1º Lugar
Tito Belchior Silva Moreira
Mecanismos de Transmissão da Política Fiscal no Brasil:
uma investigação empírica.
XIV PRÊMIO TESOURO NACIONAL – 2009: Homenagem
a Euclides da Cunha
TEMA 1. POLÍTICA FISCAL E DÍVIDA PÚBLICA
1.1 – EQUILÍBRIO FISCAL E POLÍTICA
MACROECONÕMICA
Mecanismos de Transmissão da Política Fiscal no
Brasil: uma investigação empírica
1
Mecanismos de Transmissão da Política Fiscal no Brasil: Uma
Investigação Empírica
Resumo: Esse artigo testa empiricamente se a política fiscal brasileira no
período de 1995: I a 1998: III é ativa ou passiva. Nós analisamos os canais de
transmissão da política fiscal pela estimativa de funções onde a razão dívida
publica/PIB afeta superávit primário, demanda por moeda, taxa de juros
nominal, investimento, hiato do produto e a taxa de crescimento do produto.
Utilizamos testes de Cointegração de Johansen, além de modelos de equações
simultâneas - GMM com variáveis instrumentais. Os resultados indicam que a
razão dívida publica/PIB é estatisticamente significante e afeta positivamente a
demanda por moeda, o superávit primário e a taxa de juros e afeta
negativamente o nível de investimento, o hiato do produto e a taxa de
crescimento da economia. Além disso, mostrou-se no mesmo período que a
razão superávit primário/PIB reage positiva e diretamente a incrementos na
razão dívida/PIB e que a razão dívida/PIB afeta negativa e indiretamente o
hiato do produto via superávit primário e positiva e indiretamente a taxa de
juros nominal, também via superávit primário. Por fim, as estimativas com base
no modelo de Leeper mostram que a economia brasileira encontra-se numa
situação de dominância fiscal, que descreve a teoria fiscal do nível de preços.
Nesse contexto, nós encontramos evidencias empíricas de que a economia
brasileira apresenta uma política fiscal ativa e uma política monetária passiva.
Esses resultados sugerem um processo de dominância fiscal no período
analisado e, portanto, um regime não Ricardiano. Quando o regime é
Ricardiano, implicando que a política monetária é ativa e a política fiscal é
passiva, faz sentido analisar apenas os mecanismos de transmissão da política
1
monetária. Mas no caso de um regime não ricardiano, onde a política fiscal é
ativa e a política monetária é passiva, podemos e devemos analisar os
mecanismos de transmissão da política fiscal, o que constitui a principal
contribuição desse trabalho. Isso posto, podemos inferir que se a dívida pública
afeta positivamente a demanda por moeda, ela também deve alterar a taxa de
juros. Por outro lado, quando há um incremento no superávit primário há uma
redução da base monetária, tudo mais constante. Redução da base monetária
leva a uma redução da oferta de moeda, ceteris paribus.
Também
encontramos evidências empíricas de que incrementos na dívida pública geram
incrementos na Selic. Nesse contexto, taxas de juros mais elevadas implicam
em menores níveis de investimentos e, por sua vez, menores níveis de hiato do
produto e de crescimento do PIB. Esses resultados são suportados pelas
evidências empíricas. Vimos também que dívida pública afeta negativamente o
hiato do produto e afeta positivamente a taxa de juros via superávit primário.
Tais conexões mostram como os efeitos da política fiscal são propagados ou
transmitidos na economia. Os resultados aqui apresentados também podem
contribuir para explicar por que o Brasil é um dos países que possuem uma das
mais elevadas taxa de juros do mundo. Com base nos resultados empíricos
apresentados, mostramos que variações positivas da dívida pública têm
impacto positivo sobre a taxa de juros.
2
1. Introdução
O Brasil tem adotado um regime de meta inflacionaria desde 1999 em
ambiente de desequilíbrio fiscal, haja vista os sucessivos déficits nominais
gerados nas últimas décadas. Apesar dos sucessivos superávits primários
implementados nos últimos anos e de uma relativa estabilidade da razão
dívida/PIB, o país ainda apresenta uma trajetória e perfil da dívida pública
preocupante, principalmente se considerarmos uma provável trajetória
ascendente da razão dívida/PIB após a recente crise bancária/financeira (crise
do subprime) que assola todo o mundo. Com a forte redução do nível de
atividade econômica desde o último trimestre de 2008 e a expectativa de forte
retração da taxa de crescimento do produto no Brasil em 2009, as receitas
públicas devem reduzir, enquanto que o nível de gastos do governo tende a
manter-se.
As elevadas taxas de juros utilizadas pelo Banco Central (BACEN) como
instrumento para alcançar as metas inflacionarias contribuem para que o valor
relativo ao pagamento do serviço da dívida seja superior ao do superávit
primário. Apesar da recente redução da Selic em 2009, o Brasil ainda
apresenta uma das maiores taxas de juros reais do mundo. Um contínuo
crescimento do déficit nominal e, conseqüentemente, da dívida pública torna o
desequilíbrio fiscal particularmente preocupante, dado o elevado estoque da
dívida pública e dos elevados passivos de curto prazo num contexto de forte
retração da economia mundial e, conseqüentemente, nacional.
O contexto do desequilíbrio fiscal supracitado faz muitos economistas
acreditarem que o BACEN deva incluir na sua regra monetária alguma variável
fiscal relevante. Morais e Andrade (2004), por exemplo, calculam a regra ótima
2
de política monetária supondo que a autoridade monetária segue um regime
flexível de metas de inflação, no qual existe possibilidade de inclusão de uma
meta para a razão dívida/Produto Interno Bruto (PIB). No modelo proposto, a
dívida pública afeta diretamente o prêmio de risco e, conseqüentemente, a taxa
de câmbio. Os autores incluem uma meta para a razão dívida/PIB na função de
perda da autoridade monetária.
Outros economistas têm-se preocupado em discutir essa temática e em
propor formas alternativas para a construção de regras monetárias que levem
em conta as restrições fiscais do caso brasileiro. A maioria deles impõe uma IS
(Investment-Save) fiscal que redunda em uma regra ótima de reação da taxa
de juros que inclui também uma variável fiscal.
Freitas e Muinhos (2002) estimam equações de Philips e IS para o Brasil
após o Plano Real para estudar o mecanismo de transmissão da política
monetária. Eles mostram que regras subótimas simples, como as do tipo
Taylor, podem ter desempenho tão bom quanto às regras ótimas, dependendo
dos parâmetros escolhidos e das preferências do Banco Central. Os autores
trabalham com uma IS fiscal em que o hiato do produto depende da taxa de
juros real, do hiato defasado, da taxa de câmbio e também do déficit fiscal. 1
Verdini (2003) desenvolve um modelo com o propósito de avaliar se as
regras monetárias derivadas sob regime de metas para a inflação podem ser
adaptadas para corrigir desvios explosivos da dívida pública. Os resultados
mostram que, apesar da potencial solvência de longo prazo, a dívida ainda
pode gerar preocupações no curto prazo, mesmo se o Banco Central, na sua
1
De fato, a variável fiscal não foi significante.
3
reação de política, considerar problemas com a administração da dívida e atuar
com base na previsão de inflação.
Blanchard (2004) discorre sobre a eficácia da política monetária
brasileira em 2002 e 2003, mostrando os efeitos perversos dessa política num
contexto em que o BACEN perseguiu a meta inflacionaria em um ambiente de
dominância fiscal.
O argumento ou a intuição de que a política fiscal brasileira afeta, em
certa medida, a política monetária parece ter fundamento e nota-se que parte
dos economistas comunga com essa percepção. Nesse contexto, parece fazer
sentido que variáveis de política fiscal devam ser consideradas na regra ótima
de política monetária do Banco Central.
Entretanto, ao se admitirem variáveis fiscais na regra ótima de política
monetária, permite-se que a política fiscal engendrada na economia brasileira
restrinja os resultados e o alcance da política monetária. Nesse contexto, a
política monetária seria ineficaz ou não tão eficaz. Geralmente, os modelos de
política monetária ótima consideram que a política fiscal é dada e não depende
da política monetária corrente e futura. Isso quer dizer que a autoridade
responsável pela política fiscal escolhe uma taxa de tributação tal que a dívida
pública seja solvente do ponto de vista intertemporal.2 A hipótese de
equivalência ricardiana é válida e, nesse contexto, tem-se uma política
monetária ativa3 e uma política fiscal passiva.
O argumento de que a política fiscal brasileira afeta a política monetária
parece ter acolhida por parte dos economistas. Ao assumir que o BACEN
2
Isso significa, grosso modo, que a política fiscal é passiva.
De forma simplificada, uma política monetária é ativa quando a política fiscal não impõe
restrições sobre a política monetária e esta está preocupada tão-somente com a meta
3
4
precisa levar em conta, em sua regra monetária, a restrição fiscal admite-se
implicitamente que a política monetária não é ativa e/ou que a política fiscal
não é passiva. Contudo, deve-se ponderar que uma variável fiscal pode afetar
diretamente o hiato do produto via curva IS e indiretamente a taxa de inflação
via curva de Phillips. Mas isso não significa que a política monetária deva reagir
diretamente a variáveis fiscais por meio de uma regra ótima de política
monetária a la Taylor. Uma boa analogia é o impacto da taxa de câmbio sobre
a taxa de inflação. A maioria dos Bancos Centrais que adotam um regime de
metas inflacionaria fazem uso de uma política monetária que não reage
diretamente a mudanças na taxa de câmbio. De fato, a reação é indireta via
impacto inflacionário. Em outras palavras, a tradicional regra de Taylor assume
que o Banco Central reage somente à taxa de inflação e ao hiato do produto,
independentemente da origem das variações dessas variáveis. Isso posto, o
policymaker pode utilizar uma regra ótima de política monetária incluindo outras
variáveis como déficit fiscal ou taxa de câmbio apenas para ter informações
sobre como estas variáveis afetam a taxa de juros. Por exemplo, eles poderão
saber se as variáveis fiscais afetam a taxa de juros e a taxa de inflação, o que
revelaria uma política monetária com certa passividade. Dessa forma, trata-se
de um instrumento de avaliação e gestão de política econômica.
A principal proposta deste trabalho é testar empiricamente para o
período de 1995:I a 2008:III, com base em modelos não Ricardianos, se as
políticas fiscais têm impacto em variáveis reais e nominais tais como, demanda
por moeda, taxa de juros nominal, investimento, hiato do produto e taxa de
crescimento da economia. Devem-se testar alguns desses modelos tais como:
inflacionária. Nesse contexto, não há qualquer preocupação da autoridade monetária com a
dívida pública, uma vez que o regime da economia é ricardiano.
5
Martins (1980), Araújo e Martins (1999), Kneebone (1989), Scarth (1996) e
Leeper (1991). Especificamente, pretende-se avaliar o impacto da razão
divida/PIB sobre todas as variáveis mencionadas.
Dessa forma, pretende-se
delinear os canais de transmissão da política fiscal e investigar se a política
fiscal é ativa no período analisado.
O que está por trás de toda essa discussão é a idéia de equivalência
Ricardiana, conforme Barro (1974).
A hipótese de equivalência Ricardiana
assume que financiar o governo com dívida é equivalente a financiá-lo com
impostos. A implicação da equivalência Ricardiana é que um corte fiscal
financiado por dívida deixa o consumo inalterado. As famílias poupam a renda
disponível extra para pagar a obrigação fiscal futura que o corte fiscal acarreta.
Esse aumento da poupança privada compensará exatamente o decréscimo da
poupança pública. A poupança nacional permanece a mesma.
Dessa forma, pretendemos investigar se a dívida pública realmente
importa. Destacamos ainda que tais resultados tenham contribuições
relevantes, uma vez que esse tema não tem tido a devida atenção desde que
grande parte da academia admite a equivalência Ricardiana quase como um
dogma. A idéia é chamar a atenção para essa discussão novamente, que tem
ficado em estado de hibernação desde os anos setenta, com a publicação do
paper seminal do Barro (1974) intitulado: “Are Government Bonds Net
Wealth?”.
2. Interação entre política fiscal e monetária
O
Brasil
vem
apresentando
sistematicamente
desequilíbrios
macroeconômicos interno e/ou externo especialmente a partir dos choques do
6
petróleo na década de 70. As políticas de estabilização de preços e de produto
recorrentemente resultam em desequilíbrios das dívidas interna e/ou externa.
Uma das possíveis explicações dos desequilíbrios dos estoques das
dívidas deve-se às possíveis inconsistências entre as políticas fiscal e
monetária. Bittencourt (2003) discute esse tema desde o compromisso dos
ideais liberais em Friedman (1948) até as proposições dos novos keynesianos
e da Teoria Fiscal do Nível de Preços (TFNP).
Para Friedman (1948), o orçamento do Governo é uno e, portanto, não
há separação entre as políticas fiscal e monetária. Nesse contexto, não faz
sentido discutir coordenação de políticas. A inconsistência entre as políticas
seria meramente nominal. O orçamento do Governo seria respeitado via ajuste
tributário ou inflacionário. Em outras palavras, a emissão monetária seria
decorrente de formação de déficit fiscal. O orçamento tenderia a ser sempre
equilibrado, sujeito apenas a variações cíclicas. A taxa de câmbio deveria
simplesmente flutuar. 4
Friedman (1959) propõe uma regra monetária de crescimento da moeda
de forma fixa e consistente, além de algumas sugestões sobre o funcionamento
do Tesouro e do sistema bancário. Ao contrário de sua proposição de 1948, ele
sugeria separação das políticas monetária e fiscal. A proposta de 1959 seria
mais factível (e também mais simples e transparente) em termos de
implementação do que a de 1948. O controle discricionário da oferta monetária
poderia minimizar ou suavizar os ciclos econômicos. Com a regra de expansão
monetária alinhada à taxa de crescimento natural da economia, emergia o
Friedman monetarista.
4
A ênfase de Friedman estava em definir regras simples de política econômica que fossem
consistentes em termos de estabilização (Bittencourt, 2003).
7
Podem-se observar, grosso modo, duas vertentes quanto à interação
entre as políticas monetária e fiscal: os monetaristas, que procuram reduzir
ações intervencionistas e que são contra políticas econômicas discricionárias, e
os keynesianos, que são mais intervencionistas e se destacam por procurar
estabelecer políticas monetárias e fiscais ótimas. Na linha monetarista,
destacam-se os trabalhos de Kydland e Prescot (1977), Lucas (1983), Sargent
e Wallace (1981) e Sargent (1982). Por outro lado, várias contribuições
destacam-se na linha keynesiana, como os trabalhos de Leeper (1991), Taylor
(1993), Sims (1994) e Woodford (1995), dentre outros.
De certa forma, as críticas dos monetaristas aos keynesianos quanto à
discricionariedade do policymaker na condução das políticas econômicas
impulsionaram essa literatura e, portanto, o debate acadêmico. Os keynesianos
buscaram
regras
de
políticas
ótimas,
modeladas
com
fundamento
microeconômico e com ênfase no papel das expectativas. Eles também
incorporaram as expectativas racionais e fundamentaram melhor a rigidez de
preços para se defenderem das críticas dos monetaristas. Tais esforços
mantiveram em evidência a curva de Phillips e os efeitos não neutros da
política monetária no curto prazo. Nesse contexto, os keynesianos cresceram
com as críticas monetaristas.
No embate entre monetaristas e keynesianos, parece que a visão
intervencionista keynesiana tem levado vantagem atualmente. Entretanto, com
a inserção da hipótese de equivalência ricardiana, a política fiscal ficou
relegada ao segundo plano, gerando distanciamento entre as literaturas de
políticas monetárias e fiscais ótimas. Houve maior desconexão entre as
8
políticas monetária e fiscal, arrefecendo o debate sobre a coordenação entre as
duas políticas.
A polêmica sobre as políticas monetária e fiscal tem-se restringido
basicamente à discussão entre regras versus comportamento discricionário.
Atualmente, essa contenda tem enfatizado principalmente as propostas de
metas inflacionarias. A regra de política monetária ótima assevera que a
política fiscal não tem relevância para a política monetária, pois se considera
implicitamente que a dívida pública é solvente. Em outras palavras, a
autoridade fiscal sempre ajusta os tributos para garantir a solvência da dívida.
De fato, num regime fiduciário, a dívida sempre será solvente, uma vez que se
pode utilizar a senhoriagem como fonte de receita. Nesse contexto, com a
política fiscal relegada ao segundo plano, a discussão sobre coordenação entre
políticas monetária e fiscal enfraquece-se.
Países que correntemente empregam o regime de metas inflacionariam
como Reino Unido, Canadá e Nova Zelândia, não possuem sérios
desequilíbrios fiscais, ao contrário de boa parte dos países emergentes. No
caso específico do Brasil, a elevada taxa de juros, que é muito superior à taxa
de crescimento da economia, gera efeito desestabilizador ao impor sucessivos
déficits nominais. Nesse sentido, parece correto considerar a possibilidade de
coordenação das políticas monetária e fiscal para se manter a estabilidade
econômica. Sargent e Wallace (1981) discutem essa questão no seu trabalho
seminal relativo à desagradável aritmética monetarista.
Sargent e Wallace (1981) consideram que, se a política monetária afeta
a extensão na qual a senhoriagem é explorada como fonte de receita, as
políticas monetárias e fiscais devem ser coordenadas. Nesse sentido, a política
9
de estabilização de preços depende da seguinte questão: Quem age primeiro,
a autoridade fiscal ou a monetária? Visto de outra forma, quem impõe disciplina
sobre quem? A desagradável aritmética monetarista sugerida pelos autores
surge de um processo de coordenação de políticas no qual a política fiscal
domina a política monetária, e a autoridade monetária se depara com
restrições impostas pela demanda por títulos do Governo. Esse é um possível
caso de política fiscal ativa e de comportamento monetário passivo.
Muitos trabalhos mostram a política de equilíbrio como resultado de um
jogo entre autoridades fiscal e monetária. Sargent (1986), por exemplo,
descreve um regime ricardiano no qual a autoridade monetária é o jogador
dominante enquanto a autoridade fiscal é o seguidor. Nesse sentido, a
autoridade fiscal aumenta a alíquota tributária para satisfazer a condição de
equilíbrio orçamentário. Esse é um exemplo de política fiscal passiva e de
política monetária ativa.
Para Leeper (1991), o que distingue uma política ativa de uma passiva é
o fato de que a política ativa não se preocupa apenas com o comportamento de
variáveis corrente ou passada (política passiva), mas também com o
comportamento esperado de certas variáveis em dado período futuro. Nesse
contexto, uma política ativa não é restringida pelas condições correntes, mas é
livre para escolher uma regra de decisão que dependa de variáveis passada,
corrente ou futura. Já uma política passiva ou uma autoridade (fiscal ou
monetária) passiva é restringida pelas decisões de otimização do consumidor e
pelas ações da autoridade ativa. Se a política fiscal é passiva, por exemplo, a
regra de decisão da autoridade fiscal dependerá necessariamente da dívida
pública corrente e/ou passada.
10
Blanchard (2004) ressalta que a discussão relativa ao tema da
dominância fiscal sobre a monetária não é nova, discorrendo desde a moderna
literatura de Sargent e Wallace (1981), a exemplo de Some Unpleasant
Monetarist Arithmetic, até a teoria fiscal do nível de preços de Woodford
(2003).5 Nesse sentido, estudos recentes, como os de Leeper (1991), Sims
(1994), Woodford (1994, 1995, 1997, 2001 e 2003) e Cochrane (1998,
2001a,b), têm mostrado renovado interesse na discussão sobre coordenação e
interação entre políticas monetária e fiscal. Destaque-se que antes do artigo de
Sargent e Wallace (1981), Martins (1980) desenvolve um artigo seminal onde
estabelece que os preços dos títulos sejam equivalentes ao nível de preços, e
a taxa de juros nominal é determinada pela razão estoque da dívida e estoque
de moeda. Nesse contexto, a divida afeta da taxa de juros nominal. Araújo e
Martins (1999) mostram que a presença da dívida do governo afeta
adversamente a taxa de crescimento do estoque de capital.
O principal ponto enfatizado pela linha de pesquisa da TFNP é que o
valor presente da restrição orçamentária do Governo e a política fiscal são
fatores determinantes na determinação do nível de preços.
O argumento supracitado vai de encontro à teoria tradicional de
determinação dos preços, na qual o estoque de moeda e, portanto, a
autoridade monetária é o único determinante do nível de preços. Além disso, a
política fiscal, explícita ou implicitamente, ajusta passivamente o superávit
primário para garantir a solvência do Governo para qualquer nível de preços. 6
O argumento contrário ao parágrafo supracitado releva o ponto da
TFNP. Se a autoridade fiscal é livre para escolher o superávit primário
5
Vide o trabalho de Loyo (1999), sobre uma aplicação da teoria de Woodford para o Brasil, e
de Sala (2004), sobre a teoria fiscal do nível de preços.
11
independentemente da dívida do Governo, então é o nível de preços que deve
se ajustar para satisfazer o valor presente da restrição orçamentária do
Governo, de forma que exista somente um nível de preços compatível com o
equilíbrio. 7
A teoria fiscal do nível de preços pode ser entendida, de forma simplista,
como uma aplicação de um dos aspectos discutidos por Sargent e Wallace
(1981), em que o comportamento da política fiscal pode impor restrições sobre
os resultados que a política monetária pode alcançar.
A principal distinção entre a teoria clássica e a TFNP está na
interpretação do valor presente da restrição orçamentária do Governo. De
acordo com a interpretação de tradição monetarista, a equação intertemporal
do Governo é uma restrição assegurada para qualquer nível de preços. De
acordo com a TFNP, a equação intertemporal do Governo é uma condição de
equilíbrio e, como tal, seleciona o nível de preço de equilíbrio.
A distinção entre regimes ricardianos e não ricardianos traz importantes
implicações para a política econômica. Com base na tradição monetarista, uma
boa prescrição de política monetária é condição necessária e suficiente para a
garantia de baixa inflação. Um banco central independente, com forte
compromisso institucional para garantir a estabilidade de preços, deverá
compelir a autoridade fiscal a adotar uma política fiscal correta e responsável.
Para a TFNP, uma boa prescrição de política monetária não é uma
condição suficiente para a garantia de baixa inflação, a menos que medidas
adicionais sejam levadas em conta para restringir a liberdade da autoridade
6
Esse regime é denominado por Woodford (1995) de Ricardian price determination.
Inversamente, esse regime é denominado por Woodford (1995) de Non-Ricardian price
determination.
7
12
fiscal. Nesse contexto, torna-se imprescindível a coordenação entre as políticas
monetária e fiscal.
3. Revisão da literatura sobre a validade do regime ricardiano para a
economia brasileira
Loyo (1999) foi o primeiro a argumentar que a TFNP pode explicar as
elevadas taxas de inflação observadas no Brasil no final dos anos 70 e início
dos anos 80.
Tanner e Ramos (2003), utilizando uma base de dados mensal,
examinam várias questões a respeito da sustentabilidade e ajustamento fiscal
de 1991 a 2000. Eles mostram que antes do Plano Real (1994), o regime
parece ter dominância fiscal (não ricardiano) ao contrario da dominância
monetária, uma vez que o superávit primário não responde a mudanças da
dívida real do governo. Após o Plano Real, há evidencias de dominância
monetária com base em curtos períodos de análise. Os autores concluem, com
base nos resultados encontrados, que não necessariamente há impedimentos
para uma política monetária independente e para comprometer a credibilidade
do regime de meta inflacionaria. A metodologia utilizada inclui testes de raiz
unitária, testes de causalidade de Granger e funções de impulso resposta.
Rocha e Silva (2004) seguem a metodologia proposta por Canzonery,
Cumby e Diba (2001) para testar a validade do regime ricardiano para a
economia brasileira de 1996 a 2000. Eles usam testes de raiz unitária e VAR
para concluir que o regime ricardiano é confirmado no período analisado.
Fialho e Portugal (2005) usam uma base de dados mensal de 1995:1 a 2003:9,
e também seguem a metodologia de por Canzonery, Cumby e Diba (2001).
Eles aplicam a abordagem de Muscatelli et al. (2002) para investigar as
13
interações entre as políticas monetária e fiscal e usam o modelo de vetor
autoregressivo Markov-switching (Krolzig, 1997). Eles concluem que a
coordenação macroeconômica entre políticas monetárias e fiscais no Brasil foi
virtualmente uma política substituta, com um regime de predominância
monetária.
No período analisado por Blanchard em 2002 e 2003, de fato o Brasil
encontrava-se numa situação muito delicada, de alta instabilidade e incertezas,
pois 2002 foi ano pré-eleitoral e 2003, o primeiro ano do atual Governo. Os
resultados de Blanchard (2004) mostram que o Brasil poderia estar operando
numa situação onde a política fiscal seria ativa e a monetária passiva. Nesse
contexto, justifica-se a expressão fiscal dominance utilizada pelo autor.
Nishijima (2005) estima uma regra ótima de taxa de juros para o período
de 2001 a 2003, quando a taxa de inflação corrente excedia o intervalo
estipulado pela meta inflacionaria, e também caracteriza tal período pela
chamada “dominância fiscal”. Discute os canais de transmissão da política
monetária relacionando a política de fixação de juros, que visa alcançar dada
meta inflacionaria, com o risco de default da dívida pública, prêmio de risco da
taxa de câmbio e risco-país. O autor destaca que a taxa de juros fixada pelo
BACEN respondia diretamente ao incremento do risco-país e da dívida do
Governo. Esse resultado mostra que a dívida pública afeta a taxa de juros e,
portanto, interfere na determinação do nível de preços. Nesse contexto, tal
resultado sugere uma política monetária passiva e uma política fiscal ativa,
condizente com a TFNP ou com a chamada “dominância fiscal”.
Carneiro e Wu (2005) argumentam que a economia brasileira, no
período de 1995 a 2002, apresenta características de regime de dominância
14
fiscal. Destacam que o alto grau de endividamento interno e externo pode fazer
com que decisões de política monetária possuam efeitos perversos sobre a
economia e sobre a eficácia da política monetária como instrumento de
controle da inflação. Os autores entendem efeitos perversos, em geral, como
os efeitos inflacionários decorrentes das elevadas taxas de juros.
No contexto supracitado, alegam que elevado grau de endividamento
público pode provocar efeito perverso sobre a eficácia da política monetária
como instrumento de controle da inflação, na medida em que gera
desconfiança. Mostram ainda que um segundo efeito perverso decorre do
endividamento privado externo, na medida em que essa variável pode
intensificar a magnitude do efeito contra cíclico da taxa de câmbio.
Moreira, Souza e Almeida (2007) usam o modelo de Leeper (1991 e
2005) para testar a TFNP e encontram evidencias empíricas em favor de um
regime não-ricardiano com dados trimestrais de 1995:1 a 2006:4. Com base na
estimativa de uma curva IS (que incorpora o déficit nominal) e de uma Curva de
Phillips, os autores mostram que a variável fiscal é estatisticamente significante
e que ela afeta de uma forma direta o hiato do produto e de uma forma indireta
a taxa de inflação. Nesse contexto, eles atestam que a política monetária é
passiva e que a política fiscal é ativa.
4. Alguns aspectos metodológicos
A base de dados trimestral relativo ao período de 1995:I a 2008:III teve
como principal fonte o Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada - IPEA. A
seguir relacionamos as variáveis que foram coletadas no ipeadata e as
respectivas nomenclaturas adotadas nesse trabalho (entre parênteses): meio
de pagamento – fim de período – em R$ milhões ( M ); PIB – preços de
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mercado - em R$ milhões ( Y ); taxa de juros % – over/Selic ( R ) ; investimento
ou formação bruta de capital fixo - em R$ milhões ( I ); deflator implícito do PIB
( P ); taxa de câmbio nominal – R$/US$ - comercial – compra – média ( E );
taxa de câmbio efetiva real – INPC – exportações ( e ); superávit primário ou
NFSP – governo federal e banco central – primário – c/desvalorização cambial
– em R$ milhões ( SP ); taxa de inflação – IPCA - % a.m. – ( π ). A receita direta
do governo federal, ou seja, os impostos diretos - em R$ milhões (ID) - resulta
do somatório dos impostos de renda pessoa física e jurídica e imposto sobre a
propriedade territorial rural. Utilizamos como proxy para a dívida pública os
títulos públicos federais e operações de mercado aberto ( B ), cuja fonte é o
Banco Central. Utilizamos também uma variável dummy para diferenciar o
período de câmbio administrado (1995:I a 1998:IV) do câmbio “flexível” no
período subseqüente.
O PIB real foi calculado com base no deflator implícito do PIB. Para calcular
o hiato do produto (y) usamos o filtro Hodrick-Prescott onde definimos como a
diferença entre PIB real e PIB potencial (trend). Um valore positivo indica
*
excesso de demanda. A taxa de crescimento do produto ( y ) é calculada com
base no PIB real. Para calcular a taxa de juros real ( r ) utilizamos o IPCA8. Em
todas as estimativas utilizamos as variáveis em log.
Os modelos de series temporais a serem estimados serão explicitados
no item 5. Utilizaremos testes de Cointegração de Johansen e de raiz unitária,
além de modelos de equações simultâneas
8
- GMM com variáveis
A taxa de juros real foi calculada da forma tradicional, onde (1 + Rt ) = (1 + rt ) * [1+ E t (π t +1 ) ],
onde assumimos que E t (π t +1 ) = π t +1
16
instrumentais. Analisaremos as equações de longo prazo resultante dos testes
de cointegração enfocando principalmente se a dívida pública é significante e
se está com o sinal esperado com base no modelo teórico apresentado. Outras
técnicas padrão de séries temporais também são utilizadas, como testes de
fraca exogeneidade. As técnicas econométricas aqui utilizadas são largamente
aplicadas na literatura e são apresentadas em vários livros de econometria a
exemplo de Hamilton, (1994), Johsnton e DiNardo (1997), Green (2000),
Maddala (2000).
Deve-se usar GMM com variáveis instrumentais para estimar sistemas
de equações, a exemplo da equação IS fiscal e a equação que mostra a
relação entre superávit primário e dívida pública. Sabe-se que quando as
variáveis não são estacionárias, esperam-se problemas específicos relativos
aos procedimentos convencionais de inferência com base em regressões por
mínimos quadrados ordinários (MQO). Almeida, Pinheiro e Moreira (2002),
destacam ao citarem Johnston e Dinardo (1997, p.317), que é importante saber
se problemas similares surgem no contexto das regressões de mínimos
quadrados em duas fases ao se defrontarem com esses problemas. Esse
problema é investigado por Cheng Hsiao (1997a, 1997b). A conclusão do
trabalho de Hsiao é a de que a inferência com estimadores de 2SLS com uso
de variáveis instrumentais continua válida, mesmo no caso de séries não
estacionarias ou não cointegradas9. Nesse contexto, as mesmas conclusões de
Hsiao também são validas quando aplicado o GMM. Esse método também é
amplamente utilizado na literatura a exemplo dos trabalhos de Almeida, Souza
e Moreira (2004 e 2006), Moreira, Souza e Almeida (2007).
9
Veja também Johnston e DiNardo (2001,p.348):
17
5. Apresentação dos modelos não Ricardianos e seus resultados
Nessa
seção
sustentabilidade
apresentamos
fiscais
e
evidências
estimativas
de
empíricas
diversos
de
testes
modelos
de
teóricos
relacionando o impacto de variáveis fiscais sobre variáveis nominais e reais da
economia. Optamos por fazer um breve resumo dos diversos modelos teóricos
apresentados em cada subseção para o melhor entendimento dos resultados
encontrados.
5.1- Efeito da dívida pública sobre a demanda por moeda
Kneebone (1989) define a demanda real por moeda como função de uma
relação negativa com a taxa de juros nominal e positiva com o produto e a
riqueza real10. A definição de riqueza liquida real é dada por
W = M / P + β ( B / P)
(1)
onde W é o valor da riqueza real líquida dos agentes privados; β é a fração
dos títulos do governo que os agentes privados percebem como riqueza líquida
( 0 ≤ β ≤ 1 );
B é o estoque nominal dos títulos da dívida pública; Y/P é o
produto real; R é a taxa nominal de juros; P é o nível de preços e M é a oferta
de moeda nominal. Assim, a definição da demanda real de moeda é dada por
M / P = L1 (Y / P) + L2 R + L3 [ M / P + β ( B / P)]
(2)
Seguindo Kneebone (1989), após dividir a equação (2) por Y/P tem-se
m = L1 + L2 R + L3 (m + β b)
(3)
onde L1 > 0 , L2 < 0 e L3 > 0 ; m = M / Y ; b = B / Y .
A equação (3) pode ser escrita de outra forma como
m = ( L1 / 1 − L3 ) + ( L2 / 1 − L3 ) R + β ( L3 / 1 − L3 )b
(4)
10
Scarth (1996) trabalha com uma abordagem similar para a demanda real por moeda em um
contexto de equivalência não ricardiana.
18
Agora, nós definimos uma equação estocástica a partir da equação (4)
tal que
mt = β 0 + β 1 Rt + β 2 bt + η t
onde
β 0 = ( L1 / 1 − L3 ) ; β1 = ( L2 / 1 − L3 ) e β 2 = β ( L3 / 1 − L3 ) .
(5)
Se β 2
é
estatisticamente igual a zero nós impomos a hipótese de equivalência
Ricardiana.
Estimamos a equação (5) com as variáveis em logaritmo. A tabela em
anexo A1 mostra que m, b e R são não estacionárias. Os testes de
cointegração de Johansen mostram que há duas equações de cointegração ao
nível de 5% de significância, conforme tabela em anexo A.4 e A.5. Também
utilizamos a variável dummy (como variável exógena no VAR) no modelo aqui
apresentado. A equação de longo prazo mostra que
mt = − 1,924 − 0,286 Rt + 0,820bt
(0,088)
(6)
(0,087) (0,114)
Os valores entre parênteses representam os desvios-padrão dos
respectivos coeficientes estimados. De acordo com a equação de longo prazo,
nota-se que para cada 1% de incremento da relação Divida/PIB, há um
incremento de 0,82% da demanda por moeda. Há uma correlação (Pearson)
positiva de 94,2% entres essas duas variáveis a um nível de significância de
1%. Com base na estatística Qui-quadrado, no valor de 15,197, rejeita-se a
hipótese nula de fraca endogeneidade da relação Dívida/PIB (prob. < 0,001).
Como esperado, há uma relação negativa entre taxa de juros e
demanda por moeda. Nota-se que para cada 1% de incremento da Selic, há
uma redução de 0,286% da demanda por moeda.
19
5.1.1 - Teste de sustentabilidade fiscal e efeito da dívida pública sobre a
demanda por moeda
A literatura mostra que existem diversas formas de testar a
sustentabilidade fiscal. Uma boa resenha e análise sobre testes de
sustentabilidade fiscal são apresentadas por Luporini (2006). Nós utilizamos
especificamente a abordagem de Buiter e Patel (1992), também descrita por
Luporini (2006), por uma questão de conveniência metodológica, uma vez que
podemos utilizar a equação sugerida pelos autores para estimar equações
simultâneas via GMM.
Buiter e Patel (1992) propõem, com base no artigo de Wilcox (1989), um
critério de solvência forte que além da estacionariedade da dívida, esta não
pode possuir uma tendência positiva, estocástica ou determinística. O teste
consiste em estimar a equação apresentada a seguir:
∞
Bt = α 0 + α 1trend + ∑ β i Bt −i + ε t
(7)
i =1
onde B é a dívida pública, trend é o termo da tendência e ε é o termo
estocástico. A insolvência poderá ocorrer se ao menos uma das condições
abaixo for satisfeitas, conforme Buiter e Patel (1992).
i) As raízes de 1 − β ( L) não se encontram todas fora do círculo unitário, isto
é, a equação diferencial não é estável;
ii) existe uma tendência determinística, tal que, α1 ≠ 0 e o coeficiente é
possivelmente positivo;
iii) a média expectacional é não nula, isto é, α 0 ≠ 0 tal que o processo que
rege a dívida pode ser estacionário, mas sua média expectacional
não é nula.
20
Seguindo ainda Buiter e Patel (1992) onde
Bt = α 0 + α 1trend + β Bt −1 + ε t
(8)
a hipótese nula de insolvência é dada por β1 = 1 e α1 = 0 . Nesse contexto, temse que:
i) Se a hipótese nula não é rejeitada, a dívida descontada é não
estacionária, a política fiscal é insustentável e levará à insolvência se
tal situação se mantiver indefinidamente;
ii) se a hipótese nula é rejeitada mas há uma tendência determinística
positiva, a política fiscal é fracamente sustentável pois eventualmente
o problema de insolvência surgirá;
iii) se a hipótese nula é rejeitada e não pode-se rejeitar β1 < 1 e α1 = 0 ,
então se houver uma média positiva tal que α 0 > 0 , mais uma vez tal
situação levará a uma eventual insolvência.
A equação (8) pode ser normalizada pelo produto tal que
bt = α 0 + α 1trend + β bt −1 + α 2 dummy + ε t
(9)
com as variáveis em logaritmo, onde introduzimos uma dummy para diferenciar
o período de câmbio fixo (administrado) do período de câmbio flutuante que
começou a vigorar a partir de janeiro de 1999. Dessa forma podemos estimar
as equações (9) e (5) em forma de sistema via GMM.
Os resultados apresentados na tabela 1 mostram que todas as variáveis
são estatisticamente significantes ao nível de 1%, exceto a constante e a
tendência. Com base no teste de Wald a hipótese nula não é rejeitada, onde
Ho: β1 = 1 e α1 = 0 , com um qui-quadrado no valor de 1,4286 e um p-value de
0,4895. Nesse contexto, como a hipótese nula não é rejeitada temos uma
21
política fiscal insustentável e que levará à insolvência se tal situação se
mantiver indefinidamente.
Tabela 1 – Estimativa GMM com Kernel: Bartlett, Bandwidth: Fixed:
bt = α 0 + α 1trend + β bt −1 + α 2 dummy + ε t
Variáveis
Coeficientes
Desviopadrão
Estatística t
Valor prob.
Constante
1,62E-06
0,0079
0,0002
0,9998
Tendência
-0,0002
0,0003
-0,6881
0,4931
Dívida/PIB(-1)
1,0269
0,0243
42,3339
<0,0001
Dummy
0,0719
0,0107
6,6889
<0,0001
R2
0,9769
R2 ajustado
0,9754
Nota: Instrumentos b(-3,-4,-5,-6), m(-3,-4,-5,-6), R(-3,-4,-5,-6), constante
O método de GMM com Bartlett Kernel, aplicado conjuntamente para as
duas equações em forma de sistema, conduz às estatísticas apresentadas nas
tabelas 1 e 2. A especificação do modelo é testada pela estatística J associada
com restrições de sobreidentificação. O valor da estatística J de 0,27 com um
p-value de 0,975 não indicam evidencias para rejeitar a especificação do
modelo.
Tabela 2 – Estimativa GMM Kernel: Bartlett, Bandwidth: Fixed:
mt = β 0 + β1 Rt + β 2 bt + η t
Variáveis
Coeficientes
Desviopadrão
Estatística t
Valor prob.
Constante
0,1637
0,0027
60,9467
<0,001
Selic
-0,0335
0,0041
-8,1930
<0,001
Dívida/PIB
0,0818
0,0030
27,0272
<0,001
R2
0,8616
R2 ajustado
0,8556
Nota: Instrumentos b(-3,-4,-5,-6), m(-3,-4,-5,-6), R(-3,-4,-5,-6), constante
Os resultados apresentados na tabela 2 mostram que todas as variáveis
são estatisticamente significantes ao nível de 1%. Os coeficientes apresentam
os sinais esperados de forma que para cada 1% de incremento da taxa de
juros, há uma redução na demanda por moeda de 0,033% e para cada 1% de
22
incremento na razão dívida/PIB há um aumento de 0,082% na demanda por
moeda. Isso mostra que uma parcela da dívida pública é considerada pelos
agentes econômicos como riqueza liquida e, portanto, resulta num regime não
ricardiano.
Destaque-se que os resultados apresentados nas tabelas 1 e 2 são
consistentes ao mostrarem que no período considerado há evidências
empíricas de que o Brasil possui uma política fiscal insustentável e que se
encontra em um regime não ricardiano.
5.2 – Efeito da dívida pública sobre o superávit primário
Bohn (1998) procura avaliar a sustentabilidade da política fiscal a partir
da resposta do superávit primário a mudanças na razão dívida/PIB.
Simplificamos essa relação através de uma regressão com variáveis em
logaritmo da seguinte forma:
SP/Y = 0,004 + 0,031*B/Y
(0,002)
(10)
(0,003)
As tabelas em anexo mostram que ambas as variáveis são I(1) e que
cointegram ao nível de significância de 5%. Os valores entre parênteses
representam os desvios-padrão dos respectivos coeficientes estimados. De
acordo com a equação de longo prazo, nota-se que para cada 1% de
incremento da relação Divida/PIB, há um aumento de 0,031% da razão
Superávit primário/PIB. A correlação (Pearson) positiva entre as duas variáveis
é de 74,7%, a um nível de significância de 5%. Destaque-se ainda que, com
base na estatística Qui-quadrado, no valor de 1,168, não rejeita-se a hipótese
nula de fraca endogeneidade (prob = 0,279) , isto é, a razão Divida/PIB é
fracamente exógena.
23
5.2.1 - Teste de sustentabilidade fiscal e efeito da dívida pública sobre o
superávit primário
Os resultados apresentados na tabela 3 mostram que todas as variáveis
são estatisticamente significantes ao nível de 1%, exceto a constante e a
tendência. Nesse contexto, como a hipótese nula não é rejeitada temos uma
política fiscal insustentável e que levará à insolvência se tal situação se
mantiver indefinidamente.
Tabela 3 – Estimativa GMM com Kernel: Bartlett, Bandwidth: Fixed:
bt = α 0 + α 1trend + β bt −1 + α 2 dummy + ε t
Variáveis
Coeficientes
Desviopadrão
Estatística t
Valor prob.
Constante
0,0009
0,0086
0,1105
0,9122
Tendência
-2,80E-05
0,0003
-0,0799
0,9365
Dívida/PIB(-1)
1,0123
0,0201
50,3442
<0,0001
Dummy
0,0691
0,0086
8,0382
<0,0001
R2
0,9815
R2 ajustado
0,9803
Nota: Instrumentos b(-2,-3,-4,-5,-6), sp(-2,-3,-4,-5,-6), R(-2,-3,-4,-5,-6), constante
O método de GMM com Bartlett Kernel, aplicado conjuntamente para as
duas equações em forma de sistema, conduz às estatísticas apresentadas nas
tabelas 3 e 4. O valor da estatística J de 0,274 com um p-value de 0,90 não
indicam evidencias para rejeitar a especificação do modelo.
Tabela 4 – Estimativa GMM Kernel: Bartlett, Bandwidth: Fixed:
spt = β 0 + β1bt + η t
Variáveis
Coeficientes
Desviopadrão
Estatística t
Valor prob.
Constante
0,0049
0,0006
7,6443
<0,0001
Dívida/PIB
0,0305
0,0014
21,7183
<0,0001
R2
0,6151
R2 ajustado
0,6070
Nota: Instrumentos b(-2,-3,-4,-5,-6), sp(-2,-3,-4,-5,-6), R(-2,-3,-4,-5,-6), constante
Os resultados apresentados na tabela 4 mostram que todas as variáveis
são estatisticamente significantes ao nível de 1%. Os coeficientes apresentam
24
os sinais esperados de forma que para cada 1% de incremento da razão
dívida/PIB, há um incremento na razão superávit primário/PIB de 0,03%. Isso
mostra que o superávit primário reage às variações da dívida pública.
5.2.2 - Breve comentário sobre a relação entre superávit primário, conta
única do tesouro nacional e base monetária
Vale à pena ressaltar que o superávit primário do governo federal está
contabilizado na conta única do tesouro nacional. A conta única por sua vez faz
parte do passivo não monetário do Banco Central. Considerando-se que a
variação da base monetária é dada pela diferença entre a variação dos ativos
do BACEN e a variação do passivo não monetário, se há um incremento do
superávit primário e, portanto, da conta única do tesouro contabilizada no
passivo não monetário, então, tudo o mais constante, haverá uma redução da
base monetária. Nesse contexto, sucessivos aumentos do superávit primário
levam à redução da base monetária, ceteris paribus, e por conseqüência,
redução dos meios de pagamentos. Esse arranjo institucional mostra que há
um canal direto de transmissão da política fiscal para a política monetária.
Aliado a esse fato, se a dívida pública que responde a variações no superávit
primário afeta positivamente a demanda por moeda, então é de se esperar que
tanto a divida pública quanto o superávit primário afetem a taxa de juros. Mas
em que direção?
Se considerarmos que a taxa de juros é determinado pela oferta e
demanda por moeda, e se de um lado a demanda por moeda responde
positivamente a variações da divida pública, dado a oferta de moeda, haverá
um incremento da taxa de juros. Por outro lado, sabendo-se que incrementos
do superávit primário afetam a base monetária reduzindo-a, mais uma vez
25
ceteris paribus, haverá um movimento no sentido de alta da taxa de juros. Esse
é apenas um exercício intuitivo para avaliar a direção da taxa de juros dado um
incremento da dívida pública, embora saibamos que num regime de metas
inflacionárias a oferta de moeda é endógena, pelo fato do BACEN controlar a
Selic Na subseção seguinte analisaremos os efeitos da dívida pública sobre a
taxa de juros.
5.3 - Teste de sustentabilidade fiscal e efeito da dívida pública sobre a
taxa de juros
Martins (1980) desenvolve uma teoria de determinação da renda e da
taxa de juros nominais assumindo a hipótese de que em diferentes períodos os
agentes econômicos podem carregar moeda e títulos públicos. Os agentes
levam em conta a restrição orçamentária do governo e não se preocupam com
a taxa de desconto futura dos passivos associados com a emissão de títulos do
governo. De acordo com essa teoria, o preço dos títulos é análogo ao nível de
preços. Além disso, a taxa de juros nominal é determinada pela razão entre os
estoques de títulos do governo e de moeda e ela não guarda qualquer relação
com a taxa de expansão do nível de preços. Esse resultado implica que a
teoria de Fisher (Fisher [1930], chaps. 2 and 19) da taxa de juros nominal não
se mantém.
Com base no modelo de Martins (1980) nós podemos escrever a equação
fundamental como Rt = Bt / M t onde Rt = (1 + it ) . O subscrito t representa o
tempo, i representa a taxa de juros nominal, B representa o estoque de títulos
públicos e M representa o estoque de moeda. Aplicando logaritmo em ambos
os lados da equação e representando-a de forma estocástica obtém-se
log( Rt ) = log( Bt ) − log( M t ) + et
(11)
26
Nesta seção estimaremos dois sistemas para avaliar o impacto da dívida
pública sobre a taxa de juros (selic). O primeiro para avaliar o efeito direto da
dívida pública sobre a taxa de juros, conforme tabelas 5 e 6. O segundo
sistema, para avaliar o efeito indireto da dívida pública sobre a taxa de juros via
superávit primário, conforme tabelas 7, 8 e 9. Dessa forma, também estaremos
testando o efeito direto do superávit primário sobre a taxa de juros.
Os resultados apresentados na tabela 5 mostram que todas as variáveis
são estatisticamente significantes ao nível de 5%, exceto a tendência. Nesse
contexto, como a hipótese nula é rejeitada, mas há uma tendência
determinística positiva, a política fiscal é fracamente sustentável, pois
eventualmente o problema de insolvência surgirá.
Tabela 5 – Estimativa GMM com Kernel: Bartlett, Bandwidth: Fixed:
Bt = α 0 + α 1trend + β Bt −1 + α 2 dummy + ε t
Variáveis
Coeficientes
Desviopadrão
Estatística t
Valor prob.
Constante
1,9346
0,6172
3,1344
0,0023
Tendência
0,0033
0,0019
1,7091
0,0908
Dívida (-1)
0,8522
0,0499
17,0591
<0,0001
Dummy
-0,1051
0,0409
-2,5648
0,0120
R2
0,9957
R2 ajustado
0,9954
Nota: Instrumentos B(-2,-3,-4,-5,-6), R(-2,-3,-4,-5,-6), constante
O método de GMM com Bartlett Kernel, aplicado conjuntamente para as
duas equações em forma de sistema, conduz às estatísticas apresentadas nas
tabelas 5 e 6. A especificação do modelo é testada pela estatística J associada
com restrições de sobreidentificação. O valor da estatística J de 0,22 com um
p-value de 0,99 não indicam evidencias para rejeitar a especificação do
modelo.
27
Tabela 6 – Estimativa GMM Kernel: Bartlett, Bandwidth: Fixed:
Rt = β 0 + β1 Bt − β 2 M t + η t
Variáveis
Coeficientes
Desviopadrão
Estatística t
Valor prob.
Constante
0,0553
0,0097
5,6843
<0,0001
Dívida
0,0245
0,0067
3,6683
0,0004
M
0,0325
0,0073
4,4298
<0,0001
R2
0,1225
R2 ajustado
0,0843
Nota: Instrumentos B(-2,-3,-4,-5,-6), R(-2,-3,-4,-5,-6), constante
Os resultados apresentados na tabela 6 mostram que todas as variáveis
são estatisticamente significantes ao nível de 1%.
O coeficiente da dívida
pública indica que para cada 1% de incremento da dívida, há um incremento na
taxa de juros de 0,02%. Isso mostra que a dívida do governo tem um impacto
positivo e significante sobre a taxa de juros, sugerindo um regime não
Ricardiano e uma política fiscal ativa. Podemos observar também que quando
o governo aumenta a liquidez na economia, há uma redução na taxa de juros.
Para cada 1% de aumento no agregado monetário M, obtém uma redução na
taxa nominal de juros de 0,03%.
Os resultados relativos ao segundo sistema de equações são
apresentados a seguir, com base em três equações, conforme tabelas 7, 8 e 9.
Os resultados na tabela 7 mostram que todas as variáveis são estatisticamente
significantes ao nível de 1%. Nesse contexto, como a hipótese nula é rejeitada,
mas há uma tendência determinística positiva, a política fiscal é fracamente
sustentável, pois eventualmente o problema de insolvência surgirá. O teste de
Wald não aceita a hipótese nula de que β = 1 , com um p-value < 0,0001.
28
Tabela 7 – Estimativa GMM com Kernel: Bartlett, Bandwidth: Fixed:
Bt = α 0 + α 1trend + β Bt −1 + α 2 dummy + ε t
Variáveis
Coeficientes
Desviopadrão
Estatística t
Valor prob.
Constante
1,7303
0,1425
12,1408
<0,0001
Tendência
0,0025
0,0004
6,1506
<0,0001
Dívida (-1)
0,8691
0,0115
75,2616
<0,0001
Dummy
-0,1086
0,0048
-22,4522
<0,0001
R2
0,9955
R2 ajustado
0,9952
Nota: Instrumentos B(-2,-3,-4,-5,-6), R(-2,-3,-4,-5,-6), SP(-2,-3,-4,-5,-6), constante
O método de GMM com Bartlett Kernel, aplicado conjuntamente para as
três equações em forma de sistema, conduz às estatísticas apresentadas nas
tabelas 7, 8 e 9. A especificação do modelo é testada pela estatística J
associada com restrições de sobreidentificação. O valor da estatística J de 0,20
com um p-value de 0,90 não indicam evidencias para rejeitar a especificação
do modelo.
Os parâmetros apresentados na tabela 8 são estatisticamente
significantes a um nível de 1%. Observa-se que para cada 1% de incremento
da dívida pública obtém-se um aumento do superávit primário de 0,85%.
Tabela 8 – Estimativa GMM Kernel: Bartlett, Bandwidth: Fixed:
sp t = β 0 + β 1 Bt + η t
Variáveis
Coeficientes
Desviopadrão
Estatística t
Valor prob.
Constante
-2,1326
0,0656
-32,4982
<0,0001
Dívida
0,8566
0,0048
177,7032
<0,0001
R2
0,6431
R2 ajustado
0,6355
Nota: Instrumentos B(-2,-3,-4,-5,-6), R(-2,-3,-4,-5,-6), SP(-2,-3,-4,-5,-6), constante
Os resultados apresentados na tabela 9 mostram que todas as variáveis
são estatisticamente significantes ao nível de 1%. Observa-se que para cada
1% de incremento do superávit primário há um incremento da taxa de juros
nominal de 0,001%. Isso mostra que o superávit primário tem um impacto
29
positivo e significante sobre a taxa de juros, sugerindo uma política fiscal ativa
e uma política monetária passiva, ou seja, um regime não Ricardiano.
Podemos observar também que quando o governo aumenta a liquidez na
economia, há uma redução na taxa de juros. Para cada 1% de aumento no
agregado monetário M1, obtém uma redução na taxa nominal de juros de
0,006%.
Tabela 9 – Estimativa GMM Kernel: Bartlett, Bandwidth: Fixed:
Rt = β 0 + β 1 SPt − β 2 M t + η t
Variáveis
Coeficientes
Desviopadrão
Estatística t
Valor prob.
Constante
0,0778
0,0009
78,0522
<0,0001
SP
0,0011
0,0001
6,8915
<0,0001
M
0,0065
0,0002
32,9243
<0,0001
R2
0,5067
R2 ajustado
0,4852
Nota: Instrumentos B(-2,-3,-4,-5,-6), R(-2,-3,-4,-5,-6), SP(-2,-3,-4,-5,-6), constante
Considerando-se o efeito de um incremento da dívida pública ou do
superávit primário sobre a taxa de juros, nada mais natural do que avaliarmos o
efeito dessas mesmas variáveis fiscais sobre o nível de investimento da
economia. Na próxima subseção analisaremos essa relação.
5.4- Efeito da dívida pública sobre o investimento
Araujo e Martins (1998) demonstram que é possível um crescimento de
longo prazo sustentável em um modelo de um setor com gerações
superpostas. Eles assumem uma tecnologia convexa, sem redistribuição de
renda da geração mais velha para a mais nova, com taxação via imposto sobre
a renda e sem altruísmo puro a la Barro (1974). Trabalhando com uma função
de produção AK e assumindo uma hipótese na qual a função utilidade do
agente incorpora um motivo herança absoluto, os autores derivam uma clara
30
implicação de política do modelo: um incremento na dívida governamental afeta
negativamente a taxa de crescimento do estoque de capital tal que
K t − K t −1 δ A − 1
Bt / K t −1
−
=
K t −1
1+ δ
(1 + A)(1 + δ )
(12)
onde Kt é o estoque de capital no início do período t, Bt é o estoque de títulos
da dívida do governo no início do período t, A representa a tecnologia e o
coeficiente δ indica as preferências dos agentes. Essa equação mostra que a
taxa de crescimento do estoque de capital é endógena. Nesse contexto, o fluxo
de financiamento da dívida como proporção do estoque de capital no período
anterior afeta negativamente a taxa de acumulação de capital. Esse resultado
deve-se do efeito deslocamento da redução do investimento produtivo em
decorrência do incremento da dívida pública.
Considerando-se que a diferença entre o estoque de capital em t e t-1 é
o investimento, K t − K t −1 = I t , e que Yt −1 = AK t −1 , podemos reescrever a
equação (12) da seguinte maneira:
I t / Yt −1 = β 0 + β 1 * ( Bt / Yt −1 )
(13)
onde β 0 = (δ A − 1) / A(1 + δ ) e β1 = 1 /[ A(1 + A)(1 + δ )] .
Isto posto, vamos estimar a equação com as variáveis em logaritmo,
conforme a seguir :
I t / Yt −1 = β 0 + β 1 * ( Bt / Yt −1 ) + u t
onde o parâmetro β1
(14)
mostra a relação entre as razões dívida(t)/PIB(t-1) e
investimento(t)/PIB(t-1), β 0 é o parâmetro do intercepto e u t é o erro (termo
estocástico). Vamos verificar se o parâmetro
β1
é estatisticamente
significante, isto é, se é estatisticamente diferentes de zero, e o seu respectivo
31
sinal. Se β1 for negativo e estatisticamente significante, então poderemos inferir
que a razão dívida/PIB afeta negativamente a razão investimento(t)/PIB(t-1).
Em outras palavras, se β1 = 0, nós impomos a hipótese de equivalência
Ricardiana.
Inicialmente
verificaremos
se
as
variáveis
supracitadas
são
estacionárias. Se as variáveis não forem estacionárias, vamos checar se as
mesmas cointegram. A tabela em anexo A1 apresentada em anexo mostra que
ambas são não estacionárias. Nesse caso precisamos fazer um teste de
cointegração para verificar se a regressão será validada, ou seja, para verificar
se a regressão não é espúria.
Os testes de cointegração de Johansen mostram que há uma equação
de cointegração ao nível de significância de 5%, conforme tabela em anexo A.2
e A.3. Destaque-se que utilizamos uma variável dummy (como variável
exógena no VAR) no modelo aqui apresentados para representar dois períodos
distintos: de janeiro de 1995 a dezembro de 1999 a economia brasileira
apresentou um regime de câmbio administrado e a partir de 1999 o Brasil tem
utilizado um regime de câmbio “flutuante”.
A equação de longo prazo resultante mostra que o parâmetro
β1 é
estatisticamente significante ao nível de 5%, conforme a seguir:
I t / Yt −1 = − 1,621 − 0,220( Bt / Yt −1 )
(0,073)
(15)
(0,116)
Os valores entre parênteses representam os desvios-padrão dos
respectivos coeficientes estimados. De acordo com a equação de longo prazo,
nota-se que para cada 1% de incremento da relação Divida(t)/PIB(t-1), há uma
redução de 0,22% da razão Investimento(t)/PIB(t-1). A correlação (Pearson)
32
negativa entre as duas variáveis é de -27,3%, a um nível de significância de
5%. Destaque-se ainda que, com base na estatística Qui-quadrado, no valor de
1,819, não rejeita-se a hipótese nula de fraca endogeneidade (prob. = 0,177),
isto é, a razão Divida(t)/PIB(t-1) é fracamente exógena.
Destaque-se que a dívida pública não tem um papel neutro sobre a
variável real da economia – razão investimento/PIB. Tal evidencia empírica
sugere uma clara prescrição de política pública: o governo deve ter como meta
reduzir a razão dívida/PIB. Uma redução da razão dívida/PIB gera um maior
nível da razão investimento/PIB. A implicação desse resultado é mais
crescimento, menos desemprego e, portanto, melhoria do bem estar da
população.
5.4.1 - Teste de sustentabilidade fiscal e efeito da dívida pública sobre a
formação bruta de capital fixo
Os resultados na tabela 10 mostram que todas as variáveis são
estatisticamente significantes ao nível de 5%, exceto a tendência.
Nesse
contexto, se a hipótese nula não é rejeitada, a dívida descontada é não
estacionária, a política fiscal é insustentável e levará à insolvência se tal
situação se mantiver indefinidamente. O teste de Wald não rejeita a hipótese
nula de que β1 = 1 e α1 = 0 , com a estatística do qui-quadrado igual a 4,0573 e
um p-value de 0,1315.
33
Tabela 10 – Estimativa GMM com Kernel: Bartlett, Bandwidth: Fixed:
Bt = α 0 + α 1trend + β Bt −1 + α 2 dummy + ε t
Variáveis
Coeficientes
Desviopadrão
Estatística t
Valor prob.
Constante
0,3812
0,1837
2,0750
0,0408
Tendência
0,0016
0,0010
1,5888
0,1156
Dívida real (-1)
0,9549
0,0246
38,8315
<0,0001
Dummy
0,0378
0,0099
3,8098
0,0003
R2
0,9968
R2 ajustado
0,9966
Nota: Instrumentos B(-2,-3,-4,-5,-6), I(-2,-3,-4,-5,-6), R (-2,-3,-4,-5,-6), constante
O método de GMM com Bartlett Kernel, aplicado conjuntamente para as
duas equações em forma de sistema, conduz às estatísticas apresentadas nas
tabelas 10 e 11. A especificação do modelo é testada pela estatística J
associada com restrições de sobreidentificação. O valor da estatística J de
0,274 com um p-value de 0,90 não indicam evidencias para rejeitar a
especificação do modelo.
Tabela 11 – Estimativa GMM Kernel: Bartlett, Bandwidth: Fixed:
I t = β 0 + β 1 Yt −1 + β 2 Bt
Variáveis
Coeficientes
Desviopadrão
Estatística t
Valor prob.
Constante
-3,1073
0,1800
-17,2566
<0,0001
PIB real (-1)
1,4357
0,0515
27,8792
<0,0001
Dívida real
-0,2557
0,0301
-8,4955
<0,0001
R2
0,9781
R2 ajustado
0,9772
Nota: Instrumentos B(-2,-3,-4,-5,-6), I(-2,-3,-4,-5,-6), R (-2,-3,-4,-5,-6), constante
Os resultados apresentados na tabela 11 mostram que todas as
variáveis são estatisticamente significantes ao nível de 1%. Observa-se que
para cada 1% de incremento da dívida real há um decréscimo da formação
bruta de capital fixo de 0,2561%. Isso mostra que a dívida tem um impacto
negativo e significante sobre o investimento, sugerindo uma política fiscal ativa.
34
Podemos observar também o efeito positivo do PIB real defasado sobre o
investimento.
Dado o efeito negativo da dívida publica sobre o nível de investimento, o
caminho natural é testarmos o efeito dela sobre o produto. Nesse contexto,
vamos checar na próxima seção o efeito do superávit primário sobre o hiato do
produto. Depois testaremos o efeito da dívida pública sobre a taxa de
crescimento da economia.
5.5– Efeito do superávit primário e sobre o hiato do produto
Nessa seção estima-se as equações da IS fiscal e da relação entre
Superávit Primário e Dívida Pública. O método mais adequado para a
estimativa em forma de sistema dessas duas equações é via GMM, com
adequadas variáveis instrumentais. Todas as variáveis estão em forma de
logaritmo.
A estimativa da equação que mede a resposta da razão superávit
primário/PIB, SP/Y, aos níveis da razão dívida governamental/PIB, B/Y, pode
ser definida como
( SP / Y ) t = a 0 + a1 ( SP / Y ) t −1 + a 2 ( B / Y ) t −1 + u t
(16)
onde ut o termo estocástico.
A IS fiscal pode ser definida como
y t = a3 + a 4 y t −1 + a5 rt −1 + a 6 ( SP / Y ) t −1 + a 7 et −1 + η t
(17)
onde yt é o hiato do produto, rt é a taxa de juros real, (SP/Y)t é a variável fiscal
de interesse (superávit primário/PIB), et é a taxa de câmbio real e η t +1 é o
termo estocástico. A denominação IS fiscal deve-se ao fato de considerarmos
uma variável fiscal na curva IS. Admite-se que os termos estocásticos das
equações (16) e (17) não são serialmente correlacionados.
35
Com base nesse modelo podemos verificar os efeitos diretos da dívida
pública sobre o superávit primário e o efeito indireto dessa variável (dívida
pública) sobre o hiato do produto. Se a razão dívida pública/PIB for
estatisticamente significante na equação (16) e se a razão superávit
primário/PIB também for estatisticamente significante na equação (17), tem-se
um indicativo de que a política fiscal é ativa. Isso significa que a dívida
governamental afeta indiretamente uma variável real, o hiato do produto via
superávit primário.
Os resultados apresentados na tabela 12 mostram que todas as
variáveis são estatisticamente significantes ao nível de 1% e que para cada 1%
de incremento na razão divida/PIB, a razão superávit primário/PIB reage
aumentando em 0,023%.
Tabela 12 – Estimativa GMM com Kernel: Bartlett, Bandwidth:
Fixed: ( SP / Y ) t = a 0 + a1 ( SP / Y ) t −1 + a 2 ( B / Y ) t −1 + u t
Variáveis
Constante
(SP/Y) (-1)
[B/Y](-1)
R2
Coeficientes
0,004
0,221
0,023
0,612
Desviopadrão
<0,001
0,026
<0,001
Estatística t
Valor prob.
18,045
8,411
27,670
R2 ajustado
<0,001
<0,001
<0,001
0,595
Nota Instrumentos: y(-3,-4,-5,-6), r(-3,-4,-5,-6), SP/Y(-3,-4,-5,-6), e(-3,-4,-5,-6), B/Y(-3,
-4,-5,-6),c
O método de GMM com Bartlett Kernel, aplicado conjuntamente para as
duas equações em forma de sistema, conduz às estatísticas apresentadas nas
tabelas 12 e 13. A especificação do modelo é testada pela estatística J
associada com restrições de sobreidentificação. O valor da estatística J de 0,28
com um p-value de 0,50 não indicam evidencias para rejeitar a especificação
do modelo.
36
Tabela 13 – Estimativa GMM Kernel: Bartlett, Bandwidth:
Fixed:: y t = a3 + a 4 y t −1 + a5 rt −1 + a 6 ( SP / Y ) t −1 + a 7 et −1 + η t
Variáveis
Constante
Hiato(-1)
Juro-r(-1)
[SP/Y](-1)
Câmbio-r(-1)
R2
Coeficiente
s
0,431
0,771
-0,048
-2,963
0,006
0,722
Desviopadrão
0,029
0,013
0,009
0,250
0,003
Estatística t
Valor prob.
15,047
59,371
-5,316
-11,836
2,091
R2 ajustado
<0,001
<0,001
<0,001
<0,001
0,039
0,696
Nota Instrumentos: y(-3,-4,-5,-6), r(-3,-4,-5,-6), SP/Y(-3,-4,-5,-6), e(-3,-4,-5,-6), B/Y(-3,-4,
-5,-6),c
Os resultados apresentados na tabela 13 também mostram que todas as
variáveis são estatisticamente significantes ao nível de 5%. Dado um aumento
de 1% na razão superávit primário PIB, há uma redução de 2,963% no hiato do
produto tal que, o efeito final do incremento de 1% na razão divida/PIB será
uma redução de 0,07% no hiato do produto de curto prazo. No longo prazo,
levando em conta o efeito auto-regressivo do coeficiente do hiato defasado, o
efeito final será uma redução do hiato do produto de 0,31%. Esse resultado
mostra que há evidências empíricas de que a política fiscal é ativa.
Os demais coeficientes apresentam os sinais esperados de forma que
para cada 1% de incremento da taxa de juros real, há uma redução no hiato do
produto de 0,048% e para cada 1% de incremento do taxa de câmbio real há
um aumento de 0,006% no hiato do produto.
Notem que embora haja reação do superávit primário em resposta a
variações da divida pública, o que pode indicar preocupação por parte do
governo com a restrição orçamentária, nada garante que a reação tenha
ocorrido na magnitude adequada para tornar a dívida solvente. Se a magnitude
da reação fosse adequada então a política fiscal seria passiva, isto é, ela não
teria qualquer efeito sobre as variáveis reais, a exemplo do hiato do produto.
37
5.6 - Teste de sustentabilidade fiscal e efeito da dívida pública sobre a
taxa de crescimento do produto
Os resultados apresentados na tabela 14 mostram que todas as
variáveis são estatisticamente significantes ao nível de 1%, exceto a tendência.
Nesse contexto, como a hipótese nula é rejeitada e não se pode rejeitar β < 1 e
α1 = 0 , então se houver uma média positiva tal que α 0 > 0 , mais uma vez tal
situação levará a uma eventual insolvência. Tais hipóteses foram confirmadas
pelo teste de Wald.
Tabela 14 – Estimativa GMM com Kernel: Bartlett, Bandwidth:
Newey-West bt = α 0 + α 1trend + β bt −1 + α 2 dummy + ε t
Variáveis
Coeficientes
Desviopadrão
Estatística t
Valor prob.
Constante
0,1569
0,0336
4,6625
<0,0001
Tendência
-0,0015
0,0009
-1,5723
0,1194
Dívidat/PIB(1)
0,8543
0,0615
13,8826
<0,0001
Dummy
-0,1112
0,0407
-2,7306
0,0076
R2
0,9632
R2 ajustado
0,9607
^
Nota: Instrumentos b(-2,-3,-4,-5,-6), y t (-2,-3,-4,-5,-6), constante
O método de GMM com Bartlett Kernel, aplicado conjuntamente para as
duas equações em forma de sistema, conduz às estatísticas apresentadas nas
tabelas 14 e 15. O valor da estatística J de 0,191 com um p-value de 0,975 não
indicam evidencias para rejeitar a especificação do modelo.
38
Tabela 15 – Estimativa GMM com Kernel: Bartlett, Bandwidth: Newey-West
*
y t = β 0 + β 1b't + β 2 b't −1 +ε t
Variáveis
Coeficiente
s
Desviopadrão
Estatística t
Valor
prob.
Constante
1.0389
0,0023
454,4616
<0,0001
divida t / PIBt −1
-0,2237
0,0246
-9,0888
<0,0001
( divida t / PIBt −1 ) (-1)
0,2087
0,0227
9,2106
<0,0001
R2
0,2034
R2 ajustado
0,1680
^
Nota: Instrumentos b(-2,-3,-4,-5,-6), y t (-2,-3,-4,-5,-6), constante
A equação estimada na tabela 15 que relaciona taxa de crescimento do
*
produto ( y ) à razão divida t / PIBt −1 ( b' t ) é derivada da equação (12),
considerando-se que K=Y/A. Os resultados apresentados na tabela 15
mostram que todas as variáveis são estatisticamente significantes ao nível de
1%. Utilizamos a razão divida t / PIBt −1 defasada para ajustar melhor o modelo.
Notem que os sinais dos coeficientes de b' t e
b 't −1 apresentam sinais
alternados, talvez por uma questão de sazonalidade, mas o resultado líquido é
negativo. Isso mostra que a razão divida t / PIBt −1 reduz a taxa de crescimento
do produto. Tal resultado indica que no período considerado há evidências
empíricas de que o Brasil possui uma política fiscal que levará a uma eventual
insolvência e que se encontra em um regime não ricardiano.
Considerando-se os efeitos da dívida pública sobre variáveis reais e
nominais na economia, pode-se concluir com base nas evidências empíricas
que a economia brasileira no período analisado não corrobora com a hipótese
de equivalência Ricardiana. Além disso, os resultados sugerem uma política
fiscal ativa e uma política monetária passiva. Isso posto, vamos fazer mais um
39
teste para tentar validar tais evidências. O modelo de Leeper (1991)
apresentado a seguir nos permite validar ou não tais resultados.
5.7 –Dominância Fiscal: Evidências empíricas com base no Modelo de
Leeper
O modelo desenvolvido por Leeper em 1991 e depois revisitado pelo
próprio autor em 2005 define as condições pelas quais as políticas monetária e
fiscal podem ser classificadas como passivas e/ou ativas.
Partindo de uma modelagem a la Sidrausk (1967) o autor admite que o
produto, y , e o consumo do governo, g , são constantes. Assumindo g = 0 , o
agente escolhe a seqüência (ct , M t , Bt ) para resolver:
∞
max E 0 ∑ β t [log(ct ) + δ log( M t / pt ], 0 < β < 1, δ > 0 ,
(18)
t =0
sujeito a
ct +
M + Rt −1 Bt −1
M t + Bt
+ τ t = y + t −1
pt
pt
(19)
onde M é o estoque nominal de moeda, B é a dívida nominal do governo, na
qual paga uma taxa Rt de juros nominal, c é o consumo, τ é o imposto direto
lump-sum (se positivo) e transferência (se negativo) e p é o nível de preços.
A restrição orçamentária para esta economia, que também é a condição
de equilíbrio do mercado de bens é dada por
ct + g t = y
(20)
As condições de primeira ordem geram as relações de equilíbrio da
equação de Fisher e da demanda por moeda tal que
⎡ 1 ⎤
1
= β Et ⎢
⎥ ,
Rt
⎣π t +1 ⎦
(21)
40
−1
⎡ R − 1⎤
mt = δ c ⎢ t
⎥ ,
⎣ Rt ⎦
(22)
onde π t = pt / pt −1 e mt = M t / pt .
A política do governo é dada pela seqüência
(M t , Bt ,τ t ) . Esta seqüência
deve satisfazer a identidade orçamentária do governo, onde ignorando g temse
bt + mt + τ t = g +
Rt −1bt −1 + mt −1
πt
(23)
tal que bt = Bt / pt .
O autor descreve as políticas de governo com base em regras simples
onde a política fiscal é dada por
τ t = γ 0 + γ bt −1 + Ψt
(24)
onde Ψt é o choque exógeno, realizado no início de t , tal que
Ψt = ρ Ψ Ψt −1 + ε Ψt
(25)
com ρ Ψ < 1 e Et ε Ψt +1 = 0 . A política monetária também obedece a uma regra
simples para a taxa de juros a la Taylor (1993) tal que
Rt = α o + α π t + θ t
(26)
onde θ t é um choque exógeno, realizado no início de t , tal que
θ t = ρ 0θ t −1 + ε θt
(27)
com ρ 0 < 1 e Et ε θt +1 = 0
Leeper (2005) mostra como o equilíbrio depende dos parâmetros
(α , γ ) ao resolver o modelo. Com base nas regras de política (7) e (9), mostra
que este modelo não linear não pode ser resolvido analiticamente. Ele reduz o
modelo a um sistema dinâmico em (π t , bt ) de forma que encontra duas raízes:
41
α β e β −1 − γ . Neste contexto, mostra que uma das raízes precisa ser maior
do que 1 e a outra menor do que 1 em valor absoluto. Assim, são geradas
quatro regiões:
Região I:
α β ≥ 1 e β −1 − γ < 1
Equilíbrio
único.
Nesta
região
choques
monetários
produzem previsões monetárias usuais e os choques
fiscais são irrelevantes. A equivalência ricardiana se
mantém. Nesse caso, a política monetária é ativa e a fiscal
é passiva. Isto quer dizer que a política monetária é eficaz
na determinação do nível de preços e a autoridade
monetária não precisa se preocupar com a restrição
orçamentária, uma vez que a autoridade fiscal é capaz de
escolher um nível de tributação a cada instante do tempo
de modo que a dívida seja financiável via arrecadação
tributária. Leeper (2005) mostra que a inflação de equilíbrio
é um fenômeno inteiramente monetário e que choques
tributários não afetam a inflação ou a taxa de juros
nominal11.
Esta é a região ideal para uma economia implementar um
regime de metas inflacionárias via controle da taxa de
juros. Mais precisamente, a política monetária não possui
restrições
e
pode
agir
ativamente
perseguindo
a
estabilidade de preços, ao reagir fortemente à inflação. A
11
Neste contexto, se uma regra ótima de reação da taxa de juros for resultante da interação de
uma IS fiscal e da equação de Phillips, e se a variável fiscal for significante na estimativa da
42
política
fiscal
obedece
às
restrições
impostas
pelo
comportamento da política monetária e do setor privado e
passivamente ajusta os impostos diretos para equilibrar o
orçamento.
Região II:
α β < 1 e β −1 − γ ≥ 1
Equilíbrio único. A região II descreva a teoria fiscal do nível
de preços, onde choques nos impostos geram inflação e
choques monetários geram impactos não monetários.
Leeper (2005) argumenta que nesta situação, um superávit
fiscal exógeno corresponde à mesma hipótese que Sargent
e Wallane (1981) faz sobre política fiscal quando cunharam
a expressão “Unpleasant Monetarist Arithmetic”.
Leeper segue argumentando que sob certas condições,
choques de política hoje pode não gerar mudanças nos
impostos futuros esperados e que este é um elemento
essencial na teoria fiscal do nível de preços. Nesse caso
tem-se uma política monetária passiva e uma política fiscal
ativa. Dito de outra forma, a autoridade fiscal recusa-se a
realizar um forte ajuste na tributação direta, impedindo que
os choques no déficit não sejam financiados inteiramente
com os futuros impostos. Agora, a autoridade monetária
obedece às restrições impostas pelo comportamento da
política fiscal e do setor privado e permite que o estoque
monetário responda aos choques no déficit.
equação IS, pode-se concluir que a economia não se encontra na Região I e que a política
43
Região III:
α β < 1 e β −1 − γ < 1
Nesta região, as autoridades fiscal e monetária agem
passivamente, sujeitando-se à restrição orçamentária. Sem
uma restrição adicional imposta por uma autoridade que aja
ativamente,
existem
muitos
possíveis
processos
de
expansão monetária, associados por um choque monetário
inicial, que são consistentes com as condições de
equilíbrio. Neste caso, pode haver infinitos pontos de
equilíbrios, ou seja, o equilíbrio é indeterminado. Isto
reproduz o resultado da indeterminação do nível de preços
de Sargent e Wallace (1975), na qual desenvolvem
algebricamente um sistema com raízes instáveis. A
indeterminação surge mesmo se a regra da taxa de juros
dependa da inflação, mas a dependência não é muito forte
(trata-se do caso de um α pequeno). Pode-se dizer que
neste caso a política monetária é ineficaz, uma vez que ela
tem pouca capacidade de determinação do nível de preços.
Neste caso defendemos uma coordenação entre as
políticas monetária e fiscal com o objetivo da economia
migrar para a Região I.
Região IV:
α β ≥ 1 e β −1 − γ ≥ 1
Não há equilíbrio - a menos que os choques exógenos, ε ψ t e
ε θ , sejam perfeitamente correlacionados. Neste caso as
t
políticas monetária e fiscal são ativas. Nesta região, cada
monetária não é ativa.
44
autoridade (fiscal e monetária) negligencia a restrição
orçamentária tentando determinar preços. Isto produz duas
raízes instáveis. Neste caso, não há um processo de
expansão monetária que assegure que o consumidor irá
manter (ou não irá se desfazer) os títulos da dívida pública
do governo, a menos que os choques de política sejam
relacionados de uma forma que viole a hipótese de
choques mutuamente não correlacionados.
Tais resultados geram importantes conseqüências quanto à prescrição
de política econômica ótima. As regras ótimas de política monetária que
dominam a literatura desde os trabalhos de Taylor até os mais recentes de
Woodford estão admitindo explicita ou implicitamente que a economia trabalha
na Região I. Neste contexto, utilizam-se regras ótimas onde a taxa de juros
responde a variações no hiato do produto e na taxa de inflação e, ao considerar
economias abertas, a taxa de juros também responde a variações na taxa de
câmbio.
Ainda no contexto da Região I, destaca-se que geralmente as regras
monetárias ótimas são derivadas a partir da Curva IS e da Curva de Phillips.
Mais recentemente, a maioria destes modelos parte de um arcabouço com
fundamento microeconômico. Entretanto, independentemente da forma de
derivação, a grande maioria dos modelos da literatura internacional possui algo
em comum. Na regra do Banco Central para determinação da taxa de juros
utilizada para manter a inflação próxima à sua meta, não há qualquer
referência a variáveis fiscais. Em outras palavras, a taxa de juros não responde
a variáveis fiscais, sejam tributos, déficit primário ou dívida pública. Como já
45
ressaltado, a política fiscal é passiva por tratar-se de um regime ricardiano.
Neste contexto a dívida e a política fiscal não têm qualquer influencia sobre o
nível de preços e, portanto, sobre a taxa de inflação. Neste contexto, não faz
sentido utilizar uma IS fiscal12 e gerar uma regra de taxa de juros que responda
a variáveis fiscais num ambiente de política monetária ativa e de política fiscal
passiva.
Por outro lado, considerando-se que uma dada economia trabalha na
região II, onde predomina a TFNP, é de se questionar uma regra de política
monetária ótima via controle da taxa de juros a la Taylor da forma tradicional.
Talvez faça mais sentido utilizar uma regra ótima nos moldes da proposta por
Morais e Andrade (2004). Eles calculam a regra ótima de política monetária
supondo que a autoridade monetária segue um regime flexível de metas de
inflação, no qual existe possibilidade de inclusão de uma meta para a razão
dívida/Produto Interno Bruto (PIB). No modelo proposto, a dívida pública afeta
diretamente o prêmio de risco e, conseqüentemente, a taxa de câmbio. Os
autores incluem uma meta para a razão dívida/PIB na função de perda da
autoridade monetária.
Fica clara a necessidade de que as autoridades monetária e fiscal
atuem de forma coordenada para os casos das regiões III e IV. Em ambos os
casos a não coordenação das políticas geram políticas ineficazes.
No caso da região III, embora a política fiscal seja passiva, a autoridade
monetária não consegue implementar uma política eficaz com o intuito de
estabilizar preços. A coordenação de políticas é necessária no sentido de que
ao se constatar que a política monetária é passiva, obviamente o Banco
12
O termo IS fiscal é utilizado por Verdini (2003) por incluir na IS uma variável fiscal, no caso o
superávit primário.
46
Central não é independente, uma vez que não consegue cumprir sua função
básica, qual seja, impor a estabilidade de preços.
O caso da região IV reflete a completa falta de coordenação entre as
políticas. Ambas autoridades, monetária e fiscal, procuram ativamente
determinar preços negligenciando por completo a restrição orçamentária. Tratase do prior dos mundos.
Neste contexto, percebe-se a necessidade de
coordenação entre as políticas e do dialogo entre as autoridades no intuito da
economia migrar de preferência para a Região I.
O bom senso diz que se a economia encontrar-se nas regiões II, III ou IV
torna-se necessário que haja uma coordenação das políticas fiscal e monetária
de forma que seja realizado um esforço para que a economia migre para a
região I. Para que isso aconteça não se pode negligenciar o impacto da dívida
pública sobre as variáveis reais e nominais da economia. Deve-se trabalhar
com metas para redução da relação da razão divida/PIB de forma clara e
transparente.
A
seguir
apresentamos
as
estimativas
para
determinação
dos
coeficientes γ e α relativo às equações (24) e (26) onde o coeficiente γ
representa a reação dos impostos diretos em resposta à variação da dívida
pública e o coeficiente α , que é derivado de uma regra de Taylor simplificada,
representa a reação da taxa de juros em resposta à variação da inflação. A
determinação do coeficiente γ ocorre por meio de uma estimativa de duas
equações em forma de sistema via GMM conforme tabelas 18 e 19. A
determinação do coeficiente α também ocorre por meio de uma estimativa de
duas equações em forma de sistema via GMM conforme tabelas 20 e 21. Essa
forma de estimativa evita eventuais problemas e raiz unitária e de cointegração
47
como já mencionado na seção aspectos metodológicos. Como a regra de
Taylor utilizada no modelo de Leeper é muito simplificada, nós utilizamos uma
regra mais usual onde a taxa de juros responde a inflação esperada e ao hiato
do produto.
Os resultados apresentados na tabela 18 mostram que todas as
variáveis são estatisticamente significantes ao nível de 5%, exceto a constante.
Nesse contexto, como a hipótese nula é rejeitada, mas há uma tendência
determinística positiva, a política fiscal é fracamente sustentável, pois
eventualmente o problema de insolvência surgirá.
Tabela 18 – Estimativa GMM com Kernel: Bartlett, Bandwidth –
Andrews ( B / Y ) t = a0 + a1Trend + a 2 ( B / Y ) t −1 + a 4 * Dummy + u t
Variáveis
Constant
Tendência
(B/Y)(-1)
Dummy
R2
Coeficientes
0,001
0,001
0,717
0,146
0,968
Desviopadrão
0,021
<0,001
0,043
0,031
Estatística t
Valor prob.
0,057
2,064
16,847
4,636
R2 ajustado
0,955
0,042
<0,001
<0,001
0,966
Nota: Instrumentos B/Y(-3,-4,-5,-6), I.D.(-3,-4,-5,-6), c
O método de GMM aplicado conjuntamente para as duas equações em
forma de sistema, conduz às estatísticas apresentadas nas tabelas 18 e 19. A
especificação do modelo é testada pela estatística J associada com restrições
de sobreidentificação. O valor da estatística J de 0,20 com um p-value de 0,97
não indicam evidencias para rejeitar a especificação do modelo.
Os resultados apresentados na tabela 19 mostram que todas as
variáveis são estatisticamente significantes ao nível de 1%. Para um
incremento de 1% na razão divida/PIB há um incremento de 0,005% na razão
impostos diretos/PIB. Esse valor representa o coeficiente γ do modelo de
Leeper (1991), que mostra a reação dos impostos diretos em resposta à
variação da dívida pública.
48
Tabela 19 – Estimativa GMM com Kernel: Bartlett, Bandwidth –
Andrews ID / Yt = a3 + a 4 * ( B / Y ) t −1 + η t
Variáveis
Constante
(B/Y)(-1)
R2
Coeficientes
0,006
0,005
0,386
Desviopadrão
<0,001
<0,001
Estatística t
Valor prob.
27,282
10,035
R2 ajustado
<0,001
<0,001
0,373
Nota Instrumentos: B/Y(-3,-4,-5,-6), ID/Y(-3,-4,-5,-6), c
Os resultados apresentados na tabela 20 mostram a estimativa de uma
curva IS em que todas as variáveis são estatisticamente significantes ao nível
de 1%. Os sinais de todos os coeficientes estão de acordo com o esperado.
Tabela 20 – Estimativa GMM Kernel: Bartlett, Bandwidth:
Fixed:: y t = a1 + a 2 y t −1 + a3 rt −1 + a 4 et −1 + a5 * Dummy + η t
Variáveis
Constante
Hiato
Juro-r
Câmbio-r
Dummy
R2
Coeficientes
0,8555
0,331
-0,236
0,111
0,274
0,505
Desviopadrão
0,096
0,077
0,031
0,028
0,036
Estatística t
Valor prob.
8,947
4,312
-7,612
3,971
7,659
R2 ajustado
<0,001
<0,001
<0,001
<0,001
<0,001
0,460
Nota: Instrumentos R(-2,-3,-4,-5,-6), ipca(-2,-3,-4,-5,-6), B/Y(-2,-3,-4,-5,-6), c
O método de GMM aplicado conjuntamente para as duas equações em
forma de sistema conduz às estatísticas apresentadas nas tabelas 20 e 21. A
especificação do modelo é testada pela estatística J associada com restrições
de sobreidentificação. O valor da estatística J de 0,25 com um p-value de 0,90
não indicam evidencias para rejeitar a especificação do modelo.
Tabela 21 – Estimativa GMM com Kernel: Bartlett, Bandwidth –
Andrews Rt = a6 + a 7 * Et (π t +1 ) + a8 * y t + a9 * Rt −1 + η t
Variáveis
Constante
Et (π t +1 )
Hiato
Selic(-1)
R2
Coeficientes
-0,315
0,149
0,177
0,872
0,789
Desviopadrão
0,054
0,038
0,033
0,026
Estatística t
Valor prob.
-5,835
3,940
5,398
34,070
R2 ajustado
<0,001
<0,001
<0,001
<0,001
0,775
Nota: Instrumentos R(-2,-3,-4,-5,-6), ipca(-2,-3,-4,-5,-6), B/Y(-2,-3,-4,-5,-6), c
49
Os resultados apresentados na tabela 21 mostram a estimativa de uma
regra de Taylor em que todas as variáveis são estatisticamente significantes ao
nível de 1%. Os sinais de todos os coeficientes estão de acordo com o
esperado. Nós assumimos que Et (π t +1 ) = π t +1 . Notem que para um incremento
de 1% no valor esperado da inflação há um incremento de 0,149% na selic.
Esse valor representa o coeficiente α do modelo de Leeper (1991), que mostra
a reação da taxa de juros em resposta à variação da inflação.
Com base nos resultados acima onde o coeficiente α = 0,149 (tabela 21) e
= 0,005 (tabela 19) e considerando-se que β = 0,98 ,
o coeficiente γ
alcançamos um estado de equilíbrio único na Região II, tal que α β < 1 e
β −1 − γ ≥ 1 .
Note
que
α β = 0,149 * 0,98 < 1
e
que
β −1 − γ = (1 / 0,98) − 0,005 > 1 . Utilizamos o mesmo valor de β = 0,98 estimado
por Lima e Issler (2003) e seguido por Moreira, Souza e Almeida (2007).
A região II descreva a TFNP ou a dominância fiscal. Leeper argumenta que
sob certas condições, choques de política hoje pode não gerar mudanças nos
impostos futuros esperados e que este é um elemento essencial na teoria fiscal
do nível de preços. Nesse caso tem-se uma política monetária passiva e uma
política fiscal ativa. Dito de outra forma, a autoridade fiscal recusa-se a realizar
um forte ajuste na tributação direta, impedindo que os choques no déficit não
sejam financiados inteiramente com os futuros impostos. Agora, a autoridade
monetária obedece às restrições impostas pelo comportamento da política
fiscal e do setor privado e permite que o estoque monetário responda aos
choques no déficit.
50
6. Considerações preliminares
Os resultados apresentados na subseção 5.7 mostram com base no modelo
de Leeper que a economia brasileira encontra-se numa situação de dominância
fiscal. Essa situação é coerente com os resultados apresentados nas
subseções anteriores. Notem que todos os testes de sustentabilidade fiscal
apresentados com base em Buiter e Patel (1992) mostraram que a situação
fiscal brasileira no período analisado é no mínimo preocupante. Podemos
sintetizar de uma forma simplista dois caminhos de transmissão da política
fiscal, conforme caracterizados pelos esboços 1 e 2 apresentados a seguir.
O quadro 1 mostra os efeitos das variação da dívida pública sobre o
superávit primário, base monetária, taxa de juros, investimento, hiato do
produto e taxa de crescimento econômico, onde (B/Y) = razão dívida/PIB; SP/Y
= razão superávit primário/PIB; M = oferta de moeda, M1; R = selic; I =
*
Investimento; y = hiato do PIB e y é a taxa de crescimento do produto
Quadro 1 - Transmissão da política fiscal via oferta de moeda
↑ ( B / Y ) ⇒↑ ( SP / Y ) ⇒↑ (Conta Única do Tesouro) ⇒↑ ( Passivo não Monetário) ⇒
*
↓ ( Base Monetária) ⇒ ↓ ( M ) ⇒↑ R ⇒ ↓ ( I ) ⇒ ↓ ( y ) e ↓ y ⇒↑ ( B / Y ) ⇒↑ ( SP / Y )
...... círculo vicioso
Os resultados apresentados na seção 5 mostram que o superávit primário
reage positivamente à variação da dívida pública. Entretanto, o fato do
coeficiente da razão divida/PIB ser positivo e estatisticamente significante não
significa que a magnitude do coeficiente garanta a sustentabilidade fiscal.
Nesse caso, conforme Leeper (1991, 2005), a autoridade fiscal recusa-se a
realizar um forte ajuste na tributação direta, impedindo que os choques no
déficit não sejam financiados inteiramente com os futuros impostos.
51
Já comentamos que o superávit primário do governo federal está
contabilizado na conta única do tesouro nacional. A conta única por sua vez faz
parte do passivo não monetário do Banco Central. Considerando-se que a
variação da base monetária é dada pela diferença entre a variação dos ativos
do BACEN e a variação do passivo não monetário, se há um incremento do
superávit primário e, portanto, da conta única do tesouro contabilizada no
passivo não monetário, então, tudo o mais constante, haverá uma redução da
base monetária. Nesse contexto, sucessivos aumentos do superávit primário
levam à redução da base monetária, ceteris paribus, e por conseqüência,
redução dos meios de pagamentos. Esse arranjo institucional mostra que há
um canal direto de transmissão da política fiscal para a política monetária.
Sabendo-se que incrementos do superávit primário afetam a base
monetária reduzindo-a, ceteris paribus, espera-se que haja um movimento no
sentido de alta da taxa de juros. Os resultados mostram que a divida pública
afeta positivamente a taxa de juros nominal, Selic. Da mesma forma, os
resultados apresentados mostram que variações positivas na dívida pública
levam a incrementos no superávit primário, que por sua vez levam a
incrementos na taxa de juros. Admitindo que maiores taxas de juros nominais
sejam acompanhadas por maiores taxas de juros reais, então é de se esperar
que variações positivas de dívida pública redundem em menores níveis de
investimento, de hiato do produto e do crescimento econômico. As estimativas
confirmam essa relação do efeito negativo da divida pública sobre os níveis de
investimento, o hiato do produto e taxa de crescimento do produto. Isso posto,
menores níveis de produto, dado o estoque da dívida, redundam em uma maior
52
razão dívida/PIB. Esse processo de retroalimentação pode engendrar um
circulo vicioso não desejável.
O esboço 2 mostra de uma forma similar ao esboço 1 como a política
fiscal é propagada a partir de variações da razão dívida/PIB, com a diferença
de que a transmissão da política fiscal ocorre agora via demanda por moeda.
Os resultados mostram que incrementos na razão dívida/PIB aumentam a
demanda por moeda. Isso mostra que uma parcela da dívida pública é
considerada pelos agentes econômicos como riqueza liquida e, portanto,
resulta num regime não ricardiano. Uma maior demanda por moeda, dado a
oferta de moeda, sugere uma elevação da taxa de juros. Os resultados também
mostram que incrementos na razão dívida/PIB aumentam a taxa de juros. Além
disso, as evidências empíricas também mostram que um incremento da taxa de
juros leva a um movimento de redução do nível de investimento, do hiato
produto e da taxa de crescimento econômico, conforme já descrito no quadro 2,
o que também pode redundar no mesmo circulo vicioso não desejável.
Quadro 2 - Transmissão da política fiscal via demanda por moeda
*
↑ ( B / Y ) ⇒↑ (demanda por Moeda) ⇒↑ R ⇒ ↓ ( I ) ⇒ ↓ ( y ) e ↓ ( y ) ⇒↑ ( B / Y ) ⇒
↑ (demanda por moeda)....... círculo vicioso
7. Considerações finais
Os resultados mostram que a dívida pública tem um papel importante na
determinação de variáveis como a demanda real por moeda, a razão
investimento/PIB, taxa de juros nominal, hiato do produto e taxa de crescimento
da economia. No período de 1995: I a 2008: III constatou-se que há uma
relação positiva entre a razão dívida/PIB e a demanda por moeda normalizada
pelo PIB, a razão superávit primário/PIB e a taxa de juros nominal, selic.
53
Constatamos também que há uma relação negativa entre a razão dívida/PIB e
a razão investimento/PIB, o hiato do produto e a taxa de crescimento do PIB.
Nesse contexto, há evidencias empíricas que não corroboram com a hipótese
de equivalência Ricardiana.
Além disso, mostrou-se no mesmo período que a razão superávit
primário/PIB reage positiva e diretamente a incrementos na razão dívida/PIB e
que a razão dívida/PIB afeta negativa e indiretamente o hiato do produto via
superávit primário e positiva e indiretamente a taxa de juros nominal, também
via superávit primário. Esses resultados sugerem mais uma vez que há
evidencias empíricas de que a economia não obedece ao regime de
equivalência Ricardiana.
Por fim, as estimativas com base no modelo de Leeper mostram que a
economia brasileira encontra-se numa situação de dominância fiscal,
equivalente à Região II. A região II descreva a teoria fiscal do nível de preços,
TFNP. Em outras palavras, pode-se inferir também que há evidências
empíricas de que a política fiscal é ativa e a política monetária é passiva, o que
caracteriza um regime não Ricardiano.
Quando o regime é Ricardiano, implicando que a política monetária é ativa
e a política fiscal é passiva, faz sentido analisar apenas os mecanismos de
transmissão da política monetária. Mas no caso de um regime não ricardiano,
onde a política fiscal é ativa e a política monetária é passiva, podemos e
devemos analisar os mecanismos de transmissão da política fiscal. Isso posto,
podemos inferir que se a dívida pública afeta positivamente a demanda por
moeda, ela também deve alterar a taxa de juros. Por outro lado, quando há um
incremento no superávit primário há uma redução da base monetária, tudo
54
mais constante. Redução da base monetária leva a uma redução da oferta de
moeda, ceteris paribus. Também encontramos evidências empíricas de que
incrementos na dívida pública geram incrementos na selic. Nesse contexto,
taxas de juros mais elevadas implicam em menores níveis de investimentos e,
por sua vez, menores níveis de hiato do produto e de crescimento do PIB.
Esses resultados são suportados pelas evidências empíricas. Vimos também
que dívida pública afeta negativamente o hiato do produto e afeta
positivamente a taxa de juros via superávit primário. Tais conexões mostram
como os efeitos da política fiscal são propagados ou transmitidos na economia.
Nesse sentido, nosso resultados confirmam os resultados apresentados por
Moreira, Souza e Almeida (2997) para o período 1995:I a 1996:II onde os
autores mostram que a política fiscal é ativa e que a política monetária é
passiva resultando num regime de dominância fiscal. Vale ressaltar que se
considerarmos uma provável trajetória ascendente da razão dívida/PIB após a
recente crise bancária/financeira (crise do subprime) que assola todo o mundo,
o desequilíbrio fiscal no Brasil neste e nos próximos anos deve se acentuar, o
que pode tornar o efeito da dívida pública sobre o nível de investimento e hiato
do produto ainda mais crônico.
Em termos de prescrição de política econômica, considerando-se que
uma dada economia trabalha na região II, onde predomina a TFNP ou a
dominância fiscal, não faz sentido considerar uma regra de política monetária
ótima via controle da taxa de juros a la Taylor da forma tradicional. Talvez faça
mais sentido utilizar uma regra ótima nos moldes da proposta por Morais e
Andrade (2004). Os autores calculam a regra ótima de política monetária
supondo que a autoridade monetária segue um regime flexível de metas de
55
inflação, no qual existe possibilidade de inclusão de uma meta para a razão
dívida/PIB. No modelo proposto, a dívida pública afeta diretamente o prêmio de
risco e, conseqüentemente, a taxa de câmbio. Os autores incluem uma meta
para a razão dívida/PIB na função de perda da autoridade monetária.
Os resultados aqui apresentados podem contribuir para explicar por que
o Brasil é um dos países que possuem uma das mais elevadas taxa de juros do
mundo. Com base nos resultados empíricos apresentados, mostramos que
variações positivas da dívida pública têm impacto positivo sobre a taxa de
juros. Essa é uma linha de pesquisa a ser aprimorada. Outra linha de pesquisa
a ser desenvolvida a partir dos resultados aqui apresentados pode ser focada
no impacto da dívida sobre a taxa de câmbio. Para isso, seria necessário
trabalhar com os modelos numa economia aberta. Os modelos associados à
demanda por moeda, Martins (1980) e Araújo e Martins (1999) trabalham com
a economia fechada. Outro aspecto a ser considerado é o fato de que parte
dos títulos da dívida pública é indexada à taxa de juros, índice de preços e taxa
de câmbio. Nesse contexto, os resultados aqui apresentados estão abertos a
outras linhas de investigações, indicado que, certamente, o debate continua.
Anexo
Tabela A. 1 – Teste de Raiz Unitária
Variáveis
ADF – AIC Modificado
Valor
Estatístic
Valor
crítico 5%
at
Prob,
L(m)
-2,927
-1,701
0,424
L(R)
-2,919
-2,506
0,120
L(b)
-3,502
-2,145
0,509
L(I/Y-1)
-2,924
-0,723
0,831
L(B/Y-1)
-1,949
-0,916
0,314
L(SP/Y)
-2,919
-0,929
0,771
ADF – SIC Modificado
Valor
Estatístic
Valor
crítico 5%
at
Prob,
-2,921
-2,196
0,210
-2,919
-2,506
0,120
-3,495
-2,518
0,319
-2,924
-0,723
0,831
-1,947
-0,506
0,821
-2,919
-0,929
0,771
Nota: L = Log.
56
Tabela A. 2 – Teste de Cointegração de Johansen: L(I/Y-1) = f [ L(B/Y-1)]
Hipótese: N° E.C
Autovalor
Estatística
Valor crítico
Valor
(s)
traço
5%
prob.
Nenhum*
0,333
29,388
20,262
0,002
Pelo menos 1
0,157
8,726
9,164
0.060
Nota: Teste do traço indica 1 equação de cointegração (E.C.) ao níbel de 5%.
( * ) = Indica rejeição da hipótese nula ao nível de 5%.
Tabela A. 3 – Teste de Cointegração de Johansen: L(I/Y-1) = f [ L(B/Y-1)]
Hipótese: N° E.C (s) Autovalor
Estatística
Valor crítico Valor prob.
Max-Autovalor
5%
Nenhum*
0,333
20,662
15,892
0,008
Pelo menos 1
0,157
8,726
9,164
0.060
Nota: Teste do max-autovalor indica 1 equação de cointegração (E.C.) ao níbel de 5%.
( * ) = Indica rejeição da hipótese nula ao nível de 5%.
Tabela A. 4 – Teste de Cointegração de Johansen: L(M/Y) = f [L(R), L(B/Y)]
Hipótese: N° E.C
Autovalor
Estatística
Valor crítico
Valor
(s)
traço
5%
prob.
Nenhum*
0,520
62,742
35,193
<0,001
Pelo menos 1*
0,262
23,825
20,262
0.016
Pelo menos 2
0,136
7,744
9,164
0.092
Nota: Teste do traço indica 2 equações de cointegração (E.C.) ao nível de 5%.
( * ) = Indica rejeição da hipótese nula ao nível de 5%.
Tabela A.5 – Teste de Cointegração de Johansen: L(M/Y) = f [L(R), L(B/Y)]
Hipótese: N° E.C (s) Autovalor
Estatística
Valor crítico Valor prob.
Max-Autovalor
5%
Nenhum*
0,520
38,917
22,299
<0,001
Pelo menos 1*
0,262
16,081
15,892
0.047
Pelo menos 2
0,136
7,744
9,164
0.092
Nota: Teste do max-autovalor indica 2 equações de cointegração (E.C.) ao nível de 5%.
( * ) = Indica rejeição da hipótese nula ao nível de 5%.
Tabela A.6 – Teste de Cointegração de Johansen: L(SP/Y) = f [L(B/Y)]
Hipótese: N° E.C
Autovalor
Estatística
Valor crítico
Valor
(s)
traço
5%
prob.
Nenhum*
0,532
47,908
20,262
<0,001
Pelo menos 1
0,150
8,434
9,164
0.070
Nota: Teste do traço indica 1 equação de cointegração (E.C.) ao nível de 5%.
( * ) = Indica rejeição da hipótese nula ao nível de 5%.
Tabela A.7 – Teste de Cointegração de Johansen: L(SP/Y) = f [L(B/Y)]
Hipótese: N° E.C (s) Autovalor
Estatística
Valor crítico Valor prob.
Max-Autovalor
5%
Nenhum*
0,532
39,474
15,892
<0,001
Pelo menos 1
0,150
8,435
9,164
0.070
Nota: Teste do max-autovalor indica 1 equação de cointegração (E.C.) ao nível de 5%.
( * ) = Indica rejeição da hipótese nula ao nível de 5%.
57
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