Resenha Artigo Econometria - Estimacao Taxa de Cambio Chile

Escolher um artigo publicado em qualquer área de conhecimento que utilize estimações econométricas O objetivo é entregar uma resenha do artigo escolhido contendo os objetivos do trabalho e as interpretações dos resultados econométricos estimados UMA ESTIMAÇÃO ECONOMÉTRICA DA TAXA DE CÂMBIO DO CHILE SINERGIA Rio Grande 15 2 4966 2011 49 UMA ESTIMAÇÃO ECONOMÉTRICA DA TAXA DE CÂMBIO DO CHILE DIOGO DEL FIORI RESUMO O objetivo deste trabalho é modelar a taxa de câmbio do Chile tendo por base dois modelos aplicados para a estimação da taxa de câmbio do Peru O objetivo deste trabalho é averiguar qual dentre esses dois modelos aplicados para o caso do Peru é o mais adequado para o caso chileno aplicandose o critério de Akaike e o teste de Wald Foi estimada uma relação de longo prazo cointegração entre as variáveis do modelo Assim foi encontrada uma relação de longo prazo entre a taxa de câmbio e a taxa de juros e o riscopaís para o caso chileno PALAVRASCHAVE Chile câmbio cointegração ABSTRACT This study was aimed at modelling the exchange rate in Chile based on two models used to estimate the exchange rate in Peru The objective is to determine which of these two models used in Peru is the most suitable for the Chilean case by applying the Akaike criterion and Wald test A longterm relationship cointegration was estimated between the model variables Thus a longterm relationship was found among exchange rate interest rate and country risk KEYWORDS Chile exchange rate cointegration 1 INTRODUÇÃO De acordo com Gala 2006 o Chile foi um exemplo de país latinoamericano que teve uma política cambial em um patamar de alta competição a partir da metade da década de 1980 o que restringiu contextos de sobrevalorização como o ocorrrido com as principais economias da região nos anos da década de 1990 As experiências pelas quais o Chile passou ao longo dos 30 anos que antecederam a década de 1990 são interessantes como o sistema de câmbio de tablitas e ancoragem com a presença de bandas e oscilações mais livres O câmbio do Chile passou por períodos de sobrevalorização fruto das políticas do populismo latinoamericano e das conhecidas âncoras cambiais que tinham o propósito de realizar a estabilização dos preços Esse país teve a experiência da vigência de níveis de estabilidade relativa e subvalorização do real exchange rate targeting que foi colocada em prática por intermédio das bandas principalmente no período que englobou 1985 e 1995 A partir de 1999 a taxa de câmbio do Chile apresentou sucessivas apreciações resultado das metas para alcançar patamares de inflação compatíveis com as metas de inflação preestabelecidas e também com o intenso fluxo de capital no ínício dessa década forçando o país a realizar aquisições de reservas cambiais e controles de capitais que foram introduzidos no ano de 1991 com o objetivo de evitar a valorização do peso O resultado dessa política segundo Ffrench Davis1 2004 p 209 apud GALA 2006 foi a valorização menos intensa da taxa de câmbio do Chile quando comparada com os outros países da América Latina Em 1994 a taxa de câmbio real desse país experimentou uma valorização na ordem de 36 com relação ao que vigorou em média no período 1987 90 sendo que para os países da América do Sul o percentual foi estimado em 24 Mas nos anos de 1995 a 1997 a intensa migração dos fluxos de capitais e uma queda da intervenção do BC do Chile acarretou valorização em termos acumulados de 16 até o período em que ocorreu a crise asiática que resultou em uma saída de capitais e uma consequente depreciação da taxa de câmbio A piora dos atritos entre o sistema de metas de inflação que prevaleceu na década de 1990 e o regime de bandas cambiais forçou o governo a excluir essas metas a partir do ano de 1999 com o objetivo de buscar baixos patamares de inflação MORANDÉ 2001 p 6 apud GALA 2006 A depreciação que ocorreu ao longo da crise asiática acarretou a diminuição dos riscos de uma valorização intensa resultado da exclusão do regime de bandas A trajetória do câmbio do Chile foi de desvalorização até o ano de 2003 Para Pinto et al 2008 a volatilidade cambial se elevou no Chile quando foi instaurada a flexibilidade da taxa de câmbio2 As evidências apontaram para uma diminuição dentro da banda de 25 de 8030 para 5949 com a mudança do regime cambial As observações empíricas mostraram uma ligeira queda Doutorando do curso de Economia Aplicada pela Universidade de São Paulo USPESALQ Departamento de Economia Administração e Sociologia LES Av Pádua Dias 11 PiracicabaSP CEP 13418900 1 FFRENCHDAVIS R Entre el neoliberalismo y el crecimiento con equidad três décadas de política econômica em Chile Buenos Aires Siglo Veintiuno 2004 2 Período que engloba 199909 a 200604 DIOGO DEL FIORI SINERGIA Rio Grande 15 2 4966 2011 50 na volatilidade da taxa de juros para o Chile quando comparados o período de flexibilidade cambial e o de rigidez cambial3 As taxas de juros apresentaram grande volatilidade tanto no regime de câmbio fixo quanto no regime de câmbio variável Sob o regime de câmbio flexível as bandas de 025 e 05 englobaram 886 do valor das observações Assim constatouse que grande parte das observações sobre a taxa de juros esteve em um patamar mais elevado do que 05 para a época em que prevaleceu a flexibilidade cambial Esses resultados mostram que esse valor foi considerado alto o que mostrou a possibilidade de que no Chile a taxa de juros foi usada para exercer um controle sobre a volatilidade dos preços inflação A volatilidade das reservas na época em que a taxa de câmbio era flexível diminuiu abruptamente sendo que o ritmo das mudanças mensais que se situaram dentro da banda de 25 na época da flexibilidade do câmbio elevouse fortemente de um patamar de 6060 câmbio rígido para 8101 câmbio flexível e no interior da banda de 1 houve uma elevação da ordem de 3787 câmbio fixo para 4683 câmbio flexível A volatilidade da taxa de inflação teve uma queda com a presença da flexibilidade do câmbio no Chile A frequência atrelada às observações dentro da banda de 05 elevouse de 5606 para 7594 com a mudança do sistema de câmbio Com a presença da flexibilidade do câmbio houve uma diminuição da volatilidade da base monetária onde as observações no interior da banda de 25 eram de 3030 sob o câmbio fixo contra 4246 com o câmbio flutuante porém na banda de 1 ocorreu uma ligeira elevação dessa volatilidade de 1666 rigidez cambial para 1369 flexibilidade cambial O que se conclui por intermédio da análise de volatilidade é que o Chile utilizou os mecanismos da taxa de juros e reservas internacionais nas ocasiões em que a taxa de câmbio passou a ocasionar ascensão da taxa de inflação juntamente com desequilíbrios do balanço de pagamentos O estudo econométrico de Morandé et al 2002 da aplicação de um modelo GARCH concluiu que a volatilidade da taxa de câmbio do Chile permaneceu relativamente estável ao longo da década de 1990 com exceção de algumas turbulências que ocorreram ao longo dessa década sendo que não há evidência que ao longo desta década a volatilidade da taxa de câmbio tenha tido um efeito negativo no prêmio de risco da taxa de câmbio Essa constatação foi confirmada pelo teste da causalidade de Granger Edwards 1999 estimou um modelo VAR para o período de 1991 a 1998 e constatou que a mudança na taxa dos fluxos de capital teve pouco efeito nas taxas de juros indexadas e o controle de capital do Chile não teve efeito na taxa de câmbio real As indicações mostram que ao contrário dos objetivos dos arquitetos da política macroeconômica os controles não poderiam evitar mesmo no curto prazo a apreciação da taxa de câmbio Existem algumas evidências de que os controles foram capazes de afetar pelo menos temporariamente as taxas de juros internas sendo que a magnitude desse efeito foi muito pequena O estudo de Vieira et al 2007 englobou a época em que estava em vigência no Chile o câmbio flexível sob o regime de metas de inflação por meio de uma estimação de um modelo VAR via decomposição de variância ADV com a utilização de variáveis taxa de câmbio e inflação onde ele conclui que a dinâmica cambial recebeu impactos da inflação e taxas de juros embora em menores proporções quando comparados com os impactos das variáveis reservas e base monetária Em termos empíricos segundo Vieira et al 2007 a inflação explicou 315 da variação da taxa de câmbio do Chile já as variáveis reserva e base monetária explicaram em torno de 3 da variação na taxa de câmbio Esses resultados mostram que no Chile com a presença do regime de câmbio flexível e metas de inflação as oscilações de preços inflação exerceram influência sobre a taxa de câmbio Com a presença do câmbio flexível as reservas acabaram por exercer menor influência para a movimentação da taxa de câmbio Por meio da utilização do instrumento da ADV sob a presença do câmbio flexível juntamente com metas de inflação constatouse que a taxa de câmbio teve importância para explicar a dinâmica da inflação em 2192 para o Chile Segundo Vieira et al 2007 a função da taxa de juros para explicar a dinâmica da taxa de câmbio não se verifica dado que sob o sistema de câmbio flexível e metas de inflação não existe uma relação direta entre a taxa de câmbio e a taxa de juros tendo em vista que a taxa de juros possui uma relação mais direta com o controle da inflação não impactando significativa e diretamente nas mudanças da taxa de câmbio sendo que esta constatação foi feita por meio de um instrumento econométrico de Análise de Decomposição da Variância ADV Segundo De Gregorio et al 2004 no regime de câmbio flexível a volatilidade foi controlada por meio de controles de capital como foi averiguado nos anos de 2001 2002 e 2003 em que ocorreu a venda de dólares pelo Banco Central chileno com o intuito de evitar desvalorizaçõres excessivas da taxa de câmbio Segundo Rodrik4 2004 apud Araújo 2010 a partir da segunda metade da década de 1980 os elevados patamares da taxa de câmbio exerceram um papel crucial no contexto de crescimento econômico Um exemplo foi o que aconteceu na década de 1980 em que o crescimento econômico esteve inserido em um contexto de grandes mudanças dos preços relativos em favor do crescimento dos bens comercializáveis Após a crise de 19821983 a duplicação da taxa de câmbio exerceu um papel imprescindível para a realização da diversificação das exportações não tradicionais o que contribuiu para o crescimento econômico O modelo econométrico usado neste trabalho 3 Período que engloba 199407 a 199909 4 RODRIK D Growth Strategies John F Kennedy School of Government Harvard University Draft August 2004 UMA ESTIMAÇÃO ECONOMÉTRICA DA TAXA DE CÂMBIO DO CHILE SINERGIA Rio Grande 15 2 4966 2011 51 mostrou a ocorrência de uma relação positiva entre a subvalorização cambial e a taxa de crescimento econômico 2 O MODELO MONETÁRIO Existe um bom número de modelos teóricos que foram desenvolvidos para modelar o comportamento da taxa de câmbio nominal Chinn 1997 Dornbusch 1976 Cárdenas 1997 Owen 2001 Rosemberg 2000 e Meese e Rogoff 1983b entre outros Mais especificamente existem dois enfoques de determinação da taxa de câmbio o enfoque tradicional de fluxos que ressalta o papel dos fluxos internacionais de bens na determinação do tipo de câmbio e um enfoque mais recente o enfoque do mercado de ativos em que a taxa de câmbio é determinada pelas condições de equilíbrio dos stocks existentes dos ativos financeiros A abordagem do mercado de ativos constata que além da taxa de câmbio representar uma taxa de conversão entre duas moedas também é um ativo financeiro transacionado nos mercados financeiros internacionais Os modelos monetários podem ser com preços fixos ou flexíveis Assim quando os preços são fixos não se cumpre o PPA DORNBUSCH 1976 e nesse caso um incremento na oferta monetária doméstica gera uma saída de capitais devido a uma queda da taxa de juros acarretando uma depreciação da taxa de câmbio Stβ0 β1mtmt β2ytyt β3itit β4πtπt εt 1 St é a taxa de câmbio nominal no período t mt o logaritmo da oferta monetária no período t yt o logaritmo do índice do PIB real no período t it a taxa de juros no período t yt o logaritmo do índice do PIB real no período t πt a taxa de inflação no período t As variáveis com estão relacionadas ao país estrangeiro enquanto as variáveis sem estão relacionadas ao país doméstico A notação denota a diferença de uma variável do país doméstico com relação ao país estrangeiro nesse caso o diferencial das variáveis do Chile com relação às variáveis dos Estados Unidos Stβ0 β1mt β2yt β3it β4πt εt 2 Outro modelo de taxa de câmbio é o impacto do riscopaís no câmbio por meio da inclusão da variável Spread na forma de logaritmo dos pontos básicos denotada por rt Para o caso chileno o modelo a ser utilizado é aquele que apresenta o menor critério de Akaike CIA entre o modelo da PPA e o modelo com a inclusão do riscopaís Por outro lado no caso chileno eliminou se o diferencial do PIB real de ambos os países yt devido às diferenças de periodicidade no fornecimento de dados para essa variável no caso do Chile a periodicidade para essa variável é mensal e para os Estados Unidos é trimestral No caso da equação 4 as variáveis utilizadas têm por base os dados macroeconômicos do Chile Dessa forma os modelos a serem testados serão Stβ0 β1mt β3it β4πt εt 3 Stβ0 β1mt β2rt β3it εt 4 3 MODELOS ARMA É possível combinar um processo de média móvel com uma equação linear em diferenças para obter um modelo de média móvel autorregressivo Considere a equação em diferenças de ordem pth p i t t i i t x a y a y 1 0 5 Agora seja tx o processo MAq podemos escrever p i t t i i t x a y a y 1 0 q i t i i 0 β ε 6 As raízes características da equação 6 estão todas no círculo unitário ty e é chamada modelo autorregressivo de média móvel ARMA para ty Se a parte homogênea da equação em diferenças possuir p lags e o modelo para tx q lags o modelo é chamado ARMA pq Se q0 o processo é chamado processo autorregressivo puro denotado por ARp e se p0 o processo de média móvel puro é denotado por MAq DIOGO DEL FIORI SINERGIA Rio Grande 15 2 4966 2011 52 Entretanto se uma ou mais raízes características é maior ou igual à unidade a sequência ty é um processo integrado e a equação 6 é chamada um modelo ARIMA autorregressivo integrado de média móvel 4 METODOLOGIA BOXJENKINS Box e Jenkins popularizaram o método dos três estágios com o objetivo de selecionar um modelo mais apropriado para o propósito de estimação e previsão de séries de tempo univariadas No estágio de identificação o pesquisador visualiza as séries de tempo função autocorrelação e função de autocorrelação parcial Plotando cada observação da sequência ty contra t fornece informações úteis sobre outliers valores ausentes e quebras estruturais nos dados Variáveis nãoestacionárias podem ter uma tendência acentuada e valores omitidos juntamente com os outliers podem ser corrigidos nesse ponto Uma comparação das funções de autocorrelação FAC e das funções de autocorrelação parcial FACP com relação a processos teóricos ARMA pode sugerir muitos modelos plausíveis Uma idéia fundamental da metodologia BoxJenkins é o princípio da parcimônia A incorporação de coeficientes adicionais aumentará o 2 R ao custo de reduzir os graus de liberdade Box e Jenkins dizem que os modelos de parcimônia produzem melhores resultados do que os modelos parametrizados Os modelos de parcimônia habilitam bem os dados sem a necessidade de incorporar alguns coeficientes desnecessários Em um exemplo extremo notamos que o modelo AR1 t t t y Y ε 1 50 tem o equivalente média móvel de ordem infinita representado na forma 0 0625 0125 0 25 50 4 3 2 1 t t t t t ty ε ε ε ε ε Em muitos exemplos aproximando este processo MA com um modelo MA2 ou MA3 dará uma boa estimação Entretanto o modelo AR1 é o mais parcimonioso e consequentemente o preferido Suponha que queremos estimar o modelo ARMA 23 t t L L L y a L a L ε β β β 1 1 3 3 2 1 2 2 1 2 7 Também suponha que 1 2 2 1 a L a L e β L β L β L 1 3 3 2 2 1 podem ser fatorados como 1cL 1aL e 1cL 1 2 2 1 b L b L respectivamente Desde que 1cL é um fator comum de 7 que tem uma forma parcimoniosa t t b L b L aL y ε 1 1 2 1 2 8 5 ESTACIONARIEDADE E INVERTIBILIDADE A estimativa dos coeficientes autorregressivos são consistentes com a presença de estacionariedade e invertibilidade A estimação do modelo BoxJenkins necessita que o modelo seja invertível Formalmente yt é invertível caso possa ser representado por um processo autorregressivo convergente de ordem finita Invertibilidade é importante porque o uso da função de autocorrelação FAC e função de autocorrelação parcial FACP assumem que a sequência yt deve ser aproximada por um modelo autorregressivo Como uma demonstração considere um modelo simples MA1 1 1 t t ty β ε ε 9 Então se β1 1 t t L y ε β 1 1 ou t t t t t y y y y ε β β β 3 3 1 2 2 1 1 1 10 UMA ESTIMAÇÃO ECONOMÉTRICA DA TAXA DE CÂMBIO DO CHILE SINERGIA Rio Grande 15 2 4966 2011 53 Se 1β 1 10 pode ser estimado usando o método BoxJenkins Entretanto se 1β 1 a sequência ty não pode ser representada por um processo AR de ordem finita e nem ser invertível 6 MODELOS DE DADOS SAZONAIS As técnicas de BoxJenkins para modelar dados sazonais não são diferentes dos dados não sazonais Dados em forma trimestral são representados como t t t a y y ε 4 4 a4 1 11 e 4 4 t t ty β ε ε 12 Para modelos como o da equação 12 os gráficos das funções de autocorrelação FAC apresentam picos no lag 4 e todas as outras autocorrelações são iguais a zero A função de autocorrelação FAC e função de autocorrelação parcial FACP para processos combinados sazonaisnãosazonais refletirão ambos os elementos O teste de raiz unitária nos modelos de regressão surge para averiguar se a série é estacionária ou não Considere a equação de regressão abaixo t 0 1 t t y a a z e 13 A suposição do modelo de regressão clássica exige que ambas as sequências yt e zt sejam estacionárias com os erros tendo média zero e variância finita Na presença de variáveis nãoestacionárias a regressão é espúria Uma regressão espúria tem um alto R2 estatística t que parecem ser significantes mas com resultados sem significado econômico Séries de tempo nãoestacionárias acarretam não consistência da estimativa dos mínimos quadrados ao mesmo tempo em que os testes estatísticos tornam se nãoseguros 61 Testes de DickFuller Segundo Enders 2009 DickFuller considera três tipos diferentes de equações das regressões que podem ser utilizadas para testar a presença de raiz unitária t t1 t y γy ε 14 0 1 t t t y a γ y ε 15 0 1 2 t t y a y a t t γ ε 16 A diferença entre essas três regressões está relacionada com a presença dos elementos determinísticos 0a e 2a t A equação 14 é o caso do modelo de passeio aleatório a equação 15 mostra a adição de um intercepto ou um termo de deslocamento e a equação 16 inclui ambos os termos de deslocamento e de tendência linear no tempo O parâmetro de interesse dessas três equações de regressão é γ Se γ 0 a sequência yt possui uma raíz unitária O teste tem por objetivo estimar as equações 14 15 e 16 usando MQO a fim de obter o valor estimado γ e o erropadrão associado com esse parâmetro A comparação entre os resultados da estatística t e o valor das tabelas de DickFuller permite ao pesquisador determinar se deve aceitar ou rejeitar a hipótese nula γ 0 Phillips e Perron segundo Enders 2009 desenvolveram uma generalização do teste de Dickey Fuller que permite fazer suposições bastante leves sobre a distribuição dos erros Para explicar de forma breve esse procedimento considere as seguintes equações de regressão 0 1 1 t t t y a a y µ 17 0 1 1 2 2 t t t y y t T δ δ δ µ 18 DIOGO DEL FIORI SINERGIA Rio Grande 15 2 4966 2011 54 Onde T é o número de observações e o distúrbio do termo tµ é tal que t Eµ 0 sem as exigências de que o termo de perturbação seja serialmente nãocorrelacionado ou homogêneo Em vez de respeitar as hipóteses DickeyFuller de independência e homogeneidade o teste de PhillipsPerron permite que os distúrbios possam ser fracamente dependentes e distribuídos de forma heterogênea Perron 1989 desenvolveu um procedimento formal para testar a hipótese nula da presença de raiz unitária por meio do conhecimento do período Tb para realizar o teste de estacionariedade da série 62 Teste de DickFuller aumentado Segundo Enders 2009 nem todos os processos das séries de tempo podem ser bem representados pelo processo autorregressivo de primeira ordem t t t a t y a y ε γ 2 1 0 É possível usar os testes de DickFuller nas equações de ordem mais elevada como 14 15 e 16 Considere o processo autorregressivo de ordem pth t p t p p t p p p t p t t t t y a y a a y a a y a y a y a y ε 1 1 1 2 2 3 3 2 2 1 1 0 19 Por meio de deduções matemáticas obtémse a equação 13 p i t i t i t t y y a y 2 1 1 0 ε β γ Onde 1 1 p i ia γ p j j i a 1 β 20 Em 20 o coeficiente de interesse é γ se γ 0 a equação em primeira diferença possui uma raiz unitária Podese testar a presença de raiz unitária usando as mesmas estatísticas DickFuller discutidas acima De novo a estatística apropriada a ser utilizada depende do componente determinístico incluído na equação de regressão Sem um intercepto ou tendência usase a estatística τ com o intercepto usase a estatística τµ e com ambos a tendência e intercepto utilizase a estatística ττ 63 Causalidade de Granger Segundo Sorensen 2005 para definir causalidade de Granger é necessário assumir a existência de um conjunto de informação Ғt com a forma xt zt xt1 zt1 x1 z1 onde xt e zt são vetores que inclui um escalar em curso e a variável zt irá incluir yt e zt podendo ou não incluir outras variáveis além de yt Assim xt é causalidade de Granger para yt se xt ajuda a prever yt em algum estágio no futuro Frequentemente temse o caso em que quando xt é causalidade de Granger para yt yt é causalidade de Granger para xt A causalidade de Granger mede se um fato acontece antes de outro fato ajudando o proceso de previsão A causalidade de Granger é particularmente fácil de lidar com modelos VAR Assumese que os dados podem ser descritos pelo modelo t t t x z y 3 2 1 µ µ µ 1 33 1 32 1 31 1 23 1 22 1 21 1 13 1 12 1 11 A A A A A A A A A 1 1 1 xt zt yt k xt k zt k yt A A A A A A A A A k k k k k k k k k 33 32 31 23 22 21 13 11 12 u t t u t u 3 2 1 Também assumese que u 13 23 33 12 22 23 11 12 13 UMA ESTIMAÇÃO ECONOMÉTRICA DA TAXA DE CÂMBIO DO CHILE SINERGIA Rio Grande 15 2 4966 2011 55 Esse modelo é oriundo do VAR onde os vetores de dados foram divididos em 3 subvetores dentre os quais os vetores yt e xt que serão usados para fazer os testes de causalidade Esse modelo sugere que xt não é uma causalidade de Granger com relação a yt com respeito ao conjunto de informação gerado por zt se qualquer 13 0 Ai e 23 0 Ai i1k ou 13 0 Ai e 12 0 Ai i1k Note que este é o caminho para a realização do teste da causalidade de Granger 64 Modelo de cointegração O trabalho com variáveis nãoestacionárias não é tão simples em um contexto multivariado É possível que ocorra uma combinação linear das variáveis integradas que são estacionárias sendo denominadas variáveis cointegradas Muitos modelos econômicos implicam modelos de cointegração Segundo Enders 2009 o conceito de cointegração foi introduzido por Engle e Granger Sua análise formal começa ao se considerar um conjunto de variáveis econômicas no equilíbrio de longo prazo quando 1 1 2 2 t t n nt x x x β β β 0 Dado β e xt com seus respectivos vetores 1 2 n β β β e 1 2 t t nt x x x então o sistema de equilíbrio de longo prazo ocorre quando 0 β tx O desvio do equilíbrio é chamado erro de equilíbrio denotado por t t e β x Se o equilíbrio é significativo pode ser o caso da ocorrência de estacionariedade do erro Os componentes do vetor 1 2 t t t nt x x x x são conhecidos por serem cointegrados de ordem db denotados por tx CI d b se 1 Todos os componentes tx são integrados de ordem d 2 Cointegração referese a uma combinação linear de variáveis nãoestacionárias A falta de cointegração não implica equilíbrio de longo prazo entre as variáveis Se as variáveis são integradas em diferentes ordens elas não podem ser cointegradas 3 Se tx tem n componentes então pode haver n1 vetores de cointegração linearmente independentes O número de vetores de cointegração é chamado posto de cointegração de tx 65 Teste de cointegração a metodologia de Johansen Segundo Enders 2009 os estimadores de máxima verossimilhança de Johansen contornam o uso do estimador de dois passos e podem ser usados para estimar e testar a presença de vetores múltiplos de cointegração Portanto esses testes permitem ao pesquisador testar versões restritas dos vetores de cointegração e a velocidade de ajustamento dos parâmetros Frequentemente é possível testar a teoria pela inferência estatística relativa à magnitude dos coeficientes estimados Ambos os procedimentos de Johansen e Stock e Watson dependem fortemente da relação entre o rank da matriz e as suas raízes características O procedimento de Johansen nada mais é do que a generalização multivariada do teste de DickFuller No caso univariado é possível ver a estacionariedade ty como sendo dependente da magnitude a11 ou seja t t t a y y ε 1 1 Ou t t t y a y ε 1 1 1 Se a110 o processo ty tem uma raiz unitária Descartando o caso em que ty seja explosivo se a11 0 podese concluir que a sequência ty é estacionária O teste para o número de raízes características que são diferentes de um pode ser utilizado usando os dois testes estatísticos a seguir ln1 1 n i r i traço T r λ λ 21 DIOGO DEL FIORI SINERGIA Rio Grande 15 2 4966 2011 56 O primeiro teste estatístico para a hipótese nula é que o número de vetores de cointegração é menor ou igual a r contra a hipótese alternativa geral É claro que λtraço igualase a zero quando todos iλ 0 Quanto mais as raízes características estão próximas de zero mais negativo é λ i ln 1 e maior a estatística λtraço 7 ESTIMAÇÃO EMPÍRICA E RESULTADO No caso chileno para definir o modelo a ser utilizado é necessário fazer a escolha por meio do critério de informação de Akaike dentre as equações de regressão 3 e 4 Assim fazendo a regressão para os dois modelos teremos as tabelas 1 e 2 TABELA 1 Modelo TCN estimado para o Chile no período 199905200909 Equação 3 Variável Coeficiente Desviopadrão Estatística t Prob INFLACAO 4481692 1097434 4083791 00001 JUROS 1464323 3957580 3700045 00003 OFERTAMONETARIA1 9590248 8593612 1115974 00000 R2 0034601 Média Var Dependente 5835790 Critério de Akaike 1149160 DurbinWatson 0071802 FONTE Tabulado pelo autor TABELA 2 Modelo TCN estimado para o Chile no período 199905200909 Equação 4 Variável Coeficiente Desviopadrão Estatística t Prob C 3072792 7517787 0408736 06835 JUROS 1754436 2805290 6254027 00000 OFERTAMONETARIA1 2530774 2562440 9876422 00000 RISCO1 3665536 1244073 2946399 00039 R2 0490998 Média Var Dependente 5835790 R2 ajustado 0478273 SD var dependente 7294508 DurbinWatson 0080825 FONTE Elaborado pelo autor Assim pelo critério de Akaike o modelo com a incorporação do riscopaís é o mais adequado porque possui menor critério de Akaike Incluindose a variável preço do cobre foi feita uma regressão do modelo com o preço do cobre e constatamos que o critério de Akaike diminui o que corrobora a importância da inclusão do preço do cobre no modelo TABELA 3 Regressão das variáveis do modelo econométrico com a inclusão do preço do cobre Variável Coeficiente Desviopadrão Estatística t Prob COBRE 0466254 0084440 5521711 00000 JUROS 2545731 3407267 7471477 00000 OFERTAMONETARIA1 1010830 8004169 1262880 02091 RISCO1 1432187 1505345 9514010 00000 R2 0333698 Média Var Dependente 5835790 Critério de Akaike 1106770 DurbinWatson 0144550 FONTE Tabulado pelo autor UMA ESTIMAÇÃO ECONOMÉTRICA DA TAXA DE CÂMBIO DO CHILE SINERGIA Rio Grande 15 2 4966 2011 57 De acordo com a tabela 3 as quatro variáveis são estatisticamente nãosignificantes sendo que a variável oferta monetária é estatisticamente significante para níveis de significância de 5 e 10 O R2 é de 034 mostrando que 34 da variação da taxa de câmbio nominal entre Chile e Estados Unidos são explicadas pela diferença na oferta monetária risco juros e preço do cobre critério de Akaike de 1106770 para o modelo com a inclusão da variável preço do cobre COBRE é menor Outra forma de enxergar a importância da variável COBRE é por meio do teste de Wald Estimando o seguinte modelo irrestrito CAMBIO C1COBRE C2JUROS C3OFERTAMONETARIA1 C4RISCO1 Já no modelo restrito exclui esta variável com C10 Fazendo o teste de Wald obtemos TABELA 4 Teste de Wald para a regressão da taxa de câmbio nominal Teste de Wald Equação sem título Estatística de teste Valor df Estatística F 304892974915215 1 120 Qui quadrado 304892974915215 1 FONTE Elaborado pelo Autor De acordo com a tabela 4 rejeitamos a hipótese nula teste F305 de que a restrição é válida Assim tanto pelo critério de Akaike quanto pelo teste de Wald a inclusão da variável preço do cobre deve ser feita Com esse teste constatase que a variável preço do cobre é endógena É interessante efetuar o teste de causalidade de Granger para averiguar quais variáveis exercem o papel de preceder outras variáveis Assim a tabela abaixo fornece a relação de causalidade entre as variáveis TABELA 5 Resultado do teste de causalidade de Granger Hipótese nula Obs Estatística F Prob Não existe relação de causalidade Granger entre COBRE e CAMBIO 122 554532 00076 Não existe relação de causalidade entre CAMBIO e COBRE 030572 07372 Não existe relação de causalidade entre JUROS e CAMBIO 122 817492 00001 Não existe relação de causalidade entre CAMBIO e JUROS 086087 08397 Não existe causalidade de Granger entre OFERTAMONETARIA1 e CAMBIO 122 425378 00051 Não existe causalidade de Granger entre CAMBIO e OFERTAMONETARIA1 049360 06117 Não existe causalidade de Granger entre RISCO1 e CAMBIO 122 543678 00072 Não existe causalidade de Granger entre CAMBIO e RISCO1 087341 04605 FONTE Elaborado pelo autor De acordo com a tabela 5 a variação do preço do cobre precede variações na taxa de câmbio e variações da taxa de câmbio não precede variações no preço do cobre A ofertamonetária1 é causalidade de Granger para a taxa de câmbio e a taxa de câmbio não é causalidade de Granger para a oferta monetária ou seja variação na oferta monetária precede variações na taxa de câmbio e variações na taxa de câmbio não precede variações na oferta monetária Variação no risco precede variação na taxa de câmbio mas variações na taxa de câmbio não precede variações no risco conforme a tabela acima 71 Sazonalidade O objetivo deste tópico é averiguar a presença de sazonalidade no modelo o que tem relevância pelo fato de influenciar nos testes de raiz unitária Na representação espectral só seria o pico da frequência zero assumindo que não há outras raízes no sistema Mas muitas das séries econômicas apresentam sazonalidade portanto há possibilidades de existirem raízes unitárias em outras frequências como as sazonais Assim de acordo com os gráficos de 1 a 10 e a tabela F do anexo as variáveis não possuem sazonalidade ao nível de 5 e 10 conforme mostra o teste X12 Conforme as informações fornecidas ocorre sazonalidade para baixos níveis de significância ausência de sazonalidade para todas as variáveis a 5 de significância DIOGO DEL FIORI SINERGIA Rio Grande 15 2 4966 2011 58 As análises dos gráficos do anexo mostram ausência de sazonalidade por não apresentarem picos Assim para as análises subsequentes serão utilizadas as variáveis sem processo de dessazonalização tendo em vista que os testes acusaram para as duas variáveis independentes sazonalidade a 01 de nível de significância Fazendo os demais testes de acordo com a tabela A deste apêndice ocorre heterocedasticidade dado que a hipótese nula de homocedasticidade é rejeitada Corrigindo o problema de heterocedasticidade obtemos a tabela abaixo TABELA 6 Modelo TCN estimado para o Chile período 199905200909 Variável Coeficiente Desviopadrão Estatística t Prob COBRE 0466254 0092969 5015150 00000 JUROS 2545731 3886357 6550430 00000 OFERTAMONETARIA1 1010830 7747302 1304751 01945 RISCO1 1432187 1336169 1071860 00000 Teste de DurbinWatson 0144550 R2 0333698 FONTE Elaborado pelo autor Com relação ao valor de DurbinWatson o modelo apresenta autocorrelação entre os resíduos corroborado pelo gráfico abaixo e pelo valor do DurbinWatson Fazendose o teste de LM BreuschGodfrey para testar o problema de autocorrelação o resultado rejeita a hipótese nula probabilidade abaixo de 1 de nãocorrelação serial de qualquer ordem aceitando a presença de autocorrelação no modelo GRÁFICO 1 Indicação da presença de autocorrelação entre os resíduos 120 80 40 0 40 80 120 400 500 600 700 800 25 50 75 100 Residual Actual Fitted FONTE Elaborado pelo autor É necessário testar a presença de quebra estrutural antes de fazer os testes de estacionariedade Em econometria séries de tempo nãoestacionárias geram problemas de regressão espúria por isso são realizados testes de estacionariedade Mas a averiguação da quebra estrutural se deve ao fato de que a quebra estrutural torna inválida a aplicação dos testes de DickFuller segundo a teoria econométrica o que torna necessária a aplicação do teste de Perron Assim fazendo o teste CUSUM e CUSUMSQ para averiguar a presença de quebra estrutural teremos UMA ESTIMAÇÃO ECONOMÉTRICA DA TAXA DE CÂMBIO DO CHILE SINERGIA Rio Grande 15 2 4966 2011 59 GRÁFICO 2 Teste CUSUM 80 60 40 20 0 20 40 25 50 75 100 CUSUM 5 Significance GRÁFICO 3 Teste CUSUMSQ 02 00 02 04 06 08 10 25 50 75 100 CUSUM of Squares 5 Significance Fazendose o teste de LM BreuschGodfrey para testar o problema de autocorrelação o resultado rejeita a hipótese nula probabilidade abaixo de 1 de nãocorrelação serial de qualquer ordem assim ocorrendo a presença de autocorrelação no modelo Os gráficos 2 e 3 demonstram claramente instabilidades da série de tempo Aplicando o teste de Chow para averiguar possíveis quebras estruturais teremos a hipótese nula como a nãoocorrência de quebra estrutural TABELA 7 Teste de quebra estrutural da série temporal Teste de Chow de Quebra Estrutural 6 120 Estatística F 4690967 Probabilidade 0000057 Teste da razão de verossimilhança 3583390 Probabilidade 0000019 FONTE Elaborado pelo autor Pelo valor da estatística F rejeitase a hipótese nula de nãoquebra estrutural sendo que a quebra está presente no modelo Quando ocorre a presença de quebra estrutural o teste para averiguar estacionariedade é o teste de Perron Conforme consta no anexo deste trabalho para todas as variáveis do modelo segundo as tabelas B testes de Perron e tabela C testes de DickFuller mostram a não estacionariedade das variáveis Fazendo a primeira diferença de cada variável averiguamos a estacionariedade de cada variável do sistema conforme as tabelas D e E do apêndice Assim é necessário fazer a regressão econométrica em primeira diferença para eliminar o problema da regressão espúria Assim a tabela 8 abaixo fornece os valores para o modelo TABELA 8 Modelo estacionário em primeira diferença DCAMBIO estimado para o Chile no período 199905200909 Variável Coeficiente Desviopadrão Estatística t Prob COBRE1 0441427 0086440 5106753 00000 JUROS1 2635362 3470278 7594096 00000 OFERTAMONETARIA11 7963822 8158425 0976147 03310 RISCO11 1406520 1514849 9284890 00000 R2 0341319 Média Var Dependente 5838773 FONTE Elaborado pelo autor De acordo com a tabela 8 as variáveis são estatisticamente significantes exceto para a variável ofertamonetária1 O R2 foi de 0341319 e o teste de DurbinWatson de 0142554 Fazendo o teste de White constatase a presença de heterocedasticidade Assim corrigindo o problema de heterocedasticidade tabela H obtemos a tabela abaixo DIOGO DEL FIORI SINERGIA Rio Grande 15 2 4966 2011 60 TABELA 9 Modelo estimado em primeira diferença para a taxa de câmbio nominal do Chile com correção de heterocedasticidade Variável Coeficiente Desvio Padrão Estatística t Prob COBRE1 0441427 0097736 4516513 00000 JUROS1 2635362 4123959 6390369 00000 OFERTAMONETARIA11 7963822 8066337 0987291 03255 RISCO11 1406520 1351941 1040371 00000 R2 0341319 Média Var Dependente 5838773 Critério de Akaike 1106274 DurbinWatson 0142554 FONTE Elaborado pelo autor De acordo com a tabela 9 as variáveis do modelo são estatisticamente significantes exceto para a variável ofertamonetaria1 o R2 é de 034 o que significa que 34 da variação da taxa de câmbio nominal é explicado pelas variáveis cobre juros ofertamonetária e risco O teste de DurbinWatson foi de 0142554 o que mostra a presença de autocorrelação Aplicando o teste LM de BreuschGodfrey para testar o problema de autocorrelação o resultado rejeita a hipótese nula probabilidade abaixo de 1 de nãocorrelação serial de qualquer ordem assim ocorrendo a presença de autocorrelação no modelo tabela G Tendo em vista o problema de autocorrelação o passo seguinte consistiu em corrigir este problema por meio da introdução de um esquema autorregressivo de ordem primeira AR1 mas o problema de autocorrelação persistiu Desse modo introduziuse um esquema autorregressivo de ordem segunda AR2 que desta vez conseguiu corrigir o problema de autocorrelação dando dinamicidade ao modelo ver tabela I no anexo TABELA 10 Modelo corrigido final DCAMBIO estimado para o Chile no período 199905200909 Variável Coeficiente Desviopadrão Estatística t Prob COBRE1 00422 00204 20713 00405 JUROS1 05878 21754 02702 07874 OFERTAMONETARIA11 247735 93320 26546 00090 RISCO11 645389 220651 29249 00041 AR1 13645 00610 223539 11396 AR2 03918 00595 65820 14418 R2 09648 Média Var Dependente 5853694 R2 ajustado 09633 SD Var Dependente 728245 DurbinWatson 0142554 FONTE Elaborado pelo autor Como pode ser observado da tabela 10 as informações mostram que todos os coeficientes diferencial da oferta monetária OFERTAMONETARIA11 risco país RISCO21 são significativos a 5 além do mais o R2 coeficiente de determinação é de 0964836880484 A variável OFERTAMONETARIA passou a ser estatisticamente significante GRÁFICO 4 Resíduo do modelo DCAMBIO em primeira diferença 40 20 0 20 40 60 25 50 75 100 CAMBIO1 Residuals UMA ESTIMAÇÃO ECONOMÉTRICA DA TAXA DE CÂMBIO DO CHILE SINERGIA Rio Grande 15 2 4966 2011 61 Assim os resultados mostram que o tipo de câmbio nominal reage em forma inversa ao diferencial das ofertas monetárias entre o Chile e os Estados Unidos OFERTAMONETÁRIA11 247735958512689 quando a oferta monetária chilena é maior à norteamericana o tipo de câmbio se aprecia Finalmente o efeito do riscopaís é direto RISCO11 645389803817826 já que um maior risco provoca uma depreciação cambial ou seja a queda do riscopaís do Chile contribui para a apreciação cambial O modelo ARMA 200 2 1 1 t 1 t 1 1 t 0 391 1364 042 0 63124RISCO1 24773OFERTAMONETÁRIA CAMBIO t t t CAMBIO CAMBIO COBRE R2 0964515 DurbinWatson 194040045968716 Os gráficos do modelo final estão representados abaixo GRÁFICO 5 Gráficos da função de autocorrelação FAC e função de autocorrelação parcial FACP para o modelo ARMA final 00 02 04 06 08 10 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 Actual Theoretical Autocorrelation 05 00 05 10 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 Actual Theoretical Partial autocorrelation A realização do modelo econométrico em primeira diferença eliminou o problema de regressão espúria mas perde relações de longo prazo entre as variáveis Portanto a próxima seção desenvolve os testes de cointegração e a estimação da relação de longo prazo entre as variáveis 72 Cointegração As equações de cointegração que mede a relação de curto e longo prazo entre as variáveis câmbio e juros Xt 00045801810Yt1 Xt1 1424671Yt1 0471594Xt1 4082187Yt2 01277434Xt2 A equação de cointegração para o câmbio e o risco1 Xt 00063481877759Yt1 Xt1 1218807Yt1 0454242Xt1 15532590Yt2 0064846Xt2 Tendo o modelo cointegrado uma representação no ECM podemos concluir que a taxa de juros e o riscopaís risco1 causa no sentido de Granger a taxa de câmbio conforme apresentado na seção 8 deste trabalho 8 CONCLUSÃO Este trabalho estimou um modelo ARMA de estimação da taxa de câmbio do Chile O modelo apresentou nãoestacionariedade o que acarretou a utilização das variáveis do modelo em primeira diferença Na estimação do modelo em primeira diferença a variável juros é estatisticamente não significante Mas há uma relação de longo prazo entre taxa de juros e a taxa de câmbio conforme o modelo de correção de erro apresentado neste trabalho Também se observa uma relação de curto e de longo prazo entre a taxa de câmbio e o riscopaís risco1 Os resultados econométricos deste trabalho englobaram o DIOGO DEL FIORI SINERGIA Rio Grande 15 2 4966 2011 62 período de 1999 a 2009 que marca a adoção do câmbio flutuante pelo Chile Os resultados econométricos corroboraram aquilo que consta na literatura desta introdução pois a oferta monetária que compõe a base monetária juntamente com moeda cheque e bilhetes emitidos pelo Banco Central chileno é estatisticamente significante no modelo deste trabalho corroborando o estudo empírico de Araújo 2010 que além de constatar o impacto da base monetária na taxa de câmbio também observou o impacto das reservas monetárias compostas em parte por commodities para exportação como a variável cobre que neste modelo apresentou significância estatística corroborando novamente os resultados de Araújo Por fim a variável taxa de juros não é estatisticamente significante o que corrobra as argumentações de Vieira et al 2007 e De Gregorio et al 2004 que mostraram que a taxa de juros não exerce impacto direto sobre a taxa de câmbio BIBLIOGRAFIA BRAVO ORELLANA Sergio El riesgo país Concepto y metodología de cálculo ESAN 2004 CÁRDENAS M La tasa de cambio en Colombia Cuadernos de Fedesarrollo 1 Bogotá Tercer Mundo sept 1997 CHEUNG Y CHIN N M GARCIA A Empirical Exchange Rates of the Nineties Are Any Fit to Survive Santa Cruz Center for International Economics Paper 0314 2003 CHINN M Paper Pushers or Paper Money Empirical Assessment of Fiscal and Monetary Models of Exchange Rate Determination Journal of Policy Modeling n 19 p 5178 1997 DE GREGORIO J TOKMAN A Overcoming fear of floating exchange rate policies in Chile Central Bank of Chile Working Paper 302 2004 DORNBUSCH R Expectations and Exchange Rate Dynamics Journal of Political Economy n 84 p 11611176 1976 Edwards S How Effective are Controls on Capital Inflows An Evaluation of Chiles Experience University of California Los Angeles Anderson Graduate School of Management Working Papers June 1999 ENDERS W Applied Econometric Time Series 3ed New York John Wiley and Sons 2009 ESPINOSA GONZALESR et al Un modelo Markov Switching para el tipo de cambio real en el Peru 19922007 Curso de Extensión Universitaria del Banco Central de Reserva del Perú 2008 FRENKEL J A ROSE A Empirical Research on Nominal Exchange Rate In GROSSMAN G M ROGOFF K Handbook of International Economics Elsevier 1995 p 16891729 GALA P Política cambial e macroeconomia do desenvolvimento São Paulo 2006 Tese Doutorado em Economia Escola de Administração de Empresas de São Paulo Fundação Getúlio Vargas MEESE R A ROGOFF K The outofsample failure of empirical exchange rate models sampling error or misspecification In FRENKEL J ed Exchange Rates and International Macroeconomics NBER University of Chicago Press 1983a p 67105 MEESE R A ROGOFF K Empirical Exchange Rate Models of the Seventies Do They Fit Out of Sample Journal of International Economics n 14 p 324 1983b MORANDÉ F TAPIA M Política cambiaria en Chile el abandono de la banda y la experiencia de flotación Revista Economía Chilena v 5 n 3 p 6794 dic 2002 OWEN D Importance of Productivity trends for the euro European Economics for Investors Mar 2001 PINTO A C B VIEIRA F V Câmbio flexível e metas de inflação em países selecionados da América Latina volatilidade e análise VAR Ensaios FEE Porto Alegre v 29 n 1 p 65100 jun 2008 PINTO A VILELA F Câmbio flexível e metas de inflação em países selecionados da América Latina volatilidade e Analise VAR In ENCONTRO DE ECONOMIA DA ANPEC REGIÃO SUL 10 Anais 2007 ROSENBERG M The Euros LongTerm Struggle FX Research Special Report Series n 2 2000 SALAZAR S E El riesgo país y el tipo de cambio nominal entre Peru y Estados Unidos una aproximación através de un modelo de mercado de activos de determinación del tipo de cambio 199812200712 Primer borrador Grupo de investigación Económica Universidad Pedro Ruiz Gallo abril 2008 SORENSEN B Granger Causality Economics 7395 2005 Disponível em httpwwwuhedu bsorensengracauspdf UMA ESTIMAÇÃO ECONOMÉTRICA DA TAXA DE CÂMBIO DO CHILE SINERGIA Rio Grande 15 2 4966 2011 63 APÊNDICE TABELA A Teste de heterocedasticidade de White para a regressão da taxa de câmbio nominal TCN Teste de heterocedasticidade de White Estatística F 6549154 Probabilidade 0000001 R2 3881137 Probabilidade 0000005 FONTE Elaborado pelo autor TABELA B Teste de Raiz Unitária de Perron tanto do intercepto quanto da tendência Variáveis pvalor DCAMBIO 00000 DCOBRE 00000 DOFERTAMONETARIA1 00000 DJUROS 00000 DRISCO1 00000 FONTE Tabulado pelo autor TABELA C Teste de Raiz Unitária de DickFuller tanto para o intercepto quanto para a tendência Variáveis pvalor CAMBIO COBRE 08240 OFERTAMONETARIA1 05552 JUROS 05366 RISCO1 06916 FONTE Tabulado pelo autor TABELA D Testes de Raiz Unitária de Perron tanto do intercepto quanto para a tendência das variáveis em primeira diferença Variáveis pvalor DCAMBIO 00000 DCOBRE 00000 DOFERTAMONETARIA1 00000 DJUROS 00000 DRISCO1 00000 FONTE Elaborado pelo autor TABELA E Teste de Raiz Unitária de DickFuller tanto do intercepto quanto para a tendência das variáveis em primeira diferença Variáveis p valor CAMBIO 04191 COBRE 08240 OFERTAMONETARIA1 07416 JUROS 06209 RISCO1 07693 FONTE Elaborado pelo autor DIOGO DEL FIORI SINERGIA Rio Grande 15 2 4966 2011 64 TABELA F Testes de Sazonalidade para as varáveis do modelo econométrico Variáveis Estatística F RISCO1 0681 COBRE 4165 JUROS 2247 OFERTAMONETARIA1 20549 CÂMBIO 2169 FONTE Tabulado pelo autor presença de sazonalidade a 01 de nível de significância TABELA G Teste de autocorrelação BreuschGodfrey LM para o modelo estacionário em primeira diferença DCAMBIO Teste de BreuschGodfrey Teste LM de autocorrelação Estatística F 3580455 Probabilidade 0000000 R2 1064567 Probabilidade 0000000 FONTE Tabulado pelo autor TABELA H Teste de heterocedasticidade de White para o modelo da taxa de câmbio nominal em primeira diferença Teste de heterocedasticidade de White Estatística F 6638820 Probabilidade 0000000 R2 3909148 Probabilidade 0000005 FONTE Elaborado pelo autor TABELA I Teste de cointegração para o modelo econométrico Nenhum No máximo 1 Variáveis Estatística do traço Valor crítico 005 Estatística do traço Valor crítico 005 cobre 1182758 1549471 3447939 3841466 juros 2224288 1549471 4006271 3841466 Ofertamonetaria1 9552975 1549471 1003979 3841466 Risco1 1605600 1549471 6180394 3841466 FONTE Tabulado pelo autor TABELA J Teste de autocorrelação BreuschGodfrey LM para o modelo estacionário em primeira diferença DCAMBIO com a introdução de um esquema autorregressivo de ordem segunda AR2 Teste de BreuschGodfrey Teste LM de autocorrelação Estatística F 9132780 Probabilidade 0000208 R2 1671189 Probabilidade 0000235 FONTE Tabulado pelo autor UMA ESTIMAÇÃO ECONOMÉTRICA DA TAXA DE CÂMBIO DO CHILE SINERGIA Rio Grande 15 2 4966 2011 65 GRÁFICOS GRÁFICO 1 Variável independente cobre 50 100 150 200 250 300 350 400 450 99 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 COBRE GRÁFICO 2 Variável independente cobre dessazonalizada 50 100 150 200 250 300 350 400 99 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 COBRESA GRÁFICO 3 Variável independente juros não dessazonalizada 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 99 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 JUROS GRÁFICO 4 Variável independente juros dessazonalizada 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 99 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 JUROSSA GRÁFICO 5 Variável independente risco não dessazonalizada 40 44 48 52 56 60 99 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 RISCO1SA GRÁFICO 6 Variável independente risco dessazonalizada 36 40 44 48 52 56 60 99 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 RISCO1 DIOGO DEL FIORI SINERGIA Rio Grande 15 2 4966 2011 66 GRÁFICO 7 Variável independente não dessazonalizada ofertamonetária 98 100 102 104 106 108 110 112 99 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 OFERTAMONETARIA1 GRÁFICO 8 Variável independente dessazonalizada ofertamonetária 98 100 102 104 106 108 110 112 99 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 OFERTAMSA GRÁFICO 9 Variável dependente câmbio dessazonalizada 440 480 520 560 600 640 680 720 760 99 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 CAMBIO GRÁFICO 10 Variável dependente câmbio 440 480 520 560 600 640 680 720 760 99 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 CAMBIOSA 1 RESENHA CRÍTICA UMA ESTIMAÇÃO ECONOMÉTRICA DA TAXA DE CÂMBIO DO CHILE FIORI D D UMA ESTIMAÇÃO ECONOMÉTRICA DA TAXA DE CÂMBIO DO CHILE SINERGIA Rio Grande 15 2 4966 2011 O artigo em questão possui como objetivo modelar a taxa de câmbio do Chile para isto o autor utilizou como base dois modelos aplicados para a estimação da taxa de câmbio do Peru e com isto visa averiguar qual dentre esses dois modelos aplicados para o caso do Peru é o mais adequado para o caso chileno para isto o autor aplicou o critério de Akaike e o teste de Wald O autor introduz a sua pesquisa de maneira eficaz apresentando fatos e dados de outras pesquisas sobre o Chile além disso aborda a história do câmbio do Chile como os 30 anos anteriores a década de 1990 onde se teve a utilização de câmbio de tablitas e ancoragem com a presença de bandas e oscilações mais livres Na segunda parte do artigo se tem o modelo monetário utilizado onde o autor cita alguns dos diversos modelos teóricos que foram desenvolvidos para modelar o comportamento da taxa de câmbio nominal O autor apresenta a equação da taxa de câmbio nominal no período A terceira parte aborda sobre os modelos ARMA onde o autor apresenta de forma sucinta explicações sobre esses modelos e equações utilizadas Em seguida apresentase a metodologia BoxJenkins o autor destaca que esta foi a responsável por tornar usual a utilização do método dos três estágios visando a seleção de um modelo adequado para o propósito de estimação e previsão de séries de tempo univariadas Na quinta parte abordase sobre a estacionariedade e invertibilidade o autor destaca a importância do modelo ser invertível para a estimação do modelo Box Jenkins O autor apresenta um exemplo de modelo simples MA para melhor exemplificação apresentando e explicando diversas equações que facilitam a compreensão do leitor sendo este um importante ponto de destaque da pesquisa realizada Os modelos de dados sazonais são abordados na sexta parte uma importante afirmação é realizada pelo autor de que não existe diferença entre as 2 técnicas de BoxJenkins para modelar dados sazonais e os dados nãosazonais Ainda nessa parte são apresentados os testes de DickFuller teste de DickFuller aumentado causalidade de Granger modelo de cointegração e o teste de cointegração a metodologia de Johansen Na penúltima parte da pesquisa o autor apresenta a estimação empírica e o resultado obtido os dados são apresentados em forma de tabelas bem organizadas Abordase ainda sobre a sazonalidade na análise dos gráficos gerados verificase ausência de sazonalidade por não apresentarem picos Também são apresentadas as equações de cointegração as quais medem a relação de curto e longo prazo entre as variáveis câmbio e juros O modelo utilizado apresentou nãoestacionariedade e com isto utilizouse as variáveis do modelo em primeira diferença Observase que existe uma relação de curto e de longo prazo entre a taxa de câmbio e o riscopaís Os resultados econométricos se mostram coerentes com o que é dito na literatura da temática em questão