Insper Instituto de Ensino e Pesquisa
Faculdade de Economia e Administração
Vinícius de Oliveira Botelho
O PAPEL DO CRÉDITO NA TRANSMISSÃO DA POLÍTICA
MONETÁRIA PARA INFLAÇÃO E CRESCIMENTO NO
BRASIL
São Paulo
2010
Vinícius de Oliveira Botelho
O papel do crédito na transmissão da política monetária para
inflação e crescimento no Brasil
Monografia apresentada ao curso de Ciências Econômicas,
como requisito parcial para obtenção do grau de Bacharel
do Insper Instituto de Ensino e Pesquisa.
Orientador:
Prof. Dr. Juan Pedro Jensen Perdomo – Insper
São Paulo
2010
Botelho, Vinícius de Oliveira
O papel do crédito na transmissão da política monetária para
inflação e crescimento no Brasil / Vinícius de Oliveira Botelho. –
São Paulo: Insper, 2010.
49 f.
Monografia: Faculdade de Economia e Administração. Insper
Instituto de Ensino e Pesquisa.
Orientador: Prof. Dr. Juan Pedro Jensen Perdomo
1.Política monetária 2. Crédito 3. Inflação 4. Produto
Vinícius de Oliveira Botelho
O papel do crédito na transmissão da política monetária para inflação e
produto no Brasil
Monografia apresentada à Faculdade de Economia do Insper, como parte dos
requisitos para conclusão do curso de graduação em Economia.
Aprovado em dezembro de 2010.
EXAMINADORES
___________________________________________________________________________
Prof. Dr. Juan Pedro Jensen Perdomo
Orientador
___________________________________________________________________________
Prof. Dr. João Luiz Mascolo
Examinador(a)
___________________________________________________________________________
Prof. Dr. Marcelo Leite de Moura e Silva
Examinador(a)
Agradecimentos
Gostaria de agradecer todos aqueles que tornaram este momento possível. Meu
orientador, Prof. Dr. Juan Pedro Jensen Perdomo, por ter aceitado me orientar, pelas longas
discussões e pela ajuda com os dados. Gostaria de agradecer também todos os meus
professores da faculdade, que contribuíram para o meu amadurecimento intelectual. Em
especial, o Prof. Dr. Rodrigo Menon Simões Moita, o Prof. Dr. Naércio Aquino de Menezes
Filho, o Prof. Dr. Maurício Soares Bugarin e o Prof. Dr. Eduardo Correia de Souza, mentores
do Programa de Estudos Avançados (PEA) do Insper, que muito contribuiu para a minha
formação. Gostaria de agradecer também o Prof. Dr. Robinson Guitarrari, pelo apoio durante
a faculdade e pelo amor ao conhecimento.
Agradeço todos os meus colegas pela convivência dos últimos anos, por todas as
vivências que tivemos. Agradeço a minha namorada, Aline Nascimento, pela compreensão,
apoio e ajuda durante este período. Agradeço também a minha família: meu pai, por ter
proporcionado excelentes escolas; minha mãe e minha avó materna, pela luta para que essa
formatura se concretizasse; minha avó paterna, pelas orações e preocupações; meu avô
materno, pelo exemplo, pela perseverança, pela força dada ao longo da vida e também nos
últimos anos. Agradeço o amor de todos eles.
Agradeço Deus pela inteligência. Agradeço-me por ter sabido aproveitá-la.
Dedicatória
Gostaria de dedicar este trabalho à minha família. Infelizmente, a rotina da vida às
vezes faz com que não digamos às pessoas amadas que as amamos, e o quanto as amamos.
Por isso, oportunidades como essa não devem ser desperdiçadas. Amo vocês.
Resumo
BOTELHO, Vinícius de Oliveira. O papel do crédito na transmissão da política monetária
para inflação e produto no Brasil. São Paulo, 2010. 49p. Monografia – Faculdade de
Economia e Administração. Insper Instituto de Ensino e Pesquisa.
Este trabalho estende a decomposição da política monetária feita por Minella e SouzaSobrinho (2009), incorporando o papel do volume do crédito, do custo de capital e da riqueza.
Como em Minella e Souza-Sobrinho (2009), também é utilizado o método de Altissimo,
Locarno e Siviero (2002). Os resultados obtidos são similares aos daquele trabalho, com
destaque para a menor importância do câmbio e maior importância do crédito nesta
simulação, assim como para a maior relevância do câmbio nos movimentos da taxa de
inflação do que nos de produto. Além disso, é discutido o aumento da relevância da
participação dos bancos públicos no crédito, forjando o mecanismo de transmissão da política
monetária. Somente com as capitalizações do Banco do Brasil, do BNDES e da Caixa
Econômica Federal o governo ganhou um poder de interferência na atividade econômica
equivalente à redução da taxa básica de juros em aproximadamente 1,50 pontos percentuais,
pelo período de um ano. Por fim, mostra-se também uma relação direta entre possíveis
cenários para o crescimento da produtividade total dos fatores (PTF) e os juros reais, na qual
cada ponto percentual de crescimento da PTF corresponde uma redução da taxa de juros real
de equilíbrio em 4,30 pontos percentuais.
Palavras-chave: política monetária, crédito, inflação, produto.
Abstract
BOTELHO, Vinícius de Oliveira. O papel do crédito na transmissão da política monetária
para inflação e produto no Brasil The role of credito n the tramission of the monetary policy
to inflation and product in Brazil. São Paulo, 2010. 49p. Monograph – Faculdade de
Economia e Administração. Insper Instituto de Ensino e Pesquisa.
This work extends the decomposition of monetary policy of Minella and SouzaSobrinho (2009), incorporating the role of the volume of credit, cost of capital, and wealth. As
did Minella and Souza-Sobrinho (2009), I used the method developed by Altissimo, Locarno,
and Siviero (2002). The results obtained are very similar of those of that work; although, I
found little participation of the exchange rate channel and a greater one of the credit channel,
as well as a greater importance of the exchange rate when explaining changes in inflation
comparing to GDP. Furthermore, I discuss the greater role of public banks in Brazil, forging
the monetary policy by directly influencing its mechanisms. Only accounting the recent
capitalizations of Banco do Brasil, BNDES, and Caixa Econômica Federal, the Brazilian
government increased its power of influencing economic activity in an amount equivalent to a
reduction of 150 bases points in the Selic rate for a year. At last, I also calculated the real
interest rate on various scenarios for the total factor’s productivity (TFP) growth. According
to the results, every 100 bases point that the growth of TFP raises causes a reduction of 430
bases points on the real interest rate of equilibrium.
Keywords: monetary policy, credit, inflation, product.
Sumário
1 Introdução
08
2 Metodologia
11
3 Modelagem
13
3.1 Demanda agregada
3.1.1. Consumo
3.1.2. Investimento
3.1.3. Outros componentes
14
14
18
21
3.2 Oferta agregada
3.2.1. Modelo de Solow
3.2.2. Curva de Phillips
3.2.3. Custo unitário do trabalho
22
22
23
24
3.3 Taxa de câmbio
25
3.4 Política monetária
26
3.5 Resto do mundo
27
3.6 Crédito
3.6.1. Oferta e demanda
3.6.2. Equilíbrio e estimações
3.6.3. Elasticidade-preço da demanda por crédito para consumo
28
28
30
32
4 Resultados
4.1 Simulações
34
34
4.2 PTF e a Taxa de Juros de Equilíbrio
40
4.3 Bancos Públicos e a Política Monetária
41
5 Conclusão
44
Referências
46
Apêndice I
49
8
1
Introdução
No regime de metas de inflação, é crucial para a sustentação da credibilidade e da
legitimidade dos bancos centrais a capacidade de previsão econômica (BOGDANSKI;
TOMBINI; WELANG, 2000). Dado que a política monetária no Brasil só consegue
influenciar a economia real num intervalo de três a nove meses (BOGDANSKI; TOMBINI;
WELANG, 2000) e supondo uma meta de inflação duradoura, a capacidade de previsão do
Banco Central é essencial para ajudá-lo a fazer as políticas mais adequadas para a promoção
do crescimento sem violação do objetivo de preços. Um erro de política pode não estar sujeito
a correção em tempo hábil para o cumprimento da meta inflacionária (abalando a sua
credibilidade) ou significar uma contração excessiva da atividade (abalando a sua
legitimidade). Nesse sentido, tanto a compreensão da situação atual da economia como da sua
sensibilidade a choques de política são indispensáveis para se guiar a atividade econômica aos
estados desejados de produto e preços.
A utilização de modelos estruturais é amplamente difundida entre os bancos centrais
para realizar essas tarefas. A série de trabalhos para discussão do Banco Central foi, inclusive,
inaugurada com um estudo que propunha uma modelagem para a economia brasileira:
Bogdanski, Tombini e Welang (2000) propuseram estudar a dinâmica econômica por meio de
uma equação IS, uma curva de Phillips, a paridade descoberta de juros e uma regra de Taylor.
O Banco Central já adotou diversos modelos similares a esse, com adaptações divulgadas nos
seus relatórios de inflação. O hiato do produto, por exemplo, foi primeiramente estimado por
meio do filtro HP e da tendência linear (BANCO CENTRAL, 1999). A partir de 2000, ele
passou a ser estimado pela função de produção (BANCO CENTRAL, 2000), e,
posteriormente, também pelo Filtro de Kalman (BANCO CENTRAL, 2007).
Apesar do poder explicativo e preditivo destes modelos, eles não reproduzem todos os
meios pelos quais a economia é afetada pela política monetária. Geralmente, eles somente
conseguem explicar efeitos agregados (em que não existe mensuração da importância dos
diferentes canais de transmissão entre as causas e os efeitos das políticas econômicas) e,
algumas vezes (como no caso dos modelos VAR), não conseguem fornecer uma história
econômica consistente para a modelagem realizada (MINELLA; SOUZA-SOBRINHO,
2009). Usar modelos gerais estocásticos de equilíbrio dinâmico (DSGE) resolveria esse
problema, porém, em contrapartida, eles pressupõem uma estrutura de funcionamento da
economia extremamente rígida (MINELLA; SOUZA-SOBRINHO, 2009). O DSGE tem uma
modelagem unificada e consistente, enquanto, no VAR, o foco não está na estrutura dos
9
modelos econômicos, mas naquela requerida para estimação. Assim, mensurar a participação
de cada um dos canais de transmissão da política monetária a partir da construção de um
conjunto de modelos independentes (embora relacionados) é um caso intermediário, em
termos de estrutura, entre o DSGE e o VAR. Ou seja, assim, sem a imposição das restrições
comportamentais inerentes a um modelo DSGE, consegue-se obter qualidade de explicação
superior àquela de um VAR ou de modelos que só capturam choques agregados.
No caso brasileiro, até recentemente, a pequena extensão das séries de dados
dificultava a realização desse trabalho (MINELLA; SOUZA-SOBRINHO, 2009). Afinal, a
adoção do regime de metas alterou significativamente a importância relativa desses diferentes
mecanismos de transmissão (MINELLA; SOUZA-SOBRINHO, 2009), assim como a
estabilização econômica (LOPES, 1997). Portanto, dada a substância das transformações
estruturais pelas quais a economia brasileira passou durante a década de 90 (até o seu final),
as séries de dados relevantes para este trabalho começam no ano 2000. Após dez anos, já
existem dados suficientes para realizar essa decomposição a partir de um conjunto de
equações semi-estruturais (MINELLA; SOUZA-SOBRINHO, 2009), já que a elaboração de
modelos como o DSGE ainda fica comprometida com tão poucos dados, vistos os recentes
esforços do Banco Central em fazê-lo (SAMBA).
A literatura identifica sete principais canais de transmissão da política monetária
(ALTISSIMO; LOCARNO; SIVIERO, 2002): custo de capital, renda, riqueza, câmbio,
expectativas, crédito e posse de moeda. Dada essa diversidade de mecanismos de propagação,
identificar a relevância de cada um deles é crucial para compreender e prever a eficácia da
política monetária em diferentes contextos econômicos, e, principalmente, fornecer evidências
para a evolução da sensibilidade da economia à política monetária em cenários de choque
estrutural. Minella e Souza-Sobrinho (2009) realizaram essa decomposição para o Brasil,
mensurando o impacto da taxa básica de juros nas taxas de financiamento das famílias e
empresas, assim como no câmbio, para entender a relevância da política monetária para o
produto e a inflação. Porém, não só as taxas, mas também os volumes de financiamento são
importantes nesta análise (BERNANKE; BLINDER, 1988).
O objetivo deste trabalho é estender a modelagem de Minella e Souza-Sobrinho (2009)
levando em consideração também o papel do volume de crédito concedido pelos bancos a
empresas e famílias. O foco da literatura de transmissão de choques de política monetária foi
muito maior para a análise dos preços (juros) do que das quantidades, apesar de as
quantidades serem igualmente importantes nesse estudo (TAYLOR, 1995). Por isso, além dos
modelos que relacionam a política monetária, o produto e os preços, foi criada uma estrutura
10
de relação entre o produto, os preços e o crédito, por meio de um sistema de oferta e demanda,
de forma a aprimorar a especificação do papel dos empréstimos nesse processo.
11
2
Metodologia
Para o produto nacional, para o mercado de trabalho e para a inflação (índice de preços
ao consumidor amplo) foram utilizados dados do Instituto Brasileiro de Geografia e
Estatística (IBGE). As séries de câmbio real, a taxa Selic (meta), o preço e os volumes de
empréstimo (recursos livres) para famílias e empresas e a expectativa de inflação são dados
do Banco Central do Brasil (a expectativa de inflação é a mediana das expectativas coletadas
no Relatório Focus, para os próximos 12 meses). O risco-país é medido como função do
Embi, calculado pelo banco JP Morgan. A inflação mundial é considerada igual à inflação de
preços ao consumidor norte-americano e a taxa de juros mundial é a taxa Fed funds. O
volume real das importações em dólares é divulgado pela OCDE.
Todos os dados estão em termos reais (exceto aqueles utilizados para estimar a
paridade descoberta de juros e a regra de Taylor) e, quando necessário, com ajuste sazonal. O
período de estimação geralmente começa em junho de 2000 e vai até março de 2010. Todas as
séries reais são calculadas a preços de 2009.
Todos os modelos foram estimados por mínimos quadrados ordinários, de forma
independente. O método de mínimos quadrados em dois estágios só foi utilizado para estimar
a equação de demanda do mercado de crédito para pessoa física.
Abaixo de cada uma das estimativas, entre parênteses, está a estatística-t, com
variância corrigida pelo estimador proposto por Newey e West (1987). Para cada regressão
será reportado o ajustado (
) e as estatísticas dos testes JB () e de homocedasticidade
de White com termos cruzados (
). Entre colchetes estão os níveis descritivos desses
testes. Por último, mais abaixo, também se encontra o período de estimação de cada regressão
(data inicial e final), entre colchetes. A data está codificada de tal forma que os quatro
primeiros números representam o ano, depois vem uma letra indicando dados mensais (‘M”)
ou trimestrais (“Q”), e, por fim, vem um número referente ao mês ou trimestre em que a série
de dados começa ou termina. O primeiro código indica a data da primeira observação inserida
no modelo, o segundo código indica a data da última. Todas as variáveis reportadas
apresentam nível descritivo máximo de 10% diante da hipótese nula de insignificância
estatística. Variáveis estatisticamente insignificantes não são exibidas e os modelos estimados
não as contêm.
Por fim, para a decomposição dos efeitos da política monetária será utilizado o método
proposto por Altissimo, Locarno e Siviero (2002), que se baseia em quatro etapas:
identificação de todos os canais de transmissão relevantes no modelo, substituição da taxa
12
básica de juros pela estimativa da regra de Taylor em cada um deles, adição de uma variável
dummy (assumindo valores iguais a zero ou a um) a todos os canais que se deseja identificar,
e, por fim, simulação do choque de política monetária diversas vezes, com só um dos canais
de transmissão ativo por vez (o canal a ser identificado fica com a variável dummy igual a um,
enquanto os outros ficam com ela igual a zero). Assim é possível encontrar a participação de
cada canal na transmissão do choque monetário agregado, comparando o resultado dos
choques quando somente um canal está ativo com aquele em que nenhum está. A idéia básica
desse procedimento é tornar endógeno o canal que se deseja identificar e manter exógeno o
restante do sistema, de forma que a contribuição do canal endógeno fique explícita em cada
simulação. A principal vantagem deste método é que, quando os modelos utilizados são todos
lineares, a soma dos impactos parciais é igual ao impacto total (ALTISSIMO; LOCARNO;
SIVIERO, 2002).
Apesar de, neste trabalho, os modelos estimados nem sempre apresentarem relação
linear entre os choques na taxa de juros e seus impactos nos canais de transmissão, essa nãolinearidade não compromete a identificação dos canais individuais, porque os resíduos
derivados da análise de modelos não lineares não alteram a contribuição relativa individual
dos mecanismos (MINELLA; SOUZA-SOBRINHO, 2009). De fato, a soma das contribuições
e o choque total estão altamente relacionados nas simulações realizadas: a soma dos choques
agregados equivale a aproximadamente 99% da soma dos choques desagregados, tanto para o
produto como para a inflação.
13
3
Modelagem
Para realizar a decomposição serão estimados modelos independentes para o crédito, a
demanda agregada, a oferta agregada, a inflação, o câmbio, a taxa de juros, algumas variáveis
externas e algumas variáveis financeiras. Nessa estrutura, a política monetária afeta a
economia por meio do crédito, do custo de capital, da riqueza e do câmbio. Como este estudo
não esgota os possíveis propagadores da política (pois faltaria, para tal, a mensuração da
importância das expectativas, da posse de moeda e da renda), existe uma influência residual
não capturada neste modelo (ALTISSIMO; LOCARNO; SIVIERO, 2002). Além disso, neste
estudo, a política monetária se restringe à realização de alterações na taxa básica de juros à
vista (Selic), excluindo aspectos regulatórios, de manipulação de expectativas ou alíquotas de
compulsório.
A demanda agregada depende de cada um dos componentes do PIB (consumo privado,
investimentos, consumo do governo, importações e exportações de bens e serviços e variação
de estoques). A oferta agregada segue uma função de produção do tipo Cobb-Douglas, com
retornos constantes de escala e fator tecnológico exógeno, como no modelo de Solow (1956).
Portanto, o produto pela ótica da demanda estará determinado e o produto pela ótica da oferta
dependerá somente do nível de utilização dos recursos da economia (dado que a evolução da
produtividade total dos fatores e o estoque de capital são previamente determinados). Como,
em equilíbrio, a oferta agregada deve igualar a demanda agregada, o nível de utilização dos
recursos pode ser facilmente determinado. Dessa forma, quando há uma mudança na taxa
básica de juros, é possível estudar os impactos desse movimento na oferta (os juros afetam a
oferta agregada por meio do investimento) e na demanda agregada, assim como a evolução do
hiato do produto, que depende diretamente do nível de utilização dos recursos disponíveis
(AREOSA, 2008). Da mesma forma, como o objetivo do Banco Central é manter a atividade
aquecida sem comprometer a meta de preços, nessa estrutura é possível encontrar uma taxa de
juros de equilíbrio: que mantenha a atividade aquecida e estável em patamares sustentáveis,
de forma a não comprometer a inflação.
Schwartzman (2006) diferencia estimativas recentes da Curva de Phillips em nove
dimensões: ciclo econômico, repasse cambial, expectativas, inércia, restrição de longo prazo,
medidas de inflação, freqüência dos dados, amostragem e inserção de variáveis dummy. No
modelo utilizado, a inflação é impactada por três vias: hiato do produto (ciclo econômico),
câmbio (repasse cambial linear diante da suposição de livre mobilidade de capitais) e custo
14
unitário do trabalho (o modelo estabelece uma relação entre a produtividade marginal do
trabalho e salários; como essa produtividade é afetada pela oferta e demanda agregadas, ela
afeta o custo do trabalho). A expectativa de inflação é modelada pela sua defasagem e pelas
mesmas variáveis que afetam a inflação oficial (câmbio, hiato e custo do trabalho). A
expectativa de inflação acima da meta indica uma tendência de alta inflacionária (a
expectativa só impacta positivamente a inflação quando supera a meta do Banco Central). A
inércia só influencia os preços em uma defasagem e não há restrição de longo prazo. Os dados
são trimestrais e não há variáveis dummy.
Como há interesse na realização de simulações, alguns componentes que não fazem
parte do processo de ação da política monetária (como os gastos do governo e variáveis
externas) serão modelados por processos ARIMA. No Apêndice I há um esquema gráfico do
modelo completo. Vale notar que no gráfico fica claro que o sistema é fechado: cada um dos
componentes, ao mesmo tempo em que influencia, é influenciado por outros. Evidentemente,
essas influências não ocorrem de uma só vez em um só período. O tempo de transmissão do
choque de política depende dos resultados das estimações.
3.1
Demanda agregada
O PIB ( ) é modelado pela ótica da demanda, como a soma do consumo privado ( ),
do consumo do governo ( ), do investimento público e privado ( ), da variação de estoques
( ), das exportações de bens e serviços ( ) e das importações de bens e serviços (
).
Todos os componentes foram encadeados a preços de 2009. Portanto:
(1) 3.1.1 Consumo
Reis et al (1998), Gomes (2004) e Gomes (2007), fornecem vasta evidência de que, no
Brasil, a função consumo é fortemente relacionada com a renda corrente. Apesar de Gomes
(2007) não confirmar (e nem rejeitar) a hipótese de restrição de crédito, ela é indicada como
uma possibilidade para a explicação da existência de um componente cíclico no consumo
(GOMES, 2004), indicando que o consumidor segue a regra de bolso de consumir sua renda
corrente, em vez de otimizar seu consumo intertemporalmente.
No modelo de restrição de crédito com horizonte infinito, elaborado por Deaton
(1991), o consumo pode assumir tanto a forma não restrita (consumo menor do que a soma da
15
riqueza e da renda) como a restrita a crédito (consumo igual à soma da riqueza e da renda). O
principal resultado deste modelo é que, mesmo que o consumidor não esteja restrito a crédito
no presente, diante de alguma incerteza sobre a sua renda futura ele pode assumir
comportamento não otimizador em virtude da possibilidade de vir a estar restrito a crédito
algum dia (ADDA; COOPER, 2003). Esse modelo tratou a restrição a crédito como um fator
binário: consumidores ou são restritos ou não o são.
Porém, para mensurar o impacto do crédito no consumo, é necessário um modelo que
capture também os efeitos de restrições de crédito parciais. Por exemplo, quando existe um
aumento da oferta de crédito, pessoas que tinham acesso a empréstimos de baixo valor passam
a ter acesso aos de maior valor também, e isso deve impactar suas decisões de consumo. Num
modelo de restrição binária esse movimento não é capturado (o indivíduo não era restrito a
crédito desde o início, pois já consumia mais do que a renda e riqueza disponíveis, e, portanto,
não mudou de situação com o aumento da oferta de crédito). Para resolver este problema, foi
construído um modelo de dois períodos. No primeiro período os consumidores tomam crédito,
no segundo o pagam.
No período , as pessoas têm uma riqueza ( ) e uma renda, soma da massa salarial
(
) com os ganhos sobre o capital e o lucro das empresas ( ). A massa salarial é resultado
do produto entre a população economicamente ativa ( ), a renda média ( ) e a taxa de
emprego (1 ), como complementar da taxa de desemprego ( ). Essa relação pode ser
expressa pela equação (2):
(2) 1 Nessa economia, os consumidores enfrentam uma taxa de juros para aplicações igual à
taxa básica de juros da economia ( ) e uma taxa de juros diferente dessa para empréstimos
"
(! ). Dentro desse cenário, respeitando a elasticidade da demanda por crédito das pessoas
"
físicas em relação à taxa cobrada (#$& ,( ), elas têm uma demanda por crédito () ) e escolhem
%
%
uma proporção da riqueza atual para ser preservada para o próximo período (*). Com essas
duas variáveis, a escolha do quanto consumir fica integralmente determinada. O indivíduo não
escolhe quanto consumir diretamente, mas sim quanto tomar de empréstimo e quanto
preservar de sua riqueza (em função, logicamente, da utilidade do consumo): por uma
identidade contábil o consumo fica determinado. Por suposição, os créditos tomados em um
período devem ser integralmente quitados no período seguinte e o indivíduo precisa consumir
toda a sua riqueza no período final. Caso a variável * seja maior do que a unidade, o indivíduo
deseja acumular riqueza para o período seguinte; caso ela seja menor do que isso, o contrário.
16
Os valores de consumo, crédito, renda, lucros e riqueza devem ser não negativos, assim como
o fator de desconto e a variável *. Além disso, o desconto intertemporal de utilidade (dada
pela função +,) é representado pelo fator -.
Neste modelo, apesar de haver dependência entre a taxa de juros e o volume de
empréstimos, as escolhas de quanto se tomar emprestado e qual fração da riqueza atual
preservar para o próximo período são independentes. Ou seja, um aumento em qualquer uma
dessas duas variáveis representará um aumento de igual magnitude no consumo, sem
influenciar a outra.
Sendo assim, os consumidores enfrentam o seguinte problema de maximização:
(3) ./01+2 -+3 4, *. /.:
(4) 2 1 *2 2 2 )2
"
"
" "
"
" "
(5) 3 3 3 3 )2 )2 !2 *2 1 3 3 )2 )2 !2
Maximizando (3) em relação a ) vem que:
"
(6)
789:; 789:< - =1 !2 >1 ?
789:; 789:< -1 3
&
@; ,A;
BC
Maximizando (3) em relação a * vem que:
(7)
Portanto, como esperado, um aumento na taxa básica de juros tende a reduzir o
consumo ótimo presente em relação ao futuro (aumento de poupança), dado que a utilidade
marginal do consumo é decrescente. Da mesma forma, um aumento no volume de empréstimo
reduz o consumo futuro em prol do presente.
De (6) e (7) é possível derivar uma forma teórica para #$& ,( :
(8) #$& ,( DE(;
; ;
(
; ;
;
A elasticidade da demanda por crédito em relação à sua taxa mostra que ela depende
da razão entre a taxa de juros cobrada e o spread bancário. Durante o período analisado, essa
elasticidade está entre -1,10 e -1,40, na média em -1,23. Essa relação será mais explorada na
seção 3.6.3.
Pela identidade contábil, o consumo ainda é igual ao volume de recursos disponível
que o agente deseja gastar. Sendo assim, no instante , o consumo segue a seguinte equação:
(9) 1 * ∆) !E3 )E3
"
"
Tomando a primeira diferença (∆) de (9), segue-se que:
17
(10)
∆ G1 * 1 E3 *E3 E3
1 *E3 E3 H ∆
∆ I∆) !E3 )E3 J I∆)E3 !E )E J K ∆
∆ I∆) "
"
"
"
"
!E3 )E3 J I∆)E3 !E )E J, em que K E3 *E3 G1 * 1 "
1H E3
"
"
E3 Portanto, de acordo com (10), uma alta na taxa de juros afeta o consumo inicialmente
somente por meio do reajuste da taxa de poupança, derivado da relação (7). Porém, há um
efeito ambíguo sobre o consumo após o primeiro período (o resultado depende, basicamente,
de o consumidor estar aumentando ou diminuindo sua riqueza após o choque). Afinal, quando
a taxa básica de juros sobe, os aplicadores ficam mais ricos e podem, no futuro, gastar mais.
Da mesma forma, eles também têm incentivo para aumentar a poupança, o que os levaria a
consumir menos.
Como não há dados disponíveis para a variável no período analisado, será
considerado que essa variável cresce a um valor constante. Portanto, na ausência de choques
sobre a taxa de juros, K será constante. Além disso, na ausência de dados sobre o lucro
distribuído das empresas, será necessário supor que ∆ L, ou seja, que o lucro distribuído
também cresce a um volume constante. Para capturar a sensibilidade do componente K da
equação (10) a variações na taxa de juros, será utilizada a primeira diferença da taxa básica na
estimação da relação de consumo.
No modelo estimado, foram incluídas também as defasagens das variáveis
explicativas, partindo-se do pressuposto de que nem todos os efeitos das variáveis exógenas
são capturados imediatamente pelo consumo. Portanto, foi estimada a seguinte equação:
(11)
:
-3: -:
D
∑Q(R2NO(: E( P ∑ZR2 ST: U∆ V)E I1 !E JWXY [:
"
"
Como resultado, foi obtido o seguinte conjunto de parâmetros:
∆ 2.532,29— 5.327,36∆ 0,2368∆
0,1112∆
E 0,1487∆
Ef 0,4663∆ V)" I1 !" JW[:
4,16
3,88
2,57
3,82
3,21 3,27
52,68%; 2,18 G0,33H; 5,77 G0,99H
jk ímnm G2001o4; 2010o1H; jk !mn!L!n/nk !.k* /p
Nesta estimação, a variável renda e a variável crédito aparecem com coeficientes
menores do que o previsto pelo modelo teórico (a unidade), resultado para o qual há duas
explicações plausíveis: erro de medida e contabilidade do PIB. Curiosamente, um teste de
Wald mostra que, a um nível descritivo de 82%, não é possível rejeitar a hipótese nula de que
a soma dos coeficientes da renda é igual ao coeficiente de crédito. Portanto, apesar de
diferentes da unidade, esses coeficientes são iguais, como previsto.
18
O consumo agregado do PIB é um dado nacional, enquanto que a massa salarial é
extraída da Pesquisa Mensal do Emprego (PME), do IBGE, que abrange somente regiões
metropolitanas. Para poder comparar as duas medidas, foi pressuposto que a razão entre a
massa salarial nacional e a regional é constante (e igual ao valor de setembro de 2009, de
aproximadamente 3,30 vezes). Porém, se essa suposição for consistentemente violada em
outros períodos, pode-se esperar viés nos coeficientes estimados. De fato, a comparação dos
dados de renda da PME com os divulgados pela Pesquisa Nacional por Amostragem de
Domicílios (PNAD) mostra que a proporção entre a massa salarial nacional e a regional varia
ao longo do tempo. Porém, os resultados são robustos a proporções entre 3,00 e 3,50, que
englobam a maior parte das observações da proporção entre as duas massas salariais.
Outra explicação para este resultado reside no fato de que nem todo o consumo de
bens e serviços impacta o PIB. Por exemplo, a compra de um carro usado não afeta o PIB,
embora, se financiada, essa compra seja computada no volume de empréstimos, e, pela
perspectiva do consumidor, represente consumo. Assim, apesar de todo crédito impactar
consumo, nem todo consumo impacta o produto. Por conseqüência, nem todo crédito impacta
o produto. O mesmo vale para a renda.
3.1.2 Investimento
Por pressuposto, a taxa de juros dos empréstimos varia conforme o volume de crédito
contratado, e, além disso, todas as firmas têm um índice de endividamento não nulo. Sendo
assim, todo recurso disponível nas empresas tem dois usos: investimento ou diminuição da
dívida. Dada a alternativa da quitação de empréstimo, o custo de oportunidade do
investimento é a taxa de juros do crédito para pessoas jurídicas (! ). Além disso, o
investimento deprecia a uma taxa T e tem um valor de mercado (qr ), sujeito a alteração (à
s u taxa st). Quando o valor de mercado do capital investido sobe, o custo marginal do capital
t
diminui.
Este modelo pressupõe barreiras à entrada no mercado de firmas, pois, na medida em
que seu custo de oportunidade é maior do que a taxa básica de juros da economia ( ), seria
possível aos consumidores que aplicam seus recursos a
abrir empresas com custo de capital
menor do que a média do mercado e ganhar o spread bancário. Empresários podem aplicar no
mercado de títulos, mas obteriam rentabilidade maior (em um nível de risco similar)
reduzindo suas dívidas, e, portanto, não realizam essas aplicações. Vale notar que o número
19
de empresários (que enfrentam um custo de oportunidade de aplicações igual a ! , e não
)
deve ser suficientemente pequeno em relação ao restante da população para não influenciar
significativamente o comportamento do consumo agregado. Por fim, a oferta de capital é
perfeitamente elástica, e seu preço é o seu produto marginal.
Até agora, neste modelo, adaptado de Hall e Jorgenson (1967), o volume de crédito
concedido às empresas não tem relação nenhuma com o aumento do investimento. Porém, ele
desconsiderou que, às taxas de juros vigentes no mercado, pode haver escassez de recursos
para a realização dos investimentos necessários à convergência do produto marginal do
capital ao seu custo, justificando a importância do crédito como acelerador dos investimentos
e propulsor da produtividade da economia.
É lucrativo investir até o instante em que a produtividade marginal do capital igualar
seu custo marginal. Supondo que os bens da economia são produzidos segundo uma função
do tipo Cobb-Douglas, para um dado nível tecnológico ( ), uma dada utilização da
capacidade instalada e desemprego ( e ), um determinado nível de estoque de capital e de
trabalho (K e , respectivamente) e uma proporção do capital na renda (v), segue-se que:
(12)
3Ew
K w I1 J
Portanto, a produtividade marginal (j
xK) do capital é dada por:
(13)
j
xK y⁄z
w
Seguindo o modelo já introduzido, o investimento ( ) é uma função (|), cujo
argumento é o diferencial entre o produto marginal do capital (j
xK) e o seu custo marginal,
dado pela soma da taxa de juros para pessoas físicas (! ), da taxa de depreciação (T) e da
desvalorização dos bens de capital ( st), multiplicados pelo valor investido (qr ):
s u t
(14)
| }j
xK qr V! T stW~
s u t
Portanto, o modelo proposto para o investimento assume a forma:
(15)
Q
€2 €3  € U∆ V) I1 ! JWX‚ €f 
w
y ⁄z
qr V! T W‚
stu st Como o aumento no volume de novas concessões de crédito líquidas e o risco-país
estão multiplicados pelo nível de investimento na equação diferencial (15), elas afetam
somente a velocidade de convergência dessa variável ao equilíbrio, mantendo (no equilíbrio) a
estrutura proposta por Hall e Jorgenson (1967), de que ocorre investimento enquanto o custo
marginal do capital for inferior à sua produtividade marginal. Resolvendo a equação (15) e
tomando ƒ2 como uma constante qualquer, segue-se que:
20
(16)
†
q u „…  ⁄ q‰ U! T ‰ X‚
‡ ˆ
q‰ 
Š

„< ‹E„Œ ∆U$% V3E(% WX‚E€0 ‚
ƒ2 k


„Œ ∆U$% V3E(% WX‚E„< ‹Ž€0 ‚
Como, em equilíbrio, o volume de novas concessões líquidas deixa de crescer
(∆ V) I1 ! JW 0) e supondo que o modelo convirja (€3   €0 ), o valor do investimento,
nessa situação, é dado por:
(17)
†
q u „…  ⁄ q‰ U! T ‰ X‚
q‰ ‡ ˆ
lim“” Š
„< ‹E€0
O resultado (17) confirma que o novo modelo proposto apresenta como resultado de
equilíbrio que o investimento acontece enquanto o produto marginal do capital supera o seu
custo, conforme esperado. Estimando a equação (15) obtém-se o seguinte conjunto de
parâmetros:
v
qru ∆ 1,2198 0,0862 E3 0,0033 E3  0,0633E3 ∆ V) I1 ! JW 0,0488>
qr ! T ‚B[Q
⁄
qr K
2,38 2,06
3,83
2,70
2,49
49,11%; 0,24 G0,88H; 17,29 G0,24H
jk ímnm G2001o4; 2010o1H; jk !mn!L!n/nk !.k* /p
Como uma parte dos equipamentos e de seus insumos é importada, o preço do
investimento (qr ) é influenciado diretamente pelo câmbio real (q – ). Apesar de outras
variáveis provavelmente também influenciarem o preço do investimento, a única diretamente
afetada pela política monetária é o câmbio (MINELLA; SOUZA-SOBRINHO, 2009).
Supondo que ele não seja correlacionado com nenhuma das outras variáveis que afetam essa
medida, é possível estimar, sem viés (HAMILTON, 1994), a seguinte relação:
(18)
q‰ -2—( -3—( q‰ 1 -—( q –
Resolvendo a equação (18) e tomando ƒ3 por uma constante qualquer, vem que:
(19)
qr ˜!
˜!
-0 Ž-2 qt
˜!
-1
ƒ1k-1
˜!
Portanto, no equilíbrio, considerando que G∆q – H 0, em que G,H é o operador de
esperança, da estatística:
(20)
Nlim“” q‰ P ›A
š;
›A
šŒ
œGž H
›A
š<
›A
š;
›A
šŒ
›A
š<
ž
Estimando a equação (18) obtém-se o seguinte conjunto de parâmetros:
∆qr 0,3511 0,1200 qr 1 0,0669q– εqi
t
6,31
6,68 3,27
39,60%; 3,88 G0,14H; 1,79 G0,88H
21
jk ímnm G2001o4; 2010o1H; jk !mn!L!n/nk !.k* /p
3.1.3 Outros componentes
A variação de estoques e os gastos do governo não são diretamente afetados pela
política monetária, enquanto que as exportações e importações só são afetadas pela via
cambial. Por essa razão, os modelos adotados para essas variáveis são simples, envolvendo
somente o câmbio, o PIB, o volume mundial de importações (. ) e a absorção doméstica
(/ ), dada pela soma do consumo, do investimento e dos gastos do governo.
A variação de estoques segue uma regra aceleracionista (MANKIW, 2008):
(21)
¢£
¢£
¢£
§œ
β¢£
2 β3 VE–E3 β VE–E βf ∆Y– [
Estimando os parâmetros do modelo (21), tem-se que:
0,4617VE–E3 0,2898 VE–E 0,4852∆Y– [§œ
6,63
2,17
5,77
56,78%; 1,99 G0,37H; 16,54 G0,06H
jk ímnm G2001o4; 2010o1H; jk !mn!L!n/nk !.k* /p
As exportações dependem unicamente das importações do resto do mundo e do
câmbio real, similarmente a Minella e Souza-Sobrinho (2009):
(22)
∆0 β2̈ β3̈ ∆x–E3 β¨ ∆˜ βª̈ ∆. [«
Estimando os parâmetros do modelo (22), tem-se que:
∆0 0,0171 0,1900 ∆x–E3 1,2739∆˜ 0,7018∆. [«
1,79 3,06
9,24
3,68
67,43%; 4,63 G0,10H; 21,84 G0,01H
jk ímnm G2001o4; 2010o1H; jk !mn!L!n/nk !.k* /p
Conforme esperado, a depreciação cambial, assim como o aumento das importações
realizadas pelo resto do mundo, aumenta as exportações. Por sua vez, as importações
dependem, analogamente, da absorção interna e do câmbio real, similarmente a Minella e
Souza-Sobrinho (2009):
(23)
­
¬
¬
¬
∆. β¬
2 β3 ∆.E3 β ∆q – βf ∆/ [
Estimando os parâmetros do modelo (23), observa-se que a elasticidade da absorção
interna às importações é superior a 1,00, evidência comum na literatura (MINELLA;
SOUZA-SOBRINHO, 2009). Além disso, as importações também são diminuídas com uma
depreciação cambial, conforme esperado:
∆. 0,3658∆.E3 0,3493 ∆q– 1,7350∆/ [­
6,13
4,93
3,34
52,87%; 29,16 G0,00H; 15,93 G0,07H
22
jk ímnm G2001o4; 2010o1H; jk !mn!L!n/nk !.k* /p
Supondo que os gastos do governo não tenham influência e nem sejam influenciados
pela política monetária, como em Minella e Souza-Sobrinho (2009), é possível modelá-los por
um processo ARMA, com tendência determinística (). Sendo assim:
x 6,1569 0,0053 0,4710xE3 [9
2,84
3,19 2,93
93,06%; 7,35 G0,02H; 4,19 G0,38H
jk ímnm G2001o4; 2010o1H; jk !mn!L!n/nk !.k* /p
Este modelo sugere que, em equilíbrio, os gastos do governo evoluem a
aproximadamente 4% ao ano (1% ao trimestre).
3.2
Oferta agregada
3.2.1 Modelo de Solow
Similarmente a Muinhos e Alves (2003), a oferta agregada tem como componente de
longo prazo uma função de produção Cobb-Douglas com os pressupostos do modelo de
Solow, como na equação (12). Supondo que a produtividade dos fatores siga uma taxa de
crescimento constante (x), que a população economicamente ativa cresça a uma taxa
constante (®) e que o estoque de capital siga uma regra de inventário perpétuo, segue-se que:
(24)
(25)
(26)
¯u
¯
°u
°
x
®
K TKE3 Seguindo Klenow e Rodríguez-Claire (1997), o estoque inicial de capital foi modelado
supondo-se que, naquele instante, a economia estava em equilíbrio. Portanto:
(27)
;
K2 ²Ž³Ž9
±z
Com os resultados de (24) a (27) é possível especificar completamente o modelo de
oferta. Definindo-se o nível de atividade (´ ) como um indicador geral que meça a utilização
da capacidade disponível de pessoas e capital, tem-se que:
(28)
´ r w 1 3Ew
De tal forma que, por (28) e (12):
(29)
´ K w 3Ew
µ r K e
Considerando capital e trabalho ajustados para seus níveis de utilização (K
¶· 1 ) e dividindo ambos os lados da equação por ¶·, vem que:
23
(30)
z%
¸·%
µ w
y
¹º V · W ‰·w
¸
Por (24) e (30) segue-se que:
(31)
ln¹º p®2 x vp®I‰· J
Estimando (31) para o período de 1985 até 2009 segue-se que:
ln¹º 3,0729 0,0050 0,3089p®I‰· J[¼
4,46 3,42
87,27%; 6,31 G0,04H; 20,16 G0,00H
jk ímnm G1985; 2009H; jk !mn!L!n/nk /®+/p
Portanto, para o período analisado, a produtividade total dos fatores (PTF) cresceu a
uma taxa média de 0,50% ao ano. Porém, devido à sua consistente queda durante a década de
80 (FILHO, 2001), esse valor provavelmente subestima o atual crescimento. De fato, de 1999
a 2008 a PTF cresceu em média a, aproximadamente, 0,74% ao ano.
A participação do capital na renda encontra-se um pouco abaixo de outras estimativas,
como a de Muinhos e Alves (2003). Porém, como discutido em Gollin (2002), os dados de
trabalhadores autônomos e de pequenos empreendedores enviesa as estimativas gerais sobre a
participação do trabalho no produto. Considerando que o rendimento misto bruto seja, na sua
maior parte, fruto dos rendimentos do trabalho, as Contas Nacionais do IBGE de 2006
mostram que a participação do trabalho na renda é de aproximadamente 58,90%, enquanto a
do capital 41,1%. Um teste de Wald sobre o modelo estimado mostra que a hipótese nula de
que a fração do capital é 40% apresenta um nível descritivo de 46,57%. Já a hipótese nula de
que ela seria 50% apresenta um nível descritivo de 12,60%. Portanto, não é possível rejeitar a
hipótese de que a fração do trabalho na renda seja de 50%, nem de 40%, a níveis de
significância usuais. Porém, a adoção de níveis maiores para essa participação (como 60%) é
rejeitada pelo modelo (particularmente, a hipótese de que ela seja igual a 60% apresenta nível
descritivo de 1,98%). Além disso, participações tão altas do capital na renda são raras mesmo
entre estimativas com viés (GOLLIN, 2002). Como Gollin (2002) discute, somente oito países
apresentaram frações do capital superiores a 60% numa amostra de 94, antes da correção
proposta no seu estudo.
3.2.2 Curva de Phillips
Sendo o hiato do produto ( ) a proporção do nível de oferta observada (½ ) em
relação àquela que não acelera a inflação (s ), cuja utilização de recursos é denotada por
24
´ ¾— , é possível modelá-lo a partir da razão entre a capacidade utilizada efetiva e aquela não
aceleracionista, por meio da seguinte identidade (AREOSA, 2008):
(32)
¯ 7Á y † ° <†
% %
%
%
z%À ¯ %7ÁÛ
7ÁÛ
y † ° <†
z¿
%
%
%
%
7Á
Como já discutido, neste modelo, o ciclo econômico será representado pelo hiato do
produto (supondo que o nível de utilização de recursos que não acelera a inflação é constante,
o hiato do produto é diretamente proporcional à capacidade utilizada) e o repasse cambial é
linear e defasado em quatro trimestres (∆ª ), como em Schwartzman (2006). A inércia é
representada pela inflação defasada em um período; as expectativas são representadas pela
8
); os
diferença entre o seu valor defasado em um período e a meta de inflação vigente (,Žª
choques de oferta são representados pelo custo unitário do trabalho (+pL ).
(33)
-2Ä -3Ä 1 -Ä ∆´E3 -fÄ I1,3 1,3 J -ªÄ ∆ª ˜E3 -ÅÄ ∆+pLE [Ä
Estimando o modelo apresentado em (33) surge um resultado similar a Correa e
Minella (2006), de um impacto de 0,75 pontos percentuais para cada ponto percentual de
aumento nas expectativas de inflação:
œ
8
2,6524 0,4929E3 0,8490∆´E3 0,7503IE3,Žf
E3,Žf
J 2,9482∆4 ˜E3 4,48
4,85
2,3500∆+pLE [Ä
2,02
3,28
3,74
1,72
86,58%; 7,77 G0,02H; 31,94 G0,04H
jk ímnm G2000o2; 2010o1H; jk !mn!L!n/nk !.k* /p
A modelagem de expectativas de inflação foi feita utilizando as mesmas variáveis que
afetam a inflação. O modelo final estimado foi:
œ
Žª,
2,9277 0,3919E3 14,2333∆˜ 1,6804∆´E3 [ľ
10,25 9,13
4,99
6,06
70,16%; 7,89 G0,02H; 14,68 G0,10H
jk ímnm G1999o4; 2010o1H; jk !mn!L!n/nk !.k* /p
Vale notar que, neste modelo, a expectativa de inflação não depende da inflação
contemporânea, mas somente da defasada. Portanto, a expectativa de inflação é variável
exógena no modelo (33).
3.2.3 Custo unitário do trabalho
O custo unitário do trabalho (+pL) reflete a diferença entre o salário que é recebido
pelos trabalhadores (Æ ), com os impostos que sobre esse rendimento incidem (Ç), e o produto
25
marginal do trabalho. Portanto, seguindo Minella e Souza-Sobrinho (2009), ele segue a
seguinte dinâmica (Æ 1 Ç, e em logaritmo natural):
(34)
+pL Æ 1 Ç Por sua vez, os salários reais dependem da maximização de lucro da firma típica desta
economia, que remunera o trabalho a Æ (sobre o qual incide um percentual Ç de custos e
impostos) e o capital a ‰. A partir de (12):
(35)
3Ew
K w I1 J
Æ 1 Ç ‰ K
Escolhendo o nível de trabalho que maximiza lucro e supondo ausência de relação
entre os salários e o nível de emprego, obtém-se que o salário é igual ao produto marginal do
trabalho (j
x¶):
(36)
1 ÇÆ j
x¶
Porém, é necessário encontrar a velocidade de convergência dos salários ao produto
marginal e o valor dos impostos sobre o trabalho. De acordo com Pastore (1995), os encargos
trabalhistas sobre o rendimento dos trabalhadores são de aproximadamente 102%. Estimando
a equação (37) utilizando essa informação vem que:
Æ 1 Ç 0,7676ÆE3 1 Ç 0,2324j
x¶E3 [È
5,26
5,26
61,05%; 27,95 G0,00H; 26,67 G0,00H
jk ímnm G2001o4; 2010o1H; jk !mn!L!n/nk !.k* /p
De acordo com este modelo, o ajuste do nível de salários à produtividade marginal do
trabalho demora somente um período.
3.3
Taxa de câmbio
Supondo perfeita mobilidade de capitais, vale a paridade descoberta de juros. Com a
paridade descoberta de juros é possível criar uma estrutura de determinação do câmbio
nominal ( ) de forma a, pela derivação do câmbio real (a partir das inflações interna e
externa), mensurar o impacto desse componente na economia. Neste modelo, como esperado,
um aumento do risco (€ ) ou da taxa de juros externa (! ) gera uma fuga de capitais que
deprecia o câmbio nominal ( ). A paridade dos retornos em moeda doméstica e estrangeira é
dada por:
(37)
! ! œ%%É<Œ Eœ%
œ%
€
Rearranjando o modelo para determinar o câmbio à vista:
(38)
I3Ž( Ê%E( E„ J
œ %É<Œ
%
%
%
26
Adotando como medida para o risco-país o EMBI ( ), é necessário ajustar a sua
unidade àquela das outras variáveis do modelo. Dessa forma, deve ser estimada uma função
afim (e, portanto, monotônica) do logaritmo natural do EMBI que mensure o seu impacto no
câmbio:
(39)
€ T3 T2 
Portanto, por (37) e (39):
(40)
! ! œ%%É<Œ Eœ%
œ%
T3 T2 
Estimando o modelo apresentado em (40) vem que:
1 ! 0,0910 0,0595 [œ
Ž3 1 ! 7,86 1,92
1,06%; 60,88 G0,00H; 69,88 G0,00H
jk ímnm G2000
6; 2010
3H; jk !mn!L!n/nk .k®*/p
Para simular o modelo, foi considerado que todo aumento ou diminuição do spread
entre as taxas de juros internas e externas, ajustados pelo coeficiente de risco, será
inteiramente repassado ao câmbio efetivo. A variação da expectativa cambial, como em
Perdomo (2008), será considerada um ruído branco com média zero. Portanto, a esperança da
variação da expectativa cambial tem média nula.
Sabendo que a relação entre a taxa nominal e a taxa real de câmbio depende do nível
de preços interno (j ) e externo (j ), vale a seguinte relação:
(41)
˜ œ% Ë%
Ë% Portanto, é possível modelar a evolução do câmbio real utilizando os dados de inflação
interna ( ) e externa ( ) pela seguinte fórmula:
(42)
3.4
—%u
—%
œu
œ% %
Política monetária
O Banco Central segue uma regra de Taylor para atingir o pleno emprego e manter as
8
¾
expectativas de inflação (,Žª
) ao redor da meta para o próximo ano (,Žª
), dando
diferentes pesos para cada um desses componentes. A partir do modelo apresentado em
Minella e Souza-Sobrinho (2009), acrescentando o componente de capacidade utilizada para o
ciclo econômico, tem-se que:
27
(43)
β3–
E3
β–
E
¾
J [D
β–Å I,Žª
β–f
Ef
¾
8
β–ª ∆´ β–Å I,Žª
,Žª
J 1 β–ª Estimando o modelo de (43) vem que:
k
1,2325 1 0,2363 3 0,7319∆´ 0,1516Ik,4 ,4 J0,1165I,4 J [
8,08
1,78
9,13
2,63
99,23%; 12,67 G0,00H; 84,89 G0,00H
jk ímnm G2000
6; 2010
3H; jk !mn!L!n/nk .k®*/p
Pode-se observar que, apesar da estacionaridade do modelo, os coeficientes da taxa de
juros defasada indicam uma lenta velocidade de convergência da taxa de juros à sua média,
suavizando a reação da autoridade monetária a movimentos de produto, preços e expectativas.
3.5
Resto do mundo
O resto do mundo foi considerado exógeno ao sistema, como em Minella e Souza-
Sobrinho (2009). O risco-país (representado pelo EMBI) segue um processo auto-regressivo
de primeira ordem com tendência determinística ():
 0,4973 0,0013 0,9293 1 [
2,12
1,99
28,05
95,55%; 38,62 G0,00H; 17,83 G0,00H
jk ímnm G2000
7; 2010
3H; jk !mn!L!n/nk .k®*/p
Esse resultado indica uma tendência de redução do EMBI durante o período
apresentado, além de uma alta dependência dos dados, conforme esperado. As importações
mundiais foram modeladas por um processo auto-regressivo, também com tendência
determinística ():
. 6,0565 0,0116 0,5472. 2 [.
3,07
2,69
3,68
86,86%; 60,05 G0,00H; 16,11 G0,01H
jk ímnm G2001o1; 2010o1H; jk !mn!L!n/nk !.k* /p
A última regressão mostra claramente que as importações mundiais apresentaram
crescimento no período analisado, conforme esperado. Já a inflação mundial (representada
pela variação do índice de preços ao consumidor norte-americano) foi modelada por um
processo auto-regressivo de primeira ordem:
0,1281 0,5355 1 [ 5,30
8,23
29,10%; 94,62 G0,00H; 28,76 G0,00H
jk ímnm G1980
3; 2010
8H; jk !mn!L!n/nk .k®*/p
28
Por fim, a taxa de juros externa segue, na sua primeira diferença, um processo autoregressivo de quinta ordem, conforme a estimação abaixo:
∆! 0,6738 ∆! 1 0,1436∆! 5 [!1
12,31
2,01
51,57%; 308,04 G0,00H; 7,51 G0,19H
jk ímnm G2000
12; 2010
3H; jk !mn!L!n/nk .k®*/p
3.6
Crédito
3.6.1 Oferta e demanda
O principal problema na estimação de equações simultâneas de oferta e demanda é a
endogeneidade. Diante dela, a utilização de mínimos quadrados ordinários gera coeficientes
não só com viés como inconsistentes (HAMILTON, 1994). Porém, como o interesse deste
trabalho não é estudar o comportamento individual da oferta e da demanda de crédito, mas a
relação entre o equilíbrio desse mercado e um conjunto de variáveis exógenas relacionadas
com a atividade, a inflação e a política monetária, é possível utilizar mínimos quadrados
ordinários.
O crédito será dividido em dois grupos: para consumidores (pessoas físicas) e
investimento (pessoas jurídicas). Todas as modalidades de crédito com recursos livres foram
utilizadas nesse cálculo, pois mesmo aquele não direcionado para aquisição de bens duráveis
(como desconto de duplicatas) impacta positivamente o investimento, na medida em que,
servindo de fonte de capital de giro para as empresas (aliviando suas restrições
orçamentárias), libera recursos próprios, que podem ser usados para investimentos e
expansão.
Neste modelo, os bancos captam uma fração (*) de seus recursos internamente e o
restante (1 *) no exterior, seguindo as evidências apresentadas por Carneiro, Salles e Wu
(2006) de que o câmbio é variável relevante na determinação da oferta de crédito. Na
captação externa é feito o hedge da taxa de câmbio ( ), utilizando o contrato futuro de
câmbio para doze meses (Ž3 ), a custo de transação nulo. A receita bancária é dada pelas
taxas de juro reais esperadas para pessoas físicas e jurídicas (! e ! , respectivamente),
"
subtraídas das taxas de inadimplência observadas (Ì e Ì para pessoas físicas e jurídicas,
"
respectivamente). A taxa de juros que onera os recursos da captação externa (com prazo de
um ano) é ! , cuja proxy será a taxa real dos Fed Funds, e aquela que onera a captação interna
(com prazo de um ano) é a taxa básica real de juros da economia,
.
Toda concessão de
29
crédito interna tem um custo operacional, L, incorrido a cada unidade monetária de
empréstimo realizado. O total captado, ) , é dividido entre pessoas físicas () ) e jurídicas
"
() ). Nesses moldes, a função de lucro dos bancos é dada por:
(44)
Í ) I! Ì J ) I! Ì J ) * 1 * V
"
"
"
œ%%É<Œ
œ%
W 1 ! ‚ L)
O modelo também supõe independência entre as modalidades de crédito (o aumento
do crédito para pessoas físicas não afeta a disponibilidade do crédito para pessoas jurídicas) e
ausência de impostos (apesar de que alguns tipos de imposto poderiam ser somados ao
componente do custo operacional). As variáveis de escolha para os bancos () I! J,
",±
) I! J) são modeladas de acordo com as seguintes funções:
,±
,±
(45)
(46)
) I! J )
VÌ ; ;
,±
,±
,± ",±
",±
",± ) I! J )
œ%%É<Œ
VÌ ; ;
"
œ%
1 ! ; LW
œ%%É<Œ
œ%
",±
1 ! ; LW
Supondo que a relação entre essas variáveis – das equações (45) e (46) – seja linear,
segue-se que (em logaritmo):
(47)
(48)
3
ª
f
) -$,,±
-$,,±
! -$,,±
Ì -$,,±
,±
)
",±
,±
Å
-$,,±
3
f
ª
-$,",±
-$,",±
! -$,",±
Ì -$,",±
",±
"
œ%%É<Œ
Å
-$,",±
œ%
Î
1 ! -$,,±
L
œ%%É<Œ
œ%
Î
1 ! -$,",±
L
Como a produtividade marginal do capital é igual ou maior do que o seu custo
marginal, a demanda por crédito das pessoas jurídicas é basicamente determinada pelo nível
de utilização dos fatores de produção (das taxas de emprego e capacidade instalada). Se há
oportunidades de investimento, elas são acentuadas quando a capacidade está quase
totalmente utilizada para a produção, porque, nessa situação, a demanda agregada dá sinais ao
mercado de que há absorção para a produção adicional que o investimento possibilitaria.
Afinal, além de a produtividade marginal do capital depender positivamente da utilização dos
fatores (pois ela é diretamente proporcional ao nível de produto, de acordo com o modelo
adotado), a expansão da capacidade produtiva gera lucro num prazo mais curto quando a
demanda por essa capacidade maior se faz patente, e, portanto, quando a capacidade existente
tem dificuldade em atender o crescimento da demanda dos consumidores. Em outras palavras,
tudo o mais constante, a taxa interna de retorno dos investimentos aumenta conforme a
ociosidade diminui (o modelo de investimento resolvido na demanda agregada não contempla
este fato). Assim, a demanda por crédito das empresas é função do nível de atividade:
(49)
) I! J )
,
,
, ´ 30
Como demonstrado em (6), (7) e (8), a demanda por crédito das pessoas físicas é
função, basicamente, das preferências e da razão entre a taxa de juros dos empréstimos e o
spread bancário. Como as variáveis associadas a preferências não são diretamente
observáveis, elas não serão incorporadas ao modelo (consideradas exógenas e constantes ao
longo do tempo).
Havendo alterações na restrição orçamentária ou na oferta de crédito dos bancos, o
consumidor reagirá de forma a sempre ajustar o volume de crédito respeitando o resultado (8).
Portanto, a demanda por crédito dos consumidores é uma função dada por:
(50)
) I! J )
",
",
", U
&,Ê
(%
&,Ê
D% E(%
X
Porém, a solução de (50) impõe uma não-linearidade ao comportamento da taxa de
juros que impede a estimação do modelo por mínimos quadrados ordinários (a solução do
modelo completo depende da função W de Lambert). Por razões discutidas na seção 3.6.3,
não comprometerá a estimação do modelo considerar essa elasticidade constante. Novamente
supondo que a relação entre essas variáveis – modelos (49) e (50) – seja linear nos logaritmos,
vem que:
(51)
(52)
)
,
)
",
3
f
-$,,
-$,,
! -$,",±
´
,
3
-$,",
-$,",
!
",
3.6.2 Equilíbrio e estimações
Para determinar o equilíbrio nos mercados de crédito, é necessário supor a igualdade
entre as quantidades ofertadas e demandadas, assim como entre as taxas cobradas e pagas.
Portanto, de acordo com (47) e (51), o equilíbrio do mercado de crédito de pessoa jurídica
,
()
) e !
,±
(53)
,
! ) é dado por:
,±
! <
<
Ð
Vš@,,Ï
Eš@,,Ê
Žš@,,Ï
ÑW
Œ
ΠW
Vš@,,Ê
Eš@,,Ï
! (54)
…
š@,&,Ï
Œ
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Eš@,,Ï
) …
š@,,Ï
Œ
ΠW
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Eš@,,Ï
´
Ì Œ
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<
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<
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Ð
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Eš@,,Ê
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Žš@,,Ï
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Ñ
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Œ
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Œ
ΠW
Vš@,,Ê
Eš@,,Ï
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Œ
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Eš@,,Ï
1 ! …
Œ
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š@,,Ï
Ò
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Œ
ΠW
Vš@,,Ê
Eš@,,Ï
…
Œ
š@,,Ï
š@,,Ê
Œ
ΠW
Vš@,,Ê
Eš@,,Ï
´
Ó
š@,,Ï
Œ
ΠW
Vš@,,Ê
Eš@,,Ï
Ì œ%%É<Œ
œ%
Ò
Œ
š@,,Ï
š@,,Ê
Œ
ΠW
Vš@,,Ê
Eš@,,Ï
1 31
",
Já para o mercado de crédito de pessoa física ()
(52), segue-se que:
(55)
! "
<
<
Ð
š@,&,Ï
Eš@,&,Ê
Žš@,&,Ï
Ñ
Œ
Œ
Vš@,&,Ê
Eš@,&,Ï
W
(56)
) "
…
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Œ
Œ
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W
Ì "
Ò
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Œ
Œ
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Eš@,&,Ï
W
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<
Œ
<
Œ
Ð
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š@,&,Ï
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Ñ
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Ó
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š@,&,Ï
Œ
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W
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)
Œ
Œ
Vš@,&,Ê
Eš@,&,Ï
W
1 ! ",±
Œ
…
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š@,&,Ï
e !
",
Ó
š@,&,Ï
! ), por (48) e
",±
Œ
Œ
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W
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Œ
Vš@,&,Ê
Eš@,&,Ï
W
Ì "
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Œ
Ò
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š@,&,Ï
1 ! Œ
Œ
Vš@,&,Ê
Eš@,&,Ï
W
O custo fixo mensal de novas concessões (L) será considerado constante. Assim, a
forma reduzida da estimação de (53), (54), (55) e (56) é, respectivamente:
(57)
(58)
(59)
(60)
! -3 - Ì -f ,3
,3 ,3
) -3 - Ì -f ,
, ,
"
",3
",3 "
",3
! -3 - Ì -f -ª %É<Œ
,3 œ%
œ%
-ª Õ,
Õ,
Õ,
Õ
θՖ β3 βÕ,
µ– βf r– βª %É<Œ
, œ%
œ%
-ª £žÉ<Œ
ž
,
,$
1 ! -Å ´ [
%É<Œ
",3 œ%
œ%
£ž
,3
,(
1 ! -Å ´ [
1 ! [",(
1 i – [",$
Estimando os quatro modelos para o crédito, observa-se que todos os resultados foram
significantes e os sinais tiveram os valores esperados. Somente a inadimplência dos
empréstimos para pessoas físicas não foi significante. Provavelmente esse resultado se deve a
uma dificuldade de mensuração dessa variável. A taxa de inadimplência divulgada pelo Banco
Central representa o saldo total de operações em atraso a partir de um determinado período
dividido pelo saldo total de crédito, que não é a forma mais adequada para mensuração dos
níveis de inadimplência (ANNIBAL, 2009). A melhor medida para essa variável é o número
de operações atualmente em atraso (ANNIBAL, 2009), porém, esses dados não são
publicamente disponíveis. Em conformidade com a apresentação dos modelos, todas as
variáveis foram inseridas em logaritmo natural.
Para a taxa de juros de pessoas jurídicas:
! 25,5405 0,3691Ì 0,2659
6,07 5,99
7,03
Ž3
0,1421 1 ! 6,1921´ [,(
4,37 6,68
52,35%; 188,45 G0,00H; 44,88 G0,00H
jk ímnm G2000
7; 2010
3H; jk !mn!L!n/nk .k®*/p
Para o volume de novas concessões de pessoas jurídicas:
32
) 0,2009Ì 0,1003
5,39
3,88
Ž3
0,0969 1 ! 3,0336 ´ [,$
4,52
208,06
87,36%; 7,25 G0,03H; 41,66 G0,00H
jk ímnm G2000
7; 2010
3H; jk !mn!L!n/nk .k®*/p
Para a taxa de juros de pessoas físicas:
"
! 3,1228 0,2748
45,03 6,31
Ž3
0,1750 1 ! [",(
5,38
80,93%; 40,25 G0,00H; 12,66 G0,03H
jk ímnm G2000
6; 2010
3H; jk !mn!L!n/nk .k®*/p
Para o volume de novas concessões de pessoas físicas:
"
) 12,9522 0,1688
122,51 2,51
Ž3
0,1893 1 ! [",$
3,92 56,16%; 40,93 G0,00H; 13,14 G0,02H
jk ímnm G2000
6; 2010
3H; jk !mn!L!n/nk .k®*/p
Em todos os modelos é importante destacar a inequívoca significância do custo de
captação de recursos no exterior.
3.6.3 Elasticidade-preço da demanda por crédito para consumo
Como mostra a relação (8), a elasticidade-preço da demanda por crédito para consumo
é dada por uma razão entre a taxa de juros cobrada dos empréstimos e o spread bancário.
Conforme é possível perceber na Figura 01, ela é relativamente estável e tem oscilado em
torno de -1,23, com uma tendência acentuada de baixa desde junho de 2005. Com o
consumidor menos elástico a crédito, diminui a eficácia da política monetária, e, por
conseqüência, oscilações na taxa básica de juros tendem a causar impacto menor na atividade,
e, como resultado, nos preços.
Utilizando como instrumentos para a estimação da demanda por crédito as variáveis da
equação (48), com mínimos quadrados em dois estágios obtém-se o seguinte resultado:
)
",
17,6828 1,1124 !", [",,(
14,90 11,60
77,79%; 1,33 G0,51H; 0,88 G0,64H
jk ímnm G2000
8; 2010
3H; jk !mn!L!n/nk .k®*/p
Pelo teste de Wald, não é possível rejeitar, a um nível descritivo de 22,26%, a hipótese
nula de que o coeficiente da elasticidade-preço é igual a -1,23.
33
Elasticidade-preço da demanda por crédito de pessoas
físicas
-1,10
-1,15
-1,20
-1,25
-1,30
-1,35
dez-09
jun-09
dez-08
jun-08
dez-07
jun-07
dez-06
jun-06
dez-05
jun-05
dez-04
jun-04
dez-03
jun-03
dez-02
jun-02
dez-01
jun-01
dez-00
jun-00
-1,40
Figura 01 – Elasticidade teórica da demanda por crédito de pessoas físicas.
Esse resultado fortalece a teoria desenvolvida sobre a elasticidade da demanda por
crédito. Além disso, ele mostra que a suposição de que essa elasticidade permaneceu
constante durante o período analisado não distorce os resultados básicos do modelo. Afinal,
pelas estimativas da regressão desta seção, não foi possível rejeitar a hipótese de que a
elasticidade-preço da demanda apresentou o valor teórico esperado.
34
4
Resultados
4.1
Simulações
Uma vez identificados os canais por meio dos quais a taxa básica de juros ( ) é capaz
de afetar a economia (neste caso câmbio, crédito, custo de capital e riqueza), cada um deles
passa a receber uma taxa de juros diferente ( ), seguindo a mesma fórmula da regra de
Taylor. Para se identificar o papel isolado de um canal de transmissão nos choques agregados,
deve-se efetuar o choque somente na taxa de juros
referente ao canal que se deseja
identificar (os outros permanecem com a dinâmica normal, sem choque). Basicamente, a idéia
de Altissimo, Locarno e Siviero (2002) é que cada um dos canais de transmissão da política
possa ser influenciado por uma taxa de juros diferente dos outros. Assim, serão obtidos níveis
de produto e preços para os próximos períodos em diversos cenários. O crescimento obtido
em cada cenário comparado com a situação em que não é feito choque algum permite que se
chegue à contribuição ao crescimento de cada mecanismo nas variáveis de interesse. A análise
efetuada se restringe às contribuições na taxa de crescimento do PIB e na variação do IPCA, a
partir de um choque positivo de um ponto percentual na taxa Selic nominal em abril de 2010.
Conforme esperado, tanto produto como preços indicam tendência de queda neste
cenário, conforme indicam as figuras 02 a 05.
Impacto do choque na taxa de crescimento do produto
1,50%
1,00%
0,50%
0,00%
-0,50%
-1,00%
-1,50%
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24
Figura 02 – Impacto do aumento na taxa de juros no produto interno. Resultado dos
primeiros vinte e quatro trimestres após o choque.
35
Na figura 02 é possível perceber que o impacto da política monetária no produto é
significante durante os doze primeiros trimestres (com convergência a zero perceptível já a
partir do décimo), estabilizando posteriormente. Assim, conforme mostra o gráfico dos
impactos acumulados (figura 03), obtém-se um período recessivo inicial, amenizado
posteriormente pela desaceleração do movimento de alta na taxa de juros, como resultado da
dinâmica da regra de Taylor. Como mostra a figura 03, o choque é predominantemente
negativo. Estendendo a simulação até mais de sessenta trimestres é possível verificar uma
lenta (mas consistente) neutralização das conseqüências do choque. De fato, a neutralização
ocorre, mas a velocidade de convergência a zero é insignificante (ela ocorreria
aproximadamente oitenta trimestres após o choque inicial). Durante o primeiro ano, como
mostra o gráfico da figura 03, um aumento de um ponto percentual na taxa Selic gera uma
depressão de aproximadamente um ponto percentual no produto após um ano, com um pico
de 1,60 pontos percentuais de queda em seis meses.
Impacto do choque na taxa de crescimento do produto
acumulado
1,00%
0,50%
0,00%
-0,50%
-1,00%
-1,50%
-2,00%
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24
Figura 03 – Impacto acumulado do aumento na taxa de juros no produto interno.
Resultado dos primeiros doze trimestres após o choque.
Na inflação observa-se um overshooting similar ao do produto (figura 04), também
derivado dos ajustes da regra de Taylor. O choque tem efeitos de maior magnitude durante os
primeiros doze trimestres. Após três anos e meio os resultados da política já não mais afetarão
significativamente o nível de preços. O resultado mostra que um aumento de um ponto
percentual na taxa nominal de juros reduz a inflação, durante os primeiros quatro a cinco
trimestres, em aproximadamente 0,77 pontos percentuais.
36
Impacto do choque na taxa de inflação
0,60%
0,40%
0,20%
0,00%
-0,20%
-0,40%
-0,60%
-0,80%
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24
Figura 04 – Impacto do aumento na taxa de juros na inflação. Resultado dos primeiros
vinte e quatro trimestres após o choque.
Com um resultado mais robusto do que aquele encontrado para o produto, o aumento
da taxa de juros certamente causa uma queda substancial no nível de preços, como mostra a
figura 05. Da mesma forma que na atividade, ocorre a reversão do movimento até que o
choque seja totalmente dissipado. Neste caso, isso só acontece após cento e trinta trimestres.
Impacto do choque na taxa de inflação acumulada
0,00%
-0,50%
-1,00%
-1,50%
-2,00%
-2,50%
-3,00%
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24
Figura 05 – Impacto acumulado do aumento na taxa de juros na inflação. Resultado dos
primeiros doze trimestres após o choque.
Observando a tabela 01 e a tabela 02 é possível perceber que a participação do câmbio
na movimentação da inflação é aproximadamente 10 pontos percentuais maior do que naquela
37
do produto. Em contrapartida, a participação do crédito é também aproximadamente 10
pontos percentuais menor nos movimentos da inflação quando comparados aos do PIB.
Conseqüentemente, pode-se concluir que enquanto o crédito é mais poderoso para alterar o
nível de atividade, o câmbio é mais poderoso para influenciar a inflação. Custo de capital e
riqueza têm participações similares quando afetam atividade ou preços.
Do primeiro ao décimo segundo trimestre é possível perceber uma relativa
estabilidade na participação dos diferentes canais de transmissão da política monetária para o
produto, com uma queda significativa somente da participação do efeito da riqueza. Essa
queda, por sua vez, gerou um aumento diluído uniformemente nos outros mecanismos.
Impacto no produto
Crédito
Custo de
capital
Riqueza
Câmbio
Primeiro trimestre (1Q)
68,89%
5,76%
15,67%
9,68%
Primeiro ano (1Q ao 4Q)
76,41%
5,48%
11,29%
6,82%
Dois primeiros anos (1Q ao 8Q)
81,58%
5,64%
7,38%
5,41%
Três primeiros anos (1Q ao 12Q)
76,62%
6,69%
10,71%
5,98%
Final do terceiro ano (12Q)
73,14%
6,50%
9,50%
10,87%
Tabela 01 – Decomposição do impacto da política monetária no produto.
Da mesma forma que na análise do produto, entre o primeiro e o décimo segundo
trimestres a participação dos diferentes mecanismos de transmissão da política monetária para
a inflação se manteve razoavelmente constante. A despeito de algumas distorções nas médias
de dois e três anos, que serão explicadas adiante, neste caso também se observa uma forte
estabilidade na participação de cada um dos mecanismos de transmissão da política
monetária.
Impacto na inflação
Crédito
Custo de
capital
Riqueza
Câmbio
Segundo trimestre (2Q)
62,64%
5,22%
14,25%
17,89%
Primeiro ano (1Q ao 4Q)
61,46%
4,66%
11,88%
22,01%
Dois primeiros anos (1Q ao 8Q)
78,42%
5,63%
7,68%
8,28%
Três primeiros anos (1Q ao 12Q)
91,11%
5,64%
3,02%
0,22%
Final do terceiro ano (12Q)
60,97%
5,35%
12,65%
21,03%
Tabela 02 – Decomposição do impacto da política monetária na inflação.
38
Os dados das tabelas 01 e 02 mostram uma elevada participação do crédito como
mecanismo de política, tanto no curto como no longo prazo. No primeiro trimestre, ele
responde por aproximadamente 68,89% dos movimentos do produto e 62,64% da inflação. O
câmbio, por sua vez, mostra um papel muito mais ativo na inflação do que no produto
(22,01% de participação na inflação dos primeiros oito trimestres contra 6,82% na atividade).
O efeito riqueza, reduzindo o consumo privado, também é importante no primeiro trimestre
(15,67% no produto e 14,25% na inflação), perdendo espaço posteriormente. O custo de
capital, apesar de representar só 5,76% do choque no produto no primeiro trimestre, eleva
gradualmente sua participação ao longo do tempo.
Esse resultado contrasta com aquele obtido por Minella e Souza-Sobrinho (2009), que
encontraram uma participação mais robusta para o câmbio na atividade (14,10% no primeiro
trimestre, evoluindo para até quase 41,90% em doze trimestres, tanto para inflação como para
produto, antes da modelagem do canal de expectativas). O modelo para o crédito adotado
naquele trabalho desconsidera o papel dos volumes de empréstimo (podendo subestimar a
importância do crédito para a atividade), assim como do impacto do câmbio em preços e
quantidades de empréstimo. Omitir o volume de crédito pode superestimar o impacto do
câmbio nos modelos econômicos (já que parte do que é afetado pelo volume de empréstimos
será contabilizado no impacto cambial), assim como omitir a relação entre o câmbio e o
crédito (tanto em preços como quantidades) pode enviesar a influência da política monetária
no crédito, e, conseqüentemente, na atividade. A relação entre o câmbio e o empréstimo já
havia sido identificada em Carneiro, Salles e Wu (2006), consistentemente com os resultados
aqui obtidos.
A análise dos impactos médios pode conter viés. Nos gráficos das figuras 06 e 07 é
possível perceber que, ao choque inicial, é seguido um período de ajustamento, em que os
movimentos recessivos são parcialmente revertidos. Ou seja, o modelo apresenta um
overshooting para o impacto dos juros na atividade e nos preços. Durante esse processo de
amenização do choque inicial, alguns canais de transmissão podem levar atividade e preços
para direções opostas, distorcendo os resultados médios. Isso acontece porque alguns modelos
são mais sensíveis à variação da taxa básica (como o câmbio) do que à velocidade dessa
variação (como o consumo e o investimento, cujos crescimentos dependem também da
aceleração do crédito, e não só da sua velocidade). Como pode haver um aumento da taxa
básica com redução da velocidade de ajuste, diferentes canais de transmissão da política
monetária podem responder de forma diferente aos desdobramentos do choque inicial:
enquanto um expande a atividade, o outro a contrai.
39
Decomposição trimestral do choque no produto
1,50%
1,00%
0,50%
Câmbio
0,00%
Riqueza
Custo de Capital
-0,50%
Crédito
-1,00%
-1,50%
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
Figura 06 – Decomposição do impacto trimestral dos juros no produto.
Mantendo a análise anterior, o crédito é a variável mais importante para explicar
movimentos da política monetária no produto. Por outro lado, a figura 07 permite observar
que, do sétimo ao décimo trimestre após o choque, apesar de crédito, custo de capital e
riqueza pressionarem por um aumento de preços, em consonância com a diminuição da
velocidade dos movimentos da regra de Taylor, o câmbio permanece tentando reduzir a
inflação (e, portanto, com uma contribuição negativa no todo). Como discutido, isso ocorre
porque o câmbio responde a aumentos de juros, enquanto crédito, riqueza e custo de capital
respondem também a acelerações ou desacelerações do processo de ajuste da taxa básica.
Vale notar que esse fenômeno em que diferentes canais de transmissão da política monetária
afetam atividade e preços em sentidos diferentes vem acompanhado de uma clara redução da
velocidade de alta dos juros (quando ele aconteceu o câmbio se movimentou menos, como é
possível ver na figura 07). Assim, a média da contribuição do câmbio na inflação diante de
um choque de política, durante os 12 primeiros trimestres, tenderá a subestimar sua real
participação, devido à existência de valores negativos pontuais.
40
Decomposição trimestral do choque na inflação
0,60%
0,40%
0,20%
Câmbio
0,00%
Riqueza
-0,20%
Custo de Capital
-0,40%
Crédito
-0,60%
-0,80%
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
Figura 07 – Decomposição do impacto trimestral dos juros na inflação.
4.2
PTF e a Taxa de Juros de Equilíbrio
Excetuando-se os momentos em que diferentes canais de transmissão da política
monetária impactam atividade e produto com sinais opostos, variações na taxa de crescimento
da PTF (considerada 0,50% ao ano nas simulações) não representam mudança significativa na
relativa participação dos mecanismos. Por outro lado, ela impacta na taxa de juros capaz de
manter a atividade equilibrada, ou seja, na taxa de juros natural da economia, como mostra a
tabela 03.
Crescimento Anual da
PTF
0,50%
0,70%
0,90%
1,10%
1,30%
1,50%
1,70%
1,90%
2,10%
Taxa de Juros Real de
Equilíbrio (ao ano)
8,75%
7,75%
7,00%
6,00%
5,25%
4,50%
3,60%
2,70%
1,60%
Tabela 03 – Relação entre a produtividade total dos fatores e a taxa real de juros de
equilíbrio.
Quanto maior a taxa de crescimento da PTF, maior a taxa de crescimento da oferta
agregada. Sendo assim, é necessária uma taxa de juros menor para que a demanda agregada a
41
acompanhe, de forma que o nível de atividade não fique muito aquém do desejado. Como a
atividade foi incorporada na regra de Taylor, diante de um aumento da produtividade total dos
fatores, o Banco Central deve diminuir a taxa básica de juros (já que esse aumento tende a
aumentar a capacidade de produção disponível, e, portanto, diminuir o nível de utilização dos
fatores), de forma a estabilizar a capacidade utilizada das empresas.
Pode-se perceber uma relação direta (e aproximadamente linear) entre essas duas
variáveis. Aproximadamente, um aumento de um ponto percentual na taxa de crescimento da
PTF é acompanhado de uma redução de 4,30 pontos percentuais na taxa de juros real de
equilíbrio. Evidentemente, como as estimativas são todas baseadas no passado, os parâmetros
dos modelos podem sofrer alteração diante de choques de um ponto percentual na taxa de
crescimento da produtividade, de forma que a taxa de juros de equilíbrio associada a um
crescimento da produtividade de 2,10% pode ainda ser significativamente diferente de 1,60%.
Esta observação está alinhada com a literatura sobre crescimento econômico. De fato,
Klenow e Rodríguez-Claire (1997) e Hall e Jones (1999) já mostraram que a maior parte do
crescimento econômico mundial ocorre devido a aumento da produtividade total dos fatores, e
não à acumulação de capital. Nesse sentido, portanto, o uso das taxas de juros para coordenar
a demanda agregada de forma a compatibilizá-la com o crescimento da oferta está diretamente
vinculado ao crescimento da produtividade. Da mesma forma, havendo alterações nos
parâmetros estimados, como aumento da elasticidade das importações em relação à renda ou
choques estruturais no setor externo, a taxa de juros também deverá se ajustar,
permanentemente.
Essa relação está condicionada ao equilíbrio entre a oferta e a demanda agregadas. Em
situações de depressão da demanda agregada em relação à oferta, a relação entre a taxa de
juros de equilíbrio e a produtividade se enfraquece. Nessa situação, mesmo diante de ausência
de crescimento da produtividade, deve-se reduzir a taxa nominal de juros para que os
mercados se equilibrem novamente.
4.3
Bancos Públicos e Política Monetária
Para cada ponto percentual aumentado na taxa Selic, a média de novas concessões de
recursos cai aproximadamente R$ 6,40 bilhões de reais por mês durante o primeiro ano e R$
5,63 bilhões por mês durante os primeiros cinco anos (diminuindo as novas concessões, ao
longo de cinco anos, em aproximadamente R$ 337 bilhões de reais). Portanto, o
fortalecimento dos bancos públicos pode atuar como um forte substituto para a política
42
monetária do Banco Central. Uma expansão exógena de crédito da ordem de R$ 76 bilhões de
reais durante um ano, por exemplo, equivale à redução da taxa básica em um ponto percentual
nesse período.
Variação dos Saldos de Operações de Crédito
35.000
30.000
25.000
20.000
15.000
10.000
Público
5.000
Privado
0
-5.000
jan/10
out/09
jul/09
abr/09
jan/09
out/08
jul/08
abr/08
jan/08
out/07
jul/07
abr/07
jan/07
-10.000
Figura 08 – Variação dos saldos de operações de crédito totais do sistema financeiro,
divididos em bancos públicos e privados (em milhões de reais).
Fonte: Banco Central do Brasil
E de R$ 73 bilhões de reais foi o valor da expansão da carteira de crédito realizada
pelo Banco do Brasil durante o ano de 2009 (BANCO DO BRASIL, 2010). Foram R$ 28,4
bilhões de expansão em 2007, R$ 60,3 bilhões em 2008 e R$ 73,87 bilhões em 2009
(BANCO DO BRASIL, 2010). De fato, de acordo com dados do Banco Central (conforme
mostra a figura 08), em 2009, a expansão das operações de crédito totais do setor público
ficou em R$ 142 bilhões, ao passo em que aquela do setor privado foi de somente R$ 44
bilhões (contra R$ 165 bilhões em 2008). De 2005 a 2008, o saldo de empréstimos do setor
privado aumentou R$ 476 bilhões, ao passo em que o do setor público R$ 253 bilhões
(aproximadamente 53% do movimento privado). Caso essa tendência (de que as novas
concessões públicas equivalem a 53% das privadas) fosse mantida, como houve expansão de
R$ 44 bilhões nos saldos de operações de crédito do setor privado em 2009, haveria uma
expansão de crédito no setor público de somente R$ 23 bilhões. Porém, a observada foi de R$
142 bilhões. Sendo assim, R$ 119 bilhões foram injetados exogenamente na economia
durante 2009, o que teria sido alcançado com uma redução na taxa básica de juros da
economia de 1,55 pontos percentuais em relação àquela que prevaleceu em 2009. Porém, a
43
redução de 1,55 pontos percentuais na taxa básica acionaria outros mecanismos da política
monetária além do crédito, e, portanto, teria impactos aumentados em relação a essa expansão
dos empréstimos. Controlando para os outros efeitos, segundo o modelo, esse avanço dos
bancos públicos elevou o crescimento do PIB em aproximadamente 1,18 pontos percentuais e
uma expansão da inflação em 0,73 pontos percentuais ao ano.
De acordo com a Circular 3.360 (12 set. 2007), para cada real emprestado os bancos
devem manter, pelo menos, onze centavos em seu patrimônio líquido. Com a capitalização de
aproximadamente R$ 9,76 bilhões que o Banco do Brasil fez em maio de 2010 (BANCO DO
BRASIL, 2010), portanto, ele alavancou sua capacidade de empréstimo em aproximadamente
R$ 88,73 bilhões. Na Caixa Econômica Federal e no BNDES (Banco Nacional de
Desenvolvimento Econômico e Social), de acordo com o decreto não numerado de 26 de
agosto de 2010, a capitalização foi de aproximadamente R$ 2,38 bilhões para a Caixa e R$
4,50 bilhões para o BNDES. Sendo assim, só em 2010, os bancos públicos aumentaram sua
capacidade de empréstimo em aproximadamente R$ 151,27 bilhões, o que teria sido obtido
com uma queda na taxa básica em dois pontos percentuais. Porém, uma queda de dois pontos
na taxa básica influenciaria também os outros mecanismos de transmissão da política
monetária, e, portanto, surtiria efeitos maiores do que essa expansão do volume de crédito.
Para obter os mesmos resultados em produto e preços, o movimento corresponde a
aproximadamente uma redução em 1,50 pontos percentuais na taxa básica. Ou seja, esse
movimento sozinho pode, num horizonte de doze meses, gerar um aumento 1,50 pontos
percentuais na taxa de crescimento do PIB e 0,93 pontos percentuais de aumento no IPCA.
É possível perceber como a capacidade da autoridade monetária em usar a taxa de
juros para controlar preços e atividade pode facilmente ser comprometida diante de expansões
vigorosas na capacidade de empréstimo dos bancos públicos.
44
5
Conclusão
Grande parte da transmissão da política monetária no Brasil se dá pelo canal creditício.
Somando-se a isso, com a recente e acelerada disseminação de crédito na economia brasileira
(BANCO CENTRAL, 2010), expandindo o nível de endividamento das famílias e os volumes
negociados, é de se esperar que haja uma mudança estrutural na dinâmica da política
monetária. Uma maior penetração do crédito deve significar uma maior penetração da política
monetária, e, como conseqüência, uma maior sensibilidade da economia a mudanças na taxa
de juros.
Por outro lado, a penetração do crédito associada à existência de bancos públicos
relevantes pode significar também um movimento de substituição da política monetária (do
Banco Central) por política de crédito promovida pelo setor fiscal. Bancos controlados pelo
governo podem forjar os canais de transmissão da política monetária e realizar,
artificialmente, a expansão dos agregados monetários, impactando inflação e produto. Essa
atitude poderia dificultar o trabalho do Banco Central para conter pressões inflacionárias,
quando a economia estiver aquecida, ou reforçar movimentos anticíclicos, no caso oposto.
Além disso, percebe-se uma relação estreita entre o comportamento das taxas de juros
reais de equilíbrio e o crescimento da produtividade total dos fatores. Portanto, para reduzir as
taxas de juro reais no Brasil é necessário investir no crescimento da produtividade do país,
melhorando as alocações de recursos, investindo em capital humano e tecnologias que
auxiliem o processo de obter mais produto com os mesmos insumos.
Possíveis extensões deste trabalho poderiam aprimorar as modelagens referentes ao
setor externo, considerando os efeitos do balanço de pagamentos no câmbio e no risco. Além
disso, pode ser introduzida uma modelagem de expectativas, como em Minella e SouzaSobrinho (2009). Outra melhora importante poderia ser feita na estruturação dos modelos de
crédito. No estudo da sua oferta, poderiam ser incluídos mecanismos adicionais de política
monetária e fiscal (como alíquotas de compulsório e impostos), restrições de recursos
(modelando também os volumes de captação de recursos pelos bancos e o impacto do nível de
depósitos no volume de empréstimos), dinâmica de saldos e custos de transação. No estudo da
sua demanda, poderia ser melhorada a especificação da demanda por crédito das pessoas
físicas (com mais variáveis capazes de influenciar seu comportamento), ser separado o
volume de crédito rotativo e não-rotativo e ser modelada a amortização dos pagamentos como
função dos prazos dos empréstimos. De uma forma geral, os modelos poderiam ser adaptados
45
para casos dinâmicos de diversos períodos, o que talvez permitisse uma compreensão ainda
maior da estrutura de funcionamento do sistema.
46
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Apêndice I – A estrutura gráfica do modelo de transmissão da
política monetária para a demanda e oferta agregadas