor chave em tais processos. Nesse sentido, se os agentes racionais consideram a
pol´
ıtica de desinfla¸õ do Banco Central com credibilidade, entõ as expectativas
ca a
de infla¸õ baixa irõ implicar rapidamente no comportamento de escolha de pre¸o
ca a c
dos agentes, produzindo uma infla¸ao menor sem reduzir, entretanto, o n´
c˜ ıvel de
atividade econˆmica. Dessa forma, os custos de uma pol´
o ıtica de infla¸õ baixa
ca
dependem crucialmente da credibilidade de tal pol´ ıtica.
Entretanto, resultados mais palp´veis da rela¸õ entre credibilidade e eficćia
a ca a
da pol´ıtica monet´ria dependem da constru¸õ de uma medida de credibilidade.
a ca
Nesse sentido, a primeira tentativa de construir tal medida remete a Blanchard



u

(1984) e Perry (1983) que utilizaram os erros de previsõ de uma curva de Phillips
a
estimada como um indicador de credibilidade. Assim, a idía por tr´s de tal
e a
indicador ´ relacionar credibilidade a previsibilidade.
e
Uma outra alternativa para medir credibilidade de um processo de combate ` a
infla¸õ, sugerida originalmente por Sargent (1983) ´ a velocidade de desinfla¸õ.
ca e ca
Nesse sentido, Ball (1994, 1995) alicer¸a um modelo te´rico onde fica evidenciado
c o
que quanto maior a velocidade de desinfla¸õ, menor os custos incorridos nesta
ca
pol´ıtica, sendo poss´ interpretar que a medida de velocidade de desinfla¸õ como
ıvel ca
medida consistente de credibilidade.
Em seqëncia, Cukierman (1986) sugere que a falta de credibilidade do Banco
u
Central adv´m da impossibilidade deste nõ controlar a taxa de crescimento da
e a
moeda perfeitamente, de forma que ocorre a tendˆncia da autoridade monet´ria
e a
extrapolar a oferta de moeda, implicando em uma infla¸õ adicional nõ esperada,
ca a
e em conseq¨ˆncia, na perda de credibilidade.
ue
Um importante avan¸o metodol´gico na mensura¸õ da credibilidade da pol´
c o ca ı-
tica monet´ria adv´m por sua vez de Hardouvelis e Barnhart (1989), onde os efeitos
a e
nos pre¸os de anńcios semanais de varia¸˜es no M1 sõ estimados a partir da
c u co a
utiliza¸õ do filtro de Kalman, construindo-se uma s´rie de credibilidade da pol´
ca e ıtica
monet´ria para o per´
a ıodo 1978-1984 para os Estados Unidos. A partir de entõ, a
a utiliza¸õ do filtro de Kalman torna-se uma prerrogativa extremamente util em
ca ´
modelos com credibilidade vari´vel no tempo, como, por exemplo, Faust e Svensson
a
(1998). Por fim, formulando uma medida alternativa, Blinder (1999) constrí o
´
ındices de credibilidade do Banco Central atrav´s da aplica¸õ de question´rios a
e ca a
diversos agentes econˆmicos.
o
No que se refere precisamente ` credibilidade das metas de infla¸õ, Svensson
a ca
(1993) sugere um teste para a credibilidade das metas, onde ´ constru´ um
e ıdo
intervalo consistente dos retornos reais dos t´ıtulos nominais. Dessa forma, basta
verificar se a taxa de juros real ou os retornos reais esperados ficam situados
fora do intervalo para que se possa rejeitar a hip´tese de credibilidade. O autor
o
faz o teste para Nova Zelˆndia, Canad´ e Sućia. Enquanto os testes para o
a a e
Canad´ sõ inconclusivos, nõ se pode rejeitar credibilidade para a Nova Zelˆndia
a a a a
ap´s a metade de 1992 e rejeita-se credibilidade para a Sućia. Outra importante
o e
conclusõ ´ a de que pode haver algum tempo para o ganho de credibilidade logo
a e
ap´s o anńcio das metas inflacion´rias.
o u a
Ao mesmo tempo, a fim de realizar um teste de credibilidade para diversos
regimes de metas de infla¸õ, Razzak (2001) inspira-se em Lucas (1973) e Faust e
ca
Svensson (1998) ao relacionar credibilidade da pol´ ıtica monet´ria ao trade-off en-
a
tre infla¸õ e produto. Nesse sentido, considerando-se que os agentes tem custos
ca



ca e ıvel? 487

de ajustar pre¸os e sal´rios,2 o trade-off entre produto e infla¸õ tende a elevar-
c a ca
se quando os agentes nõ esperam choques monet´rios. Como conseq¨ˆncia a
a a ue
ocorrˆncia de tais choques tendem a diminuir a magnitude do trade-off. Sendo
e
assim, a magnitude do trade-off est´ intimamente relacionada com a expectativa
a
da nõ existˆncia de choques monet´rios, ou, em outras palavras, com a credibili-
a e a
dade da pol´ ıtica monet´ria de infla¸õ baixa. Ao conduzir tal teste, Razzak (2001)
a ca
observou que, em determinados pa´ ıses como Austr´lia, Nova Zelˆndia, e Sućia,
a a e
o regime de metas de infla¸õ mostrou-se cr´
ca ıvel, enquanto que no Canad´, e noa
Reino Unido, o resultado mostrou-se menos ´bvio, uma vez que a constata¸õ
o ca
da credibilidade do regime de metas de infla¸õ nõ pode ser estatisticamente
ca a
confirmado.
Assim, diante de tantas alternativas de mensura¸õ da credibilidade da pol´
ca ıtica
monet´ria qual ´ a mais adequada para a estima¸õ a ser realizada aqui? Sob
a e ca
tal questõ, o presente trabalho buscou seguir dois crit´rios de avalia¸õ das es-
a e ca
tima¸˜es de credibilidade de pol´
co ıtica monet´ria. O primeiro refere-se a generalida-
a
de do ´ ındice a ser utilizado. Nesse sentido, cabe notar que embora uma previsibi-
lidade perfeita implique em credibilidade da pol´ ıtica monet´ria, erros de previsõ
a a
nõ implicam, necessariamente, em perda de credibilidade, uma vez que tais erros
a
podem ter sido causados por choques ex´genos ` pol´
o a ıtica monet´ria. Assim, em
a
tal contexto, a no¸õ de credibilidade engloba a no¸õ de previsibilidade, o que nos
ca ca
leva a descartar ´ ındices como os de Blanchard (1984) e Perry (1983). Utilizando
o crit´rio de generalidade o indicador de Sargent (1983) tamb´m parece nõ ser
e e a
adequado para o estudo aqui proposto, uma vez que tem por objeto de estudo
exclusivo a credibilidade da pol´ ıtica monet´ria em per´
a ıodos de desinfla¸õ.
ca
O segundo crit´rio a ser considerado ´ a necessidade de se construir um ´
e e ındice
temporalmente vari´vel de credibilidade, uma vez que varia¸˜es na pol´
a co ıtica im-
plicam em mudan¸as de credibilidade, como demonstrado por Faust e Svensson
c
(1998). Tal crit´rio descarta os indicadores oriundos de Cukierman (1986), Svens-
e
son (1993) e Blinder (1999).
Assim, diante da necessidade do presente trabalho de se construir uma s´rie e
de credibilidade que mantenha a generalidade de tal conceito, o indicador conside-
rado mais apropriado para os fins do presente artigo remete-se a Razzak (2001).
Nesse caso, embora tal indicador nõ seja constru´ na forma de s´rie temporal, ´
a ıdo e e
poss´ adapt´-lo ` metodologia utilizada por Hardouvelis e Barnhart (1989), ao
ıvel a a

2
Em uma abordagem novo-cl´ssica tais custos adv´m dos custos de obten¸õ e processamento
a e ca
de informa¸õ, como em Lucas (1972, 1973), enquanto que em uma abordagem novo keynesiana
ca
tais custos sõ relacionados a um determinado grau de rigidez nominal existente na economia,
a
como em Mankiw (1985)



u

conduzir-se o filtro de Kalman ` medida de credibilidade de Razzak. A idía por
a e
tr´s do indicador de credibilidade de Razzak (2001) ´ que a autoridade monet´ria
a e a
tem credibilidade se nõ surpreender os agentes econˆmicos com um choque mo-
a o
net´rio. Nesse sentido, tal “surpresa” teria um efeito negativo imediato sobre o
a
trade-off entre infla¸õ-produto, como predito por Lucas (1973) e amplamente
ca
reconhecido na teoria econˆmica. Dessa forma, a estima¸õ apropriada do trade-
o ca
off entre infla¸õ-produto implica em uma boa medida de credibilidade da pol´
ca ıtica
monet´ria. A estima¸õ apropriada de tal rela¸õ ´ constru´ com base em Lucas
a ca ca e ıda
(1973), cujo modelo ´ resumido na se¸õ a seguir.
e ca

2.2 O Modelo Te´rico
o
Esta se¸õ busca descrever brevemente o modelo te´rico por tr´s da estima¸õ
ca o a ca
do trade-off entre infla¸õ-produto, seguindo Lucas (1973). Tal modelo ´ cons-
ca e
tru´ a partir da curva de oferta agregada de Lucas (1973), que ser´ combinada a
ıdo a
uma curva de demanda para edificar as equa¸˜es de equil´
co ıbrio a serem estimadas
para inferirem o trade-off entre produto e infla¸õ.ca
Nesse sentido, o modelo de Lucas (1973) representa uma an´lise estrutural
a
de tal trade-off inserida em um paradigma constru´ inicialmente por Friedman
ıdo
(1968) e Phelps (1968). Tal modelo ´ adequado para a an´lise aqui realizada por
e a
duas raz˜es centrais. A primeira ´ a garantia dada pelo modelo da neutralidade
o e
de longo-prazo da moeda. A segunda razõ se deve ao nõ questionamento da
a a
sua forma funcional por parte da escola novo-keynesiana, como extensamente ar-
gumentado por Ball et alii (1988). Nesse ponto, a escola novo-keynesiana discute
algumas algumas interpreta¸˜es constru´
co ıdas a partir desta rela¸õ funcional e nõ
ca a
sua veracidade.3
Outro aspecto importante ´ que a curva de oferta de Lucas possui a hip´tese
e o
da taxa natural, isto implica a nõ que nõ existe apenas uma unica taxa de
a a ´
infla¸õ condizente com a escolha do Banco Central de elevar o produto acima do
ca
produto normal permanentemente. A rigidez entra no modelo devido ao acesso
dos ofertantes ` informa¸õ imperfeita sobre o n´ de pre¸os geral corrente.4
a ca ıvel c
Igualando-se as curvas de demanda e oferta agregada e resolvendo para os n´ ıveis
de pre¸os e produto reais, o autor deriva duas equa¸˜es. A primeira (1) ´ a equa¸õ
c co e ca
3
Em uma abordagem alternativa a curva de oferta de Calvo, referente a Calvo (1983), Rotem-
berg (1982) e Taylor (1980), baseada em uma arcabou¸o de contratos justapostos vai de encontro
c
a curva de oferta de Lucas nõ resultando em uma nõ confirma¸õ da hip´tese de taxa natural.
a a ca o
4
Nesse sentido, como j´ difundido na literatura, uma pol´
a ıtica monet´ria expansionista pode
a
levar os produtores a enxergar um aumento no n´ ıvel geral de pre¸os como uma eleva¸õ apenas
c ca
na demanda pelo seu produto, fazendo com que, no curto prazo, haja uma eleva¸õ do produto.
ca



ca e ıvel? 489

do produto real (yct , componente c´ıclico) em fun¸õ da taxa de crescimento do
ca
produto nominal (∆xt ) e do produto real defasado (∆yct−1 ) mais um termo de
erro (u1,t ). O parˆmetro ϕ ´ usado para testar a hip´tese do trade-off e da
a e o
credibilidade. A equa¸õ (2) apresenta a taxa de varia¸ao dos pre¸os em fun¸õ
ca c˜ c ca
de um parˆmetro de tendˆncia (δ), da taxa de crescimento dos produtos nominal
a e
atual e defasada, do hiato do produto real defasado, mais um termo de erro (u2,t ).5

yc,t = −αϕ + ϕ∆xt + βyc,t−1 + u1,t (1)

∆Pt = −δ + (1 − ϕ)∆xt + ϕ∆xt−1 − β∆yc,t−1 + u2,t (2)
χ2 γ
onde o parˆmetro de credibilidade pode ser escrito como ϕ = (1−ϕ)2 σ2 +χ2 (1+γ) ,
a
x
sendo a resposta do componente c´ ıclico do produto `s varia¸˜es nos pre¸os relativos
a co c
capturada por γ, a variˆncia do desvio percentual do n´ de pre¸os em um dado
a ıvel c
mercado do n´ geral de pre¸os por χ
ıvel c 2 , e a variˆncia na mudan¸a da demanda
a c
agregada por σx .2

Assim, nota-se que se a variˆncia da mudan¸a na demanda agregada tende a
a c
γ
zero, o valor de ϕ tende a (1+γ) . Se a variˆncia da mudan¸a na demanda agregada
a c
tende ao infinito, ϕ tende monotonicamente a zero, ou em outras palavras, o
parˆmetro de credibilidade ´ maior em um regime de infla¸õ est´vel e com um
a e ca a
Banco Central que nõ utiliza o trade-off, do que em alta infla¸õ e com um banco
a ca
central que explora este trade-off.
Dessa forma, a fim de se obter uma medida para credibilidade da pol´ ıtica
monet´ria deve-se conduzir as estima¸˜es das equa¸˜es (1) e (2). Dessa forma, o
a co co
presente trabalho visa estimar tais rela¸˜es para o Brasil a fim de podermos discutir
co
a credibilidade da pol´ıtica monet´ria brasileira. Entretanto, deve-se observar que
a
as equa¸˜es (1) e (2) nõ sõ mantidas quando h´ autocorrela¸õ na taxa de
co a a a ca
crescimento do produto nominal, o que ocorre para o caso brasileiro. Assim,
considerando que E (xt |It ) = δ + xt−1 + ρi ∆xt−i , ou seja, que E (∆xt |It ) segue
i
um processo autoregressivo dependendo dos per´
ıodos defasados i, as equa¸˜es de
co
equil´
ıbrio supracitadas seriam dadas por:

yc,t = −ηδ + η ∆ xt + φ yc,t−1 + η ρi ∆xt−i (3)
i

∆ Pt = −β + (1 − η) ∆ xt + η ∆ xt−1 − φ yc,t + η ρi (∆xt−i − ∆xt−i−1 ) (4)
i
5
Os termos de erro (u1,t ) e (u2,t ) sõ ru´
a ıdos branco e nõ correlacionados
a



u

Assim, podemos estender o modelo para excluir o efeito de uma poss´ au-
ıvel
tocorrela¸õ nos choques ao adicionar termos defasados `s equa¸˜es de equil´
ca a co ıbrio.
(ver Lucas (1973) nota 5). Para o caso brasileiro as ordens de autocorrela¸õ de
ca
∆x foram calculadas e estõ expressas na tabela 1 bem como os testes de au-
a
tocorrela¸õ dos res´
ca ıduos o modelo (tabela 3), ou seja, os testes de Ljung-Box
(Estat´ıstica Q) e de Breusch-Godfrey (Testes LM), evidenciando a ausˆncia de
e
correla¸õ dos res´
ca ıduos da especifica¸õ apresentada. Tais resultados nos deixam
ca
claro que para o caso brasileiro temos i = 1, 2, 10, 11, 12 nas equa¸˜es (3) e (4)
co
acima.
Tabela 1
Autocorrela¸õ serial de ∆x
ca

Vari´vel
a Coeficiente Erro Padrõ
a Estat´ıstica t Prob.
AR(1) 0.2909 0.0813 3.5740 0.0004
AR(2) 0.4514 0.0664 6.7949 0.0000
AR(10) -0.1143 0.0577 -1.9783 0.0490
AR(11) -0.1761 0.0500 -3.5217 0.0005
AR(12) 0.4936 0.0544 9.0668 0.0000
Testes de correla¸ao serial dos res´
c˜ ıduos:
Teste Estat´ıstica Prob.
Estat´ıstica Q (12 lags) 7.3090 0.2930
Estat´ıstica Q (24 lags) 17.7880 0.4020
Teste LM − F (12 lags) 1.1211 0.3434
Teste LM − N R2 (12 lags) 12.8606 0.3792
Teste LM − F (24 lags) 0.9775 0.4903
Teste LM − N R2 (24 lags) 19.2383 0.5063

3. A An´lise Emp´
a ırica
Os dados utilizados no presente estudo tem como fonte o IPEA e o Banco Cen-
tral, onde a s´rie de produto tem como fonte o PIB mensal divulgado pelo Banco
e
Central e a s´rie de pre¸os o ´
e c Indice Nacional de Pre¸os ao Consumidor (INPC).
c
Utilizou-se periodicidade mensal compreendendo o per´ ıodo 1980:1-2002:8, tendo
as s´ries sido desazonalizadas a partir do m´todo de media-movel multiplicativa,
e e
e, em seguida, para se obter o comportamento c´ ıclico da s´rie de produto real
e
utilizou-se o filtro de Hodrick-Prescott (filtro HP).
Ap´s a realiza¸õ destes procedimentos os devidos testes de raiz unit´ria (ta-
o ca a
bela 2) foram conduzidos (Teste Phillips-Perron)6 constando-se que, ao se defi-
nindo ∆x como a primeira diferen¸a de x e ∆P como a primeira diferen¸a de P
c c
6
o teste de Phillips-Perron ´ mais adequado no presente caso que o teste ADF por controlar
e
o efeito da correla¸õ serial para o teste de raiz unit´ria.
ca a



ca e ıvel? 491

tornamos todas as s´ries estacion´rias, uma vez que yc j´ ´ estacion´ria, de forma
e a ae a
que a possibilidade de regressõ esp´ria ´ descartada.
a u e
Tabela 2
Testes de raiz unit´ria
a

Estat´
ıstica t ajustada Prob.
x 0.1457 0.9976
P 0.1261 0.9974
∆x -6.4488 0.0000
∆P -3.4566 0.0463

A fim de testar as varia¸˜es na credibilidade da pol´
co ıtica monet´ria ocorridas no
a
Brasil diante das recentes mudan¸as no quadro macroeconˆmico brasileiro, e pelas
c o
exposi¸˜es te´ricas feitas at´ entõ, foram elaborados dois modelos econom´tricos
co o e a e
com finalidades distintas. O primeiro objetiva o confronto entre a credibilidade
da pol´ıtica monet´ria de trˆs per´
a e ıodos fundamentais: o per´ ıodo pr´-Plano Real, o
e
per´
ıodo p´s-Real at´ o estabelecimento do regime de metas de infla¸õ e o per´
o e ca ıodo
a partir de seu estabelecimento at´ o final da s´rie. Os resultados de tais estima¸˜es
e e co
sõ apresentados na subse¸õ 3.1.
a ca
O segundo modelo, a ser apresentado na subse¸õ 3.2., constitui-se na cons-
ca
tru¸õ de um indicador de periodicidade mensal para a credibilidade da pol´
ca ıtica
monet´ria para o per´
a ıodo compreendido na amostra. Nesse respeito utiliza-se um
modelo estado-espa¸o atrav´s da condu¸õ do filtro de Kalman para parˆmetro
c e ca a
de credibilidade, aplicando a metodologia proposta por Hardouvelis e Barnhart
(1989) ao modelo estimado na subse¸õ 3.1.
ca

3.1 Os Resultados estimados
A fim de testar as varia¸˜es na credibilidade da pol´
co ıtica monet´ria ocorridas
a
no Brasil diante das recentes mudan¸as no quadro macroeconˆmico brasileiro sõ
c o a
inseridas dummies iterativas para o segundo e terceiro per´ ıodos (o per´
ıodo p´s-
o
Real at´ o estabelecimento do regime de metas de infla¸õ e o per´
e ca ıodo que inicia-se
a partir de seu estabelecimento at´ o final da s´rie, respectivamente) ao se estimar
e e
as equa¸˜es (3) e (4) apresentadas na se¸õ anterior. A hip´tese testada ser´ entõ
co ca o a a
a mudan¸a do parˆmetro η na passagem dos per´
c a ıodos relacionados. Dessa forma
as dummies sõ definidas como,
a

1, para t entre 1994:08 e 1998:12
REAL
0, caso contr´rio
a
e



u

1, para t entre 1999:01 e 2002:08
IT
0, caso contr´rio
a
Dessa forma, as estima¸˜es dos parˆmetros REAL e IT fornecem a magnitude
co a
do ganho de credibilidade com rela¸õ ao per´
ca ıodo pr´-Plano Real, de forma que,
e
se tais vari´veis assumirem valores pr´ximos chega-se ` conclusõ de rejei¸õ do
a o a a ca
aumento de credibilidade da pol´ ıtica monet´ria a partir da implementa¸õ do
a ca
regime de metas de infla¸õ, ou seja, a hip´tese a ser testada ´ a igualdade entre
ca o e
dos valores estimados de REAL e IT .
Assim, a fim de se conduzir tais estima¸˜es recorreu-se ` divisõ da amostra em
co a a
trˆs alternativas, uma com a amostra inteira, outra utilizando-se dados a partir de
e
1990, e por fim, utilizando-se dados apenas para o per´ ıodo p´s-Plano Real. Nesse
o
ultimo caso a dummie REAL ´ retirada para evitar a ocorrˆncia de correla¸õ
´ e e ca
perfeita entre regressores, de forma que, para esta amostra a hip´tese a ser testada
o
´ simplesmente a significˆncia do parˆmetro IT .
e a a
Ao mesmo tempo, ´ natural supor que a estima¸õ das equa¸˜es (3) e (4) sepa-
e ca co
radamente resulte em um problema de simultaneidade dada a prov´vel rela¸õ a ca
amb´ ıgua de causalidade entre yct e ∆xt . Nesse sentido, dois m´todos de estima¸õ
e ca
sõ sugeridos. O primeiro, que nõ visa a corre¸õ da simultaneidade ´ a es-
a a ca e
tima¸õ das equa¸˜es (3) e (4) de forma restrita. Nesse sentido, uma vez que
ca co
estamos tratando de um sistema de equa¸˜es, o m´todo imediatamente sugerido
co e
´ o de M´
e ınimos Quadrados Iterativos (MQI), onde os coeficientes estimados sõ a
restritos pelas rela¸˜es funcionais pr´-dispostas. Nessa abordagem os coeficientes
co e
sõ obtidos a partir de uma constru¸õ da rela¸õ entre as estima¸˜es das duas
a ca ca co
equa¸˜es que ´ conduzida seqëncialmente at´ obter-se a convergˆncia a valores
co e u e e
consistentes.
O segundo m´todo de estima¸õ busca solucionar o prov´vel problema de si-
e ca a
multaneidade do sistema. Para tanto, o m´todo aqui sugerido ´ o FIML (Full-
e e
Information Maximum Likelihood ). Nesse sentido, uma vez que o modelo emp´ ırico
´ consagrado pela literatura econˆmica como bem especificado, este modelo apre-
e o
senta ganhos de eficiˆncia consider´veis com rela¸õ aos m´todos de estima¸õ com
e a ca e ca
informa¸õ limitada, como dois est´gios, GMM, ou LIML (Limited Information
ca a
Maximum Likelihood ). Ao mesmo tempo, uma vez que o m´todo de estima¸õ
e ca
do FIML parte de uma estima¸õ direta da m´xima verossimilhan¸a, ele tamb´m
ca a c e
implica em ganhos de eficiˆncia com rela¸õ a outros estimadores de informa¸õ
e ca ca
completa como o de trˆs est´gios. Assim, os resultados das estima¸˜es sõ apre-
e a co a
sentados nas tabelas 3 a 9.



ca e ıvel? 493

A tabela 3 apresenta os resultados estimados por M´ ınimos Quadrados Or-
din´rios sem qualquer restri¸õ aos coeficientes e com as equa¸˜es sendo estima-
a ca co
das separadamente. Nestes resultados os coeficientes β4 e β5 que representam o
aumento da credibilidade da pol´ ıtica monet´ria nos per´
a ıodo p´s Plano Real e p´s
o o
Metas Inflacion´rias, respectivamente, nõ sõ significantes, de forma que tanto o
a a a
Plano Real quanto a ado¸õ do regime de metas de infla¸õ nõ teriam refletido
ca ca a
seus efeitos na trajet´ria da credibilidade da pol´
o ıtica monet´ria. Ao mesmo tempo
a
um resultado interessante dessa estima¸õ deve ser observado ao se comparar os
ca
coeficientes β7 e β8 . Sob tal aspecto os valores de tais coeficientes sõ significantes
a
e muito pr´ximos, o que fornece uma evidˆncia a favor da neutralidade da pol´
o e ıtica
monet´ria no longo prazo, que ´ um resultado imediato se (1 − β7 ) + β8 = 1, ou
a e
seja, se β7 = β8 .
Tabela 3
Estima¸˜es do sistema (3)-(4) por MQO
co

Parˆmetro
a Coeficiente Desv. Padrõ
a Estat´
ıstica t Prob.

β1 0.0008 0.0020 0.4046 0.6859
β2 0.1424 0.0213 6.6741 0.0000
β3 0.6084 0.0482 12.6135 0.0000
β4 0.0447 0.0823 0.5436 0.5869
β5 -0.0993 0.0944 -1.0517 0.2934
ϕ1 -0.1056 0.0210 -5.0119 0.0000
ϕ2 -0.0525 0.0199 -2.6305 0.0088
ϕ10 0.0254 0.0196 1.2982 0.1948
ϕ11 0.0230 0.0201 1.1437 0.2532
ϕ12 -0.0414 0.0213 -1.9418 0.0527
β6 0.0019 0.0027 0.6990 0.4849
β7 0.3000 0.0309 9.7083 0.0000
β8 0.2640 0.0325 8.1227 0.0000
β9 -0.0816 0.0796 -1.0250 0.3059
ψ1 0.0267 0.0337 0.7919 0.4288
ψ2 0.0200 0.0268 0.7459 0.4561
ψ10 0.0756 0.0265 2.8562 0.0045
ψ11 0.2372 0.0303 7.8209 0.0000
ψ12 0.0400 0.0302 1.3238 0.1862

yc,t = β1 + β2 ∆xt + β3 yc,t−1 + β4 (REAL ∗ ∆xt ) + β5 (IT ∗ ∆xt ) + ϕi ∆xt−i
i

∆Pt = β6 + (1 − β7 )∆xt + β8 ∆xt−1 + β9 yc,t + ψi (∆xt−i − ∆xt−i−1 )
i



u

Ao se estimar o modelo restrito (por MQI) chegamos aos resultados apresenta-
dos na tabela 4. Nestes resultados podemos observar que tanto o per´
ıodo p´s-Plano
o
Real quanto o per´ ıodo a partir da ado¸õ do regime de metas de infla¸õ apresen-
ca ca
taram valores para a credibilidade estimada superiores ao per´ıodo como um todo.
Entretanto a ado¸õ do regime de metas de infla¸õ nõ elevou significantemente
ca ca a
a credibilidade da pol´ıtica monet´ria em compara¸õ com o per´
a ca ıodo p´s-Real, o
o
que pˆde ser comprovado por um teste de hip´tese da igualdade entre β4 e β5 (ta-
o o
bela 10). Ao repetir o exerc´ utilizando FIML (tabela 5) o Plano Real continua
ıcio
sendo um divisor de ´guas para a credibilidade da pol´
a ıica monet´ria, o que nõ
a a
permanece com o per´ ıodo de metas de infla¸õ.
ca
Tabela 4
Estima¸˜es do sistema (3)-(4) por MQI: 1980-2002
co

Parˆmetro
a Coeficiente Erro Padrõ
a Estat´
ıstica t Prob.

δη -0.0064 0.0034 -1.9175 0.0557
η 0.1988 0.0236 8.4267 0.0000
φ 0.3069 0.0581 5.2823 0.0000
β4 0.3793 0.0715 5.3061 0.0000
β5 0.4286 0.0895 4.7903 0.0000
ρ1 -0.4121 0.0897 -4.5924 0.0000
ρ2 -0.4650 0.0930 -4.9998 0.0000
ρ10 0.0818 0.0980 0.8347 0.4043
ρ11 0.6491 0.1298 5.0010 0.0000
ρ12 -0.6312 0.1208 -5.2229 0.0000
α -0.0062 0.0023 -2.7233 0.0067

yc,t = −ηδ + η∆ xt + φ yc,t−1 + β4 (REAL ∗ ∆xt ) + β5 (IT ∗ ∆xt )
+η ρi ∆xt−i
i

∆Pt = −α + (1 − η) ∆xt + η∆xt−1 − φyc,t + (1 − β4 ) (REAL ∗ ∆xt )
+β4 (REAL ∗ ∆xt−1 ) + (1 − β5 ) (IT ∗ ∆xt ) + β5 (IT ∗ ∆xt−1 )
+η ρi (∆xt−i − ∆xt−i−1 )
i



ca e ıvel? 495

Tabela 5
Estima¸˜es do sistema (3)-(4) por FIML: 1980-2002
co

Coeficiente Erro Padrõ
a Estat´
ıstica z Prob.

δη -0.0014 0.0024 -0.6131 0.5398
η 0.1790 0.0190 9.4189 0.0000
φ 0.5421 0.0583 9.2934 0.0000
β4 0.2151 0.0934 2.3016 0.0214
β5 0.1101 0.1464 0.7519 0.4521
ρ1 -0.4583 0.0984 -4.6555 0.0000
ρ2 -0.5161 0.1094 -4.7195 0.0000
ρ10 0.1843 0.0894 2.0610 0.0393
ρ11 0.5111 0.0954 5.3552 0.0000
ρ12 -0.6852 0.0945 -7.2484 0.0000
α -0.0062 0.0038 -1.6002 0.1095

+η ρi ∆xt−i
i

+η ρi (∆xt−i − ∆xt−i−1 )
i

As tabelas 6 e 7 apresentam as mesmas estima¸˜es para o per´
co ıodo que se inicia
na dćada de 1990. Em ambos os casos β4 e β5 sõ significantemente diferentes
e a
de zero, e β4 ´ maior que β5 . Por´m os dois coeficientes nõ sõ significantemente
e e a a
diferentes (tabela 10). Assim, a conclusõ b´sica de tais resultados ´ que o regime
a a e
de metas de infla¸õ manteve a credibilidade da pol´
ca ıtica monet´ria alcan¸ada pelo
a c
Plano Real.



u

Tabela 6
co

a Estat´
ıstica t Prob.

δη -0.0047 0.0044 -1.0807 0.2807
η 0.1446 0.0325 4.4543 0.0000
φ 0.2181 0.0848 2.5738 0.0106
β4 0.5262 0.1169 4.5004 0.0000
β5 0.4467 0.1251 3.5700 0.0004
ρ1 -0.4935 0.1674 -2.9479 0.0035
ρ2 -0.6859 0.1966 -3.4882 0.0006
ρ10 0.2074 0.1928 1.0758 0.2829
ρ11 0.8041 0.2641 3.0453 0.0025
ρ12 -0.8025 0.2558 -3.1373 0.0019
α -0.0096 0.0032 -2.9641 0.0033

+η ρi ∆xt−i
i

+η ρi (∆xt−i − ∆xt−i−1 )
i

Tabela 7
co

a Estat´
ıstica z Prob.

δη -0.0013 0.0031 -0.4350 0.6635
η 0.1259 0.0212 5.9292 0.0000
φ 0.3748 0.0870 4.3064 0.0000
β4 0.3606 0.0673 5.3596 0.0000
β5 0.3090 0.1115 2.7711 0.0056
ρ1 -0.5794 0.2619 -2.2119 0.0270
ρ2 -0.6673 0.3003 -2.2224 0.0263
ρ10 0.4642 0.2018 2.3008 0.0214
ρ11 0.6852 0.2201 3.1131 0.0019
ρ12 -1.0321 0.2012 -5.1288 0.0000
α -0.0098 0.0056 -1.7415 0.0816

+η ρi ∆xt−i
i

+η ρi (∆xt−i − ∆xt−i−1 )
i

Considerando-se apenas o per´
ıodo de 1994 a 2002 os resultados mudam ao
se estimar por MQI pois o regime de metas de inﬂa¸˜o implica em ganhos de
ca



ca e ıvel? 497

credibilidade para a pol´ ıtica monet´ria (tabela 8), o que nõ havia sido observado
a a
nas estima¸˜es dos per´
co ıodos anteriores, ou seja, os agentes econˆmicos dispuseram-
o
se a enrijecer suas rela¸˜es econˆmicas confiando que o Banco Central estar´ menos
co o a
disposto a promover um choque monet´rio a partir da ado¸õ do regime de metas
a ca
de infla¸õ.
ca
Tabela 8
co

a Estat´
ıstica t Prob.

δη -0.0043 0.0036 -1.1976 0.2326
η 0.2360 0.0649 3.6374 0.0004
φ 0.1321 0.1007 1.3111 0.1915
β5 0.3330 0.0962 3.4597 0.0007
ρ1 -0.4032 0.2126 -1.8967 0.0594
ρ2 -0.2143 0.1831 -1.1708 0.2432
ρ10 0.3667 0.1880 1.9503 0.0527
ρ11 0.8125 0.2914 2.7878 0.0059
ρ12 -0.7378 0.2712 -2.7200 0.0072
α -0.0078 0.0032 -2.4072 0.0171

yc,t = −ηδ + η∆ xt + φ yc,t−1 + β5 (IT ∗ ∆xt ) + η ρi ∆xt−i
i

∆Pt = −α + (1 − η) ∆xt + η∆xt−1 − φyc,t + (1 − β5 ) (IT ∗ ∆xt )
+β5 (IT ∗ ∆xt−1 ) + η ρi (∆xt−i − ∆xt−i−1 )
i

Por outro lado, a corre¸õ do problema de simultaneidade nessas estima¸˜es
ca co
leva ao resultado de que o regime de metas de infla¸õ nõ elevou a credibilidade
ca a
da pol´
ıtica monet´ria se considerarmos um n´ de significˆncia de at´ 5% (tabela
a ıvel a e
9). Em outras palavras, a nõ-corre¸õ do problema de simultaneidade tende a
a ca
superestimar a credibilidade da pol´
ıtica monet´ria. Tal rela¸õ se torna mais con-
a ca
tundente a partir do fato de que a simples condu¸õ de um teste de exogeneidade
ca
(tabela 11), deixa claro que mesmo a hip´tese de exogeneidade fraca ´ significan-
o e
temente rejeitada, ou seja, o problema de simultaneidade do sistema parece ser
inconteste.



u

Tabela 9
co

a Estat´
ıstica z Prob.

δη -0.0040 0.0030 -1.3484 0.1775
η 0.2838 0.0690 4.1111 0.0000
φ 0.2960 0.1042 2.8397 0.0045
β5 0.1796 0.0994 1.8058 0.0710
ρ1 -0.0082 0.2243 -0.0364 0.9710
ρ2 -0.0758 0.2050 -0.3698 0.7116
ρ10 0.3075 0.1665 1.8464 0.0648
ρ11 0.5026 0.2123 2.3676 0.0179
ρ12 -0.5919 0.2053 -2.8832 0.0039
α -0.0077 0.0049 -1.5572 0.1194

yc,t = −ηδ + η∆ xt + φ yc,t−1 + β5 (IT ∗ ∆xt ) + η ρi ∆xt−i
i

∆Pt = −α + (1 − η) ∆xt + η∆xt−1 − φyc,t + (1 − β5 ) (IT ∗ ∆xt )
+β5 (IT ∗ ∆xt−1 ) + η ρi (∆xt−i − ∆xt−i−1 )
i

Tabela 10
Testes de Wald - H0 : β4 = β5

Estimador Per´
ıodo ıstica χ2
Estat´ Prob.
MQO 1980-2002 1.4107 0.2349
MQI 1980-2002 0.1079 0.7425
FIML 1980-2002 1.8497 0.1738
MQI 1990-2002 0.1348 0.7135
FIML 1990-2002 0.1281 0.7204

Tabela 11
Teste de exogeneidade de Hausman, H0 : ∆xt ´ ex´gena
e o

Estat´
ıstica Prob.
5.2219 0.0000

Tabela 12
Teste de Garbade, H0 : Q = 0

Estat´
ıstica Prob.
161413.5 0.0000

Assim, a questõ que passa a ser levantada ´: uma vez que chegamos a re-
a e
sultados tõ distintos a partir de amostras diferentes, a que conclusõ podemos
a a
chegar sobre as varia¸˜es de credibilidade promovidas pela ado¸õ do regime de
co ca



ca e ıvel? 499

metas de infla¸õ? A fim de lan¸ar luz sobre a resposta a tal questõ o pr´ximo
ca c a o
t´pico visa construir um ´
o ındice mensal para a credibilidade da pol´
ıtica monet´ria,
a
nos fornecendo uma visõ mais precisa das varia¸˜es temporais da credibilidade
a co
ocorridas no Brasil.

3.2 Um ´
ındice de credibilidade para o Brasil
A an´lise anterior mostrou que o coeficiente que visa fornecer uma medida
a
plaus´ıvel para credibilidade, nõ se mant´m constante ao longo do tempo. Por-
a e
tanto, foi poss´ıvel observar, por exemplo, que mudan¸as de pol´
c ıticas implicam
diretamente em altera¸˜es do parˆmetro de credibilidade, como j´ esperado, dada
co a a
a considera¸õ de Lucas (1973) sobre o modelo aqui pr´-disposto, e a considera¸õ
ca e ca
de Faust e Svensson (1998) sobre o comportamento temporal da credibilidade da
pol´
ıtica monet´ria.
a
Logo, objetiva-se nessa se¸õ observar as varia¸˜es do parˆmetro de credibili-
ca co a
dade ao longo do tempo, sem impor de forma pr´via cren¸as pessoais sobre os
e c
pontos de quebra estrutural como realizado na se¸õ anterior, onde os pontos de
ca
quebra para o Plano Real e para a ado¸õ do regime de metas de infla¸õ foram
ca ca
pr´-estabelecidos ` an´lise. Para tanto, utiliza-se um modelo de estado-espa¸o
e a a c
pela condu¸õ do filtro de Kalman para o parˆmetro de credibilidade, seguindo
ca a
a metodologia proposta por Hardouvelis e Barnhart (1989), configurando-se um
modelo onde as equa¸˜es de medida seguem as definidas na se¸õ te´rica e a
co ca o
equa¸õ de transi¸õ ´ dada por:
ca ca e

ηt = ηt−1 + vt (5)

onde uit ∼ N (0, σ 2 ), i = 1, 2 e vt ∼ N (0, Qσ 2 ). A da forma funcional de (5) deve-se
primariamente a sua simplicidade, uma vez que esta an´lise nõ visa a constru¸õ
a a ca
de um processo estoc´stico para a gera¸õ dos η´s, mas testar a estabilidade de
a ca
ηt , bem como obter um padrõ para a sua varia¸õ temporal.7 Os termos de erro
a ca
das equa¸˜es de medida e da equa¸ao de transi¸õ sõ mutuamente e serialmente
co c˜ ca a
nõ correlacionados. O parˆmetro Q que multiplica a variˆncia σ 2 construindo
a a a
a variˆncia de η ´ o parˆmetro a ser testado para concluir-se sobre a poss´
a e a ıvel
7
De fato, at´ onde sabemos, nõ h´ uma forma funcional definida para o ´
e a a ındice de credibili-
dade como estabelecido neste estudo na literatura. A forma funcional de (5) est´ de acordo,
a
por´m, com premissas de evolu¸õ da credibilidade da pol´
e ca ıtica monet´ria sob outras formas de
a
medir credibilidade, como em Hardouvelis e Barnhart (1989). Al´m disso, diversas outras formas
e
funcionais foram utilizadas nõ se alterando significativamente os resultados
a



u

estabilidade de η, onde se Q = 0, η pode ser considerado constante, e o coeficiente
da regressõ remete-se ao coeficiente linear estimado comumente.
a
Garbade (1977) descreve a estima¸õ do modelo. Sob tal aspecto, as doze
ca
observa¸˜es iniciais obtidas do ano de 1980 sõ utilizadas para inicializar o filtro
co a
de Kalman. Assim, iniciando-se no ano de 1981, o filtro de Kalman atualiza
seqëncialmente a estima¸õ do coeficiente e a matriz de covariˆncia pelo pr´ximo
u ca a o
per´ıodo. Utilizando o procedimento de uma estima¸õ de m´xima verossimilhan¸a
ca a c
em conjunto ` estima¸õ do modelo de medida, obt´m-se uma estima¸õ para Q,
a ca e ca
podendo-se verificar a estabilidade de η. Tal teste de variabilidade temporal do
parˆmetro ´ chamado de teste de Garbade. Sob tal contexto, as estima¸˜es para a
a e co
amostra considerada e a aplica¸õ do teste de Garbade rejeita a hip´tese de Q = 0,
ca o
ou seja, indica-se a existˆncia de variabilidade temporal de η (tabela 12).
e
Sendo realizada a estima¸õ do modelo n´s obtemos uma s´rie estimada para
ca o e
η, ou seja, uma s´rie estimada para a credibilidade da pol´
e ıtica monet´ria. Tal
a
s´rie ´ disposta nas figuras 1 e 2, onde a figura 1 apresenta a s´rie completa com o
e e e
seu intervalo de confian¸a e a figura 2 a s´rie a partir da implementa¸õ do Plano
c e ca
Real.
Figura 1
Evolu¸õ da credibilidade da pol´
ca ıtica monet´ria
a

.6

.4

.2

.0

-.2

-.4

-.6
80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 00 02

CRED ± 2 RMSE



ca e ıvel? 501

Figura 2
Evolu¸õ da credibilidade da pol´
ca ıtica monet´ria – p´s-Real
a o

.30

.25

.20

.15

.10

.05

.00
95 96 97 98 99 00 01 02

Ao analisar a figura 1 ´ poss´ observar que a dćada de 80 foi marcada por
e ıvel e
uma tendˆncia de queda da credibilidade da pol´
e ıtica monet´ria sem precedentes,
a
tendo continuidade no in´ ıcio da dćada de 90, passando de patamares pr´ximos
e o
de 0.4, para valores pr´ximos de zero. Al´m disso, a conclusõ de Svensson (1993)
o e a
de que ap´s a implementa¸õ de pol´
o ca ıticas monet´rias alternativas, ocorre uma
a
queda imediata de credibilidade, seguida de posterior recupera¸õ ´ comprovada
ca e
para o Brasil, tendo tal fenˆmeno ocorrido notadamente em trˆs ocasi˜es: O Plano
o e o
Cruzado (em 1986), o Plano Real (em 1994) e a ado¸õ de Metas de Infla¸õ (em
ca ca
1999).
Com rela¸õ ` figura 2, n´s podemos alcan¸ar um resultado esclarecedor sobre
ca a o c
a poss´ controv´rsia lan¸ada na se¸õ 3.1. Nesse sentido, a queda imediata de
ıvel e c ca
credibilidade ap´s o Plano Real parece ter impactado negativamente sobre a m´dia
o e
do per´ıodo, de forma que o efeito positivo das metas de infla¸ao sobre a credibili-
c˜
dade parece ser superestimado se considerarmos esse per´ ıodo imediatamente ap´so
a implementa¸õ do Real na an´lise comparativa.
ca a



u

Ao se considerar especificamente o per´ ıodo p´s implementa¸õ de metas de in-
o ca
fla¸õ ´ poss´ notar que ocorre uma pequena queda em um primeiro momento,
ca e ıvel
que alcan¸a a recupera¸õ no momento seguinte. Isso corrobora com a hip´tese
c ca o
explicitada por Svensson (1993) e explica em parte as estima¸˜es da sub-se¸õ an-
co ca
terior onde o regime de metas de infla¸õ nõ teria elevado o n´ de credibilidade
ca a ıvel
da pol´ıtica monet´ria.
a
Tais resultados corroboram com os obtidos por Minella et alii (2003) onde
fica evidenciado que a autoridade monet´ria no Brasil tem reagido fortemente
a
a expectativas de infla¸õ para manter a infla¸õ est´vel e a sua credibilidade
ca ca a
econˆmica, o que ´ vital para manter a eficiencia do regime de metas de infla¸õ.
o e ca
Em outras palavras que o Banco Central tem evitado a utiliza¸õ do trade-off
ca
infla¸õ-produto para elevar o produto de curto-prazo, dando prioridade total
ca
ao controle da infla¸õ. Isso significa um processo importante de constru¸õ de
ca ca
credibilidade.
Tal aspecto tamb´m ´ ressaltado por Silva e Portugal (2002) que indicam a
e e
partir de uma fun¸õ de rea¸õ do Banco Central a l` Taylor que a trajet´ria
ca ca a o
da credibilidade da pol´ ıtica monet´ria a partir da ado¸õ do regime de metas
a ca
de infla¸õ segue um padrõ de “credibility construction”, com um aumento do
ca a
conservadorismo do Banco Central.
Ao mesmo tempo, ´ poss´ observar que o per´
e ıvel ıodo pode ser dividido em dois
momentos distintos. O primeiro, antes do Plano Real, onde a credibilidade apre-
sentou uma tendˆncia continuamente descendente, e o segundo, ap´s o Plano Real,
e o
onde a credibilidade da pol´ ıtica monet´ria apresentou uma tendˆncia nitidamente
a e
crescente. Nesse per´ ıodo p´s-Real ´ poss´
o e ıvel observar a constru¸õ da credibi-
ca
lidade da pol´ ıtica monet´ria em um processo cont´
a ınuo, onde uma caracter´ ıstica
marcante ´ a capacidade da credibilidade nõ ser significantemente abalada pe-
e a
las seguidas crises ocorridas no per´ ıodo. Nesse sentido, a pol´ ıtica monet´ria no
a
per´ıodo apresentou uma rea¸õ contracionista extremamente forte a tais crises de
ca
forma a evitar-se um abalo sob a credibilidade.
Nesse sentido, o tamanho limitado da s´rie de dados ap´s a ado¸õ do regime de
e o ca
metas de infla¸õ parece impedir uma conclusõ mais contundente sobre a rela¸õ
ca a ca
entre credibilidade e o regime de metas de infla¸õ. Entretanto, as evidˆncias
ca e
apresentadas parecem ser suficientes para apontar favoravelmente para os efeitos
da ado¸õ das metas de infla¸õ sobre a credibilidade da pol´
ca ca ıtica monet´ria.
a



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