FUNDAÇÃO GETULIO VARGAS
ESCOLA DE ECONOMIA DE SÃO PAULO
RODRIGO WANG DE FARIA BARROS
UM ESTUDO SOBRE O IMPACTO DA POLÍTICA FISCAL NA TAXA DE JUROS
DE CURTO PRAZO
SÃO PAULO, 2012
RODRIGO WANG DE FARIA BARROS
UM ESTUDO SOBRE O IMPACTO DA POLÍTICA FISCAL NA TAXA DE JUROS
DE CURTO PRAZO
Dissertação apresentada ao Programa de PósGraduação em Economia da Escola de
Economia de São Paulo da Fundação Getúlio
Vargas (FGV-EESP), como requisito para
obtenção do título de Mestre em Economia.
Campo do Conhecimento:
Economia Monetária
Orientador: Prof. Dr. Márcio Holland de Britto
SÃO PAULO, 2012
Barros, Rodrigo Wang de Faria.
Um estudo sobre o impacto da política fiscal na taxa de juros de curto prazo
/ Rodrigo Wang de Faria Barros. - 2012.
58 f.
Orientador: Márcio Holland de Brito.
Dissertação (mestrado) - Escola de Economia de São Paulo.
1. Política monetária. 2. Taxas de juros. 3. Política tributária. 4. Análise de
painel. I. Brito, Márcio Holland de. II. Dissertação (mestrado) - Escola de
Economia de São Paulo. III. Título.
CDU 336.2
RODRIGO WANG DE FARIA BARROS
UM ESTUDO SOBRE O IMPACTO DA POLÍTICA FISCAL NA TAXA DE JUROS
DE CURTO PRAZO
Dissertação apresentada à Escola de Economia
de São Paulo da Fundação Getúlio Vargas,
como requisito para obtenção do título de
Mestre em Economia.
Campo do Conhecimento:
Economia Monetária
Data de Aprovação:
__/__/____
Banca Examinadora:
_____________________________________
Prof. Dr. Márcio Holland de Britto (Orientador)
FGV-EESP
_____________________________________
Prof. Dr. Vladimir Kuhl Teles
FGV-EESP
_____________________________________
Prof. Dr. Emerson Fernandes Marçal
Universidade Presbiteriana Mackenzie
RESUMO
Esta tese tem por objetivo principal examinar a interação da política fiscal com a
política monetária. A pergunta central a ser respondida por esse estudo é se a política fiscal
tem efeitos sobre a regra de Taylor. Para responder a essa pergunta o estudo é conduzido com
análise teórica e empírica. O modelo analítico é desenvolvido do framework novo keynesiano,
apresentado por Gali (2008), adicionando-se papel do governo sobre a demanda agregada e a
produtividade das firmas. A análise empírica é realizada com dados de 1990 a 2008, em um
painel de países utilizando o System GMM (método generalizado dos momentos)
desenvolvido por Blundell e Bond (1998). Os resultados obtidos nesse trabalho apontam para
um impacto positivo do gasto fiscal na taxa de juros de curto prazo, tal que o aumento em 1
ponto percentual de gasto além do nível de equilíbrio leva a um aumento de aproximadamente
0,1 pontos percentuais na taxa de juros no curto prazo, já o impacto no longo prazo, na
estimação preferida, varia de 0,5 a 1 ponto percentual. Ou seja, para efeito de recomendação
de política fiscal, gastos governamentais têm efeitos na taxa de juros nominal de curto prazo.
Palavras-chave: taxa de juros, política fiscal, regra de taylor, análise em painel
ABSTRACT
This work aims to study the interaction between fiscal and monetary policy. The
central question posed herein is whether or not the fiscal policy has relevant effects on the
Taylor rule. To answer this question the study is conducted with both a theoretical and
empirical analysis. The analytical model is developed from a new Keynesian framework as in
Gali (2008), but adding to this model the role played by the government which with its
spending would affect the aggregate demand and the firm’s productivity. The empirical
analysis is conducted with data from 1990 to 2008, using panel data and the system GMM
(generalized method of moments) developed by Blundell and Bond (1998). The results show
a positive impact of the government spending in the short run interest rate, since an increase
of 1 percentage point in the spending above its equilibrium level leads to an increase of,
approximately, 0,1 percentage points in the short run interest rates; the long run impact varies
from 0,5 to 1 percentage points. Then, as a policy recommendation, the fiscal policy affects
the short run interest rates.
Palavras-chave: interest rate, fiscal policy, Taylor rule, panel data analysis
LISTA DE ILUSTRAÇÕES
Figura 1: Média da taxa de juros de curto prazo (Em pontos percentuais)
27
Figura 2: Média da taxa da taxa de inflação (Em pontos percentuais)
27
LISTA DE TABELAS
Tabela 1: Divisão dos gastos do governo segundo Gemmel et al. (2011)
24
Tabela 2: Estatísticas descritivas
28
Tabela 3: Estimação principal com gastos do governo agregado
30
Tabela 4: Estimação principal com gastos do governo desagregados
32
Tabela 5: Estimação usando Difference GMM - Gastos agregados
41
Tabela 6: Estimação usando Difference GMM - Gastos desagregados
41
Tabela 7: Estimação utilizando a matriz eficiente de erros - Gastos agregados
42
Tabela 8: Estimação utilizando a matriz eficiente de erros - Gastos desagregados
42
Tabela 9: Estimação usando toda a amostra de países - Gastos agregados
43
Tabela 10: Estimação usando toda a amostra de países - Gastos desagregados
43
Tabela 11: Estimação utilizando a transformação de primeiras diferenças – Gastos agregados
44
Tabela 12: Estimação utilizando a transformação de primeiras diferenças – Gastos
desagregados
44
Tabela 13: Estimação sem utilizar instrumentos nas variáveis fiscais - Gastos agregados
45
Tabela 14: Estimação sem utilizar instrumentos nas variáveis fiscais - Gastos desagregados
45
Tabela 15: Média e desvio padrão da inflação por ano da amostra - Países avançados
46
Tabela 16: Média e desvio padrão da inflação - Países não avançados
46
Tabela 17: Média das variáveis mais relevantes por país
47
Tabela 18: Países avançados ou que adotaram o sistema de metas para inflação
48
Tabela 19: Países não avançados ou que não adotaram o sistema de metas para inflação
48
Tabela 20: Países retirados da amostra por terem poucas observações
49
Tabela 21: Estatísticas descritivas com todos os países da amostra
49
Tabela 22: Fonte dos dados de gasto fiscal e da taxa de juros
50
Tabela 23: Resumo das variáveis
50
SUMÁRIO
1.
Introdução
1
2.
Revisão Bibliográfica
4
3.
Modelo Analítico
9
4.
Modelo Empírico
16
5.
Resultados
26
6.
Conclusão
36
7.
Bibliografia
38
8.
Anexo:
41
1. INTRODUÇÃO
A taxa de juros de curto prazo tem sido uma importante e eficiente ferramenta
adotada pelos bancos centrais para o controle de inflação, como mostrado por Taylor (1993).
Desde então, os bancos centrais mundo afora têm aplicado o que se convencionou chamar de
Regra de Taylor. De acordo com essa regra, uma boa política monetária para manter sob
controle o nível de preços altera a taxa de juros de curto prazo em reposta a mudanças no
nível de preços e na renda real.
O principal objetivo desse trabalho é analisar o impacto da atuação discricionária
da política fiscal na taxa de juros de curto prazo, ou seja, verificar se a política fiscal restringe
a atuação da política monetária. Além disso, também será testado se diferentes tipos de gasto
do governo podem afetar a política monetária de maneira distinta.
Para cumprir o objetivo proposto o trabalho é composto de duas principais partes:
a primeira com a apresentação de um modelo analítico para caracterizar o problema aqui
proposto e a segunda na qual serão reportados resultados empíricos em linha com o modelo
analítico desenvolvido.
O modelo analítico adota premissas novo-keynesianas seguindo o proposto por
Gali (2008), as principais características desse modelo são: a autoridade monetária atua
seguindo a regra de Taylor para combate de inflação, competição imperfeita entre as firmas, e
indivíduos que maximizam sua função utilidade ao longo de sua vida escolhendo entre
consumo e lazer.
No modelo analítico desenvolvido nesse trabalho essa relação entre política fiscal
e taxa de juros de curto prazo é plausível e significativa quando a autoridade monetária adota
uma regra de política monetária para controle da inflação tipo Taylor (1993). Isso ocorre
porque o gasto do governo afeta a demanda agregada da economia e, por consequência, o
custo marginal das firmas, o que gera pressão sobre o nível de preços; como a autoridade
monetária segue uma regra do tipo Taylor, ela aumenta a taxa de juros de curto prazo para
conter o aumento do nível de preços.
No caso da análise com gastos fiscais separados entre produtivos e não produtivos
temos que, de acordo com o modelo analítico desenvolvido nesse trabalho, o gasto do
governo não produtivo que afeta apenas a demanda agregada da economia, tem um efeito
semelhante ao da análise anterior; já o gasto produtivo do governo, que afeta também a
produtividade das empresas, tem um efeito negativo na taxa de juros. Isso ocorre porque ao
1
aumentar a produtividade das empresas há uma diminuição no custo marginal delas e,
consequentemente, gera-se uma pressão negativa no nível de preços, dando à autoridade
monetária a oportunidade de reduzir a taxa de juros de curto prazo quando ela segue uma
regra do tipo Taylor.
Os testes empíricos são realizados utilizando o System GMM, de acordo com
Blundell e Bond (1998). Para Roodman (2009), esse método é adequado para estimar
equações lineares com efeito fixo heterogêneo entre as observações, com dados em painel,
com variável dependente defasada entre os regressores e com variáveis independentes
endógenas.
Os resultados obtidos nas estimações empíricas desse trabalho apontam para o
fato de que o gasto do governo acima do nível de equilíbrio, definido como impulso fiscal,
tem um impacto positivo na taxa de juros de curto prazo. Resultados obtidos na estimação
principal apontam que um aumento de 1 ponto percentual do gasto do governo além do nível
de equilíbrio é responsável no curto prazo por um aumento de 0,10 a 0,12 pontos percentuais
na taxa básica de juros, dependendo da especificação utilizada. No longo prazo, esse efeito é
bem maior variando de 0,52 pontos percentuais a 1,10 pontos percentuais na taxa básica de
juros.
Vale ressaltar que esse efeito só é significativo quando a estimação é feita num
painel de países que contém apenas economias consideradas avançadas1 segundo classificação
do FMI2 ou economias que adotaram uma política de metas de inflação3. Essa separação de
países para a estimação está de acordo com o modelo analítico desenvolvido uma vez essas
economias apresentam um maior esforço em manter o controle do nível de preços, fato
essencial para a conclusão encontrada no modelo analítico.
Ao se fazer a análise empírica separando os gastos do governo em produtivo e não
produtivo, que segundo o modelo analítico deveriam apresentar impactos na taxa de juros
com sinais opostos, mas não foi encontrado um impacto significativo do gasto fiscal na taxa
de juros. Os coeficientes de ambas variáveis fiscais apresentaram sinal positivo, porém, não
1
O FMI classifica as economias em avançada e não avançada avaliando os países nos seguintes
critérios: nível de renda per capita, diversificação das exportações, grau de integração no sistema financeiro
global.
2
Pela classificação do FMI são países avançados: Áustria, Australia, Bélgica, Canada,
Dinamarca, Finlandia, França, Alemanha, Grécia, Irlanda, Itália, Japão, Países Baixos, Nova Zelândia, Noruega,
Portugal, Espanha, Suécia, Suiça, Reino Unido, Estados Unidos, Chipre, República Tcheca, Estônia, China,
Hong Kong, Islândia, Israel, Coréia, Luxemburgo, Malta, Cingapura, Eslováquia, Eslovênia e Taiwan.
3
Os países que adotaram o sistema de metas de inflação e não são considerados avançados pelo
FMI são os seguintes: Chile a partir de 1991, Brasil a partir de 1999, México a partir de 1999 e África do Sul a
partir de 2000.
2
significativo, resultado distinto do esperado, isso pode ocorrer porque tanto o gasto produtivo
quanto o gasto não produtivo num primeiro momento geram apenas um aumento na demanda
e o efeito na produtividade, gerado pelo gasto produtivo do governo, não afeta no curto prazo
negativamente o custo marginal das empresas. Outra razão, para não se encontrar um
resultado significativo nessa estimação, pode ser porque a divisão utilizada nesse trabalho de
gasto fiscal produtivo e não produtivo não é adequada para se avaliar os impactos negativos
no custo marginal das firmas.
A principal contribuição dessa pesquisa é a descrição de um possível canal pelo
qual a política fiscal afeta a taxa de juros de curto prazo, principalmente, nas economias
avançadas ou que adotaram o regime de metas para inflação, mostrando, portanto, ser
necessária uma coordenação entre política fiscal e monetária para se determinar o nível da
taxa de juros de curto prazo. É possível averiguar também que esse impacto é significativo
economicamente, principalmente, se observado o impacto de longo prazo.
Em síntese, o resultado de um governo que mantém constantemente seu gasto
acima do nível de equilíbrio é uma maior taxa de juros de curto prazo determinada pela
autoridade monetária. Portanto, a política fiscal tem papel relevante na determinação da taxa
de juros de curto prazo da economia.
A seção 2 revê alguns importantes trabalhos recentes que abordam diretamente o
objeto desta pesquisa. A seção 3 apresenta um modelo analítico simplificado, mas suficiente
para descrever as relações teóricas entre efeitos de gastos e alterações nas taxas de juros de
curto prazo. A seção 4 descreve o modelo empírico geral e suas variantes bem como as
hipóteses levantadas na pesquisa e os dados e suas fontes. Na seção 6 são discutidos os
principais resultados obtidos, deixando para a última seção as conclusões centrais deste
trabalho.
3
2. REVISÃO BIBLIOGRÁFICA
A literatura apresenta diversas razões teóricas sobre a importância da coordenação
entre a autoridade fiscal e a autoridade monetária para o controle do nível de preços,
mostrando que apenas a independência do banco central pode não ser suficiente para se
atingir tal objetivo.
Sargent e Wallace (1981) mostram que a relação entre política fiscal e política
monetária pode-se dar de duas formas distintas: ou em um regime em que a política monetária
é dominante ou em outro quando a política fiscal é dominante. No primeiro caso, a política
fiscal se ajusta para equilibrar o orçamento intertemporal do governo, e a autoridade
monetária determina a taxa de juros de curto prazo. No segundo caso, os déficits primários
não apresentam movimentos automáticos para garantir a solvência, ou seja, a autoridade fiscal
não se preocupa em manter o equilíbrio do orçamento intertemporal, e a autoridade monetária
age para garantir a solvência do governo, não se preocupando com a âncora nominal.
Além desses trabalhos que mostram a interação entre a política fiscal e monetária,
outros estudos apresentam possíveis canais para o impacto da política fiscal na taxa de juros
de curto prazo.
No modelo keynesiano de Blinder e Solow (1973) com preços rígidos, um
impacto do gasto do governo, mantendo a quantidade de moeda constante, causa um aumento
da taxa de juros real de curto prazo. Isso ocorre porque os agentes não diminuem seu consumo
visto que não consideram o aumento da dívida do governo como perda de riqueza. Logo, há
um aumento da demanda agregada na economia devido ao aumento dos gastos do governo e,
conseqüentemente, há um aumento das taxas de juros para se restabelecer o equilíbrio no
mercado de bens.
Barro (1981) analisa o gasto do governo separando-o em dois tipos básicos: os
gastos permanentes e os transitórios. Para o autor, o impacto do aumento do consumo
permanente do governo não altera a taxa de juros, mas aumento do gasto transitório provoca
tal alteração. O aumento permanente do consumo do governo não tem efeito sobre a taxa de
juros, pois os agentes esperam um aumento de impostos no futuro, ao contrário do modelo de
Blinder e Solow (1973), e, por isso, diminuem o consumo privado atual, elevando a poupança
para pagamento de maiores impostos futuros, portanto, não há um aumento da demanda
agregada da economia. No entanto, se o gasto do governo for temporário, as famílias, sabendo
que o gasto é temporário, reotimizam seu consumo intertemporal, para poupar para o futuro
4
aumento de impostos, diminuindo o consumo em todos os anos de sua vida. Isso faz com que,
no período que o governo promoveu o gasto transitório, haja um aumento da demanda
agregada, que tem que ser compensado por um aumento do nível de juros para se
reestabelecer o equilíbrio no mercado de bens, considerando os preços fixos no curto prazo.
Além disso, Barro (1981) também reconhece que gastos do governo em diversas
atividades podem ter impactos distintos na economia visto que afetam de maneira diferente a
produtividade das empresas e o consumo das famílias, por exemplo, a oferta de educação
pública é um substituto do consumo de educação por parte das famílias e, portanto, tem um
impacto diferente do gasto com proteção ao meio ambiente que não é nem complementar nem
substituto do consumo privado e também não afeta a produtividade da economia.
Baxter e King (1993), seguindo um modelo de equilíbrio geral neoclássico,
mostram que tanto aumento temporário quanto permanente do governo tem efeito positivo
sobre a taxa de juros. Isso ocorre porque o aumento do gasto do governo causa uma
diminuição da riqueza do consumidor, devido ao aumento do imposto. Como no modelo
apresentado pelos autores há um efeito riqueza sobre o lazer, haverá um aumento da oferta de
trabalho. No estado estacionário, a relação entre capital e trabalho é constante; portanto, com
o aumento da oferta de trabalho haverá, nos próximos períodos, um aumento do estoque de
capital até se atingir novamente a razão de equilíbrio do estado estacionário. Durante essa
transição, a taxa de juros estará acima daquela referente ao estado estacionário para incentivar
a poupança.
Do ponto de vista teórico essa relação também já foi estudada em modelos de
equilíbrio geral. Hebbous (2011) organizou diversos estudos teóricos de equilíbrio geral num
survey sobre estudos do impacto do choque da variável fiscal em outras variáveis da
economia e conclui que na maior parte deles a variável fiscal tem um impacto positivo ou
insignificante na taxa de juros de curto prazo.
Estudos empíricos, como o desenvolvido nesse trabalho, que analisam o impacto
de política fiscal na economia enfrentam dois problemas básicos apontados pela literatura: a
pouca disponibilidade dos dados de gasto fiscal e a dificuldade em identificação do choque
exógeno do gasto fiscal discricionário.
O primeiro problema ocorre, principalmente, em estudos que envolvem painel de
países dado que não há uma única classificação para o gasto fiscal4, este é o caso da base de
4
O gasto do governo na base de dados do FMI é classificado nos seguintes grupos: gasto do
governo central em regime de caixa, gasto do governo central em regime contábil, gasto do governo geral em
regime contábil e gasto do governo geral em regime de caixa. A diferença entre os gastos do governo central e
5
dados do FMI (Fundo Monetário Internacional)5. Esse trabalho procura mitigar o problema de
falta de dados e ao mesmo tempo manter a qualidade da estimação optando por utilizar apenas
dados de gasto fiscal do governo geral6, mesclando a utilização dos dois métodos de apuração
do gasto fiscal: regime contábil e regime de caixa. Dessa maneira foi possível obter uma
amostra cross section e temporal maior do que caso se utilizasse apenas um método de
apuração do gasto7.
O segundo problema apresentado, ou seja, a dificuldade de identificação, ocorre
devido à correlação da política fiscal e da variável dependente com o ciclo da economia, o
ciclo da economia é uma variável difícil de ser controlada uma vez que não é observada.
Como a taxa de juros de curto prazo tem uma correlação positiva com o ciclo econômico,
visto que o governo muitas vezes utiliza-a de maneira anticíclica, e a correlação do gasto
fiscal com a taxa de juros é negativa, visto que em momentos de contração da economia o
governo promove diminuição dos gastos e aumento dos juros e em momentos de expansão da
economia realiza aumento gastos e diminuição dos juros; temos que ao não controlar o ciclo
econômico pode-se gerar um viés negativo no coeficiente estimado da variável de interesse na
regressão do gasto fiscal na taxa de juros.
Isolar a componente discricionária do gasto fiscal, eliminado o componente
cíclico, é um problema comum em trabalhos que estudam os efeitos da política fiscal e
diversas estratégias já foram empregadas8. Nesse trabalho optou-se por utilizar um
procedimento semelhante ao utilizado por Alesina e Ardagna (1998) para eliminar o problema
da parte do gasto fiscal que varia com o ciclo devido à presença de estabilizadores
do governo geral é que no primeiro não estão reportados os gastos de estados, municípios e empresas estatais. Já
a diferença entre a contabilidade em regime de caixa e no regime contábil e que no primeiro o gasto é
contabilizado quando o dinheiro sai do caixa e no segundo o gasto é contabilizado quando já há o
comprometimento por parte do governo em realizá-lo.
5
Ter o gasto fiscal detalhado é necessário nesse trabalho visto que um dos objetivos do trabalho é
verificar se o gasto produtivo tem um impacto diferente do gasto não produtivo na política monetária. Essa
limitação dos países em classificar seus gastos de acordo com a classificação do FMI acaba afetando a amostra
final utilizada nos testes empíricos desse trabalho.
6
Ao se utilizar apenas a variável de gasto do governo geral, sem misturar com a variável de gasto
do governo central, evita-se um possível problema de viés de variável omitida na estimação do coeficiente de
interesse caso haja uma correlação entre os gastos de Estados e Municípios, gastos omitidos, com os gastos da
União.
7
No anexo na tabela 22 está detalhado a classificação de gasto fiscal utilizado nesse trabalho para
cada país e no anexo na tabela 18 está descrita a amostra de países incluídos na estimação principal.
8
Romer e Romer (2010), por exemplo, para estudar efeitos da política fiscal na economia utilizam
uma abordagem de narrativa histórica estudando momentos de alterações na legislação de impostos, por meio de
documentos oficiais, dessa maneira eles buscam mudanças na política fiscal que não estavam associadas ao ciclo
econômico. Barro e Redlick (2011) e Evans(1985) estudam os impactos da política fiscal na economia americana
utilizando como variável fiscal os gastos com defesa durante um período de guerra quando pode-se argumentar
que a variação do gasto fiscal não é correlacionado com o ciclo da economia. Blanchard e Perotti (2002) utilizam
um VAR (Vetor Autorregressivo) para isolar o impacto do gasto fiscal exógeno.
6
automáticos. Para evitar a outra fonte de problema, a atuação anticíclica por parte da
autoridade fiscal, fez-se uso de variável instrumental, utilizando os valores passados da
variável fiscal como instrumento para a variável fiscal corrente.
Estudos que investigam o impacto da política fiscal na taxa de juros não são novos
na literatura, mas, geralmente, estão restritos à investigação do impacto do resultado fiscal na
taxa de juros de longo prazo9. Esses trabalhos geralmente não têm como objetivo final
entender o impacto do gasto fiscal no movimento dos juros de curto prazo e a interação entre
e política monetária e política fiscal, que é o caso deste trabalho.
Alguns autores estudaram o impacto do choque da política fiscal na taxa de juros
de curto prazo. Perotti (2002), por exemplo, analisou o impacto do gasto fiscal em países da
OECD (Organização para Cooperação e Desenvolvimento Econômico) utilizando um vetor
autorregressivo (VAR). Nesse experimento ele encontrou os seguintes resultados para a taxa
de juros de curto prazo: o impacto estimado do gasto fiscal é negativo nos juros nominais dos
Estados Unidos (resultado considerado um puzzle pelos autores) e positivo nos outros países
da amostra (Alemanha, Reino Unido, Austrália e Canadá). Portanto, pode-se concluir que o
efeito do choque do gasto fiscal na taxa de juros de curto prazo é positivo na maioria dos
países.
Utilizando um painel de países da OCDE de 1960 a 2002, Ardagna (2009) mostra
que, em episódios de grande aumento do resultado fiscal primário, as taxas de juros de curto e
de longo prazo se reduzem. Ou seja, o aumento do déficit fiscal tem um impacto positivo na
taxa de juros de curto prazo. Para controlar os efeitos dos ciclos a autora identifica um período
de contração (expansão) fiscal aquele em que o superávit primário ciclicamente ajustado10
aumenta (diminui) em pelo menos 1,5% do PIB (Produto Interno Bruto) por um período ou
aumenta (diminui) por pelo 1% do PIB por dois anos. Utilizar os períodos de grande alteração
do superávit ciclicamente ajustado para identificar episódios exógenos de alterações de gasto
é uma maneira de se controlar alterações os efeitos do ciclo econômico, pois se supõem que
9
Engen e Hubbard (2004) e Ardagna et al (2007), por exemplo, estudam o impacto do superávit
primário na taxa de juros de longo prazo da economia. Engen e Hubbard (2004) utilizam um modelo teórico que
mostra como o aumento do déficit primário do governo pode gerar aumento da taxa de juros de longo prazo
devido à diminuição da poupança agregada. Já Ardagna et al (2007) num trabalho empírico com dados de painel
em países desenvolvidos membros da Organização para a Cooperação e Desenvolvimento Econômico (OECD)
faz um estudo empírico dessa relação encontrando um impacto positivo do déficit prímário na taxa de juros de
longo prazo. Aisen e Hauner (2008) fazem um estudo semelhante ao de Ardagna et al (2007) porém estendendo
para outros países que não fazem parte da OECD e utilizando como variável dependente a taxa de juros de curto
prazo.
10
Por resultados fiscais ajustados aos ciclos econômicos (ou ciclicamente ajustados) entende-se
aqueles resultados fiscais ocorridos nas fases econômicas de expansão ou retração ou alterações nos preços de
commodities, especialmente se a economia é exportadora de produtos baseados em recursos naturais.
7
nem políticas anticíclicas nem os efeitos dos estabilizadores automáticos são capazes de
realizar uma mudança tão grande no resultado fiscal ciclicamente ajustado.
Outra análise feita nesse trabalho foi a separação do gasto fiscal por função para
avaliar separadamente o impacto de diferentes tipos de gasto fiscal, esse tipo de análise já é
adotada pela literatura há algum tempo. Gemmell et al (2011), por exemplo, separa os gastos
do governo em produtivo e não produtivo para avaliar a diferença do impacto de cada um
desses gastos no crescimento de longo prazo das economias. Esse trabalho utilizará essa
mesma classificação dos gastos para analisar possíveis diferenças no impacto na taxa de juros
de curto prazo.
8
3. MODELO ANALÍTICO
Nessa parte do trabalho será apresentada uma abordagem para subsidiar o
entendimento das relações possíveis entre a política fiscal e a política monetária, conforme o
canal de transmissão proposto em que um gasto acima do nível de equilíbrio pode levar a
aumento da taxa de juros de curto prazo. A identificação empírica destas relações será objeto
das seções seguintes e deverá procurar seguir em linha com o modelo analítico aqui proposto.
É sugerido aqui um modelo novo keynesiano conforme a contribuição de Gali
(2008), que possui algumas características advindas do modelo de real business cycle (RBC),
a saber: (i) famílias representativas com período de vida infinito que procuram maximizar a
função utilidade, escolhendo entre consumo e lazer e sujeitos a uma restrição orçamentária
intertemporal. E (ii) um grande número de firmas com acesso a uma mesma tecnologia de
produção.
Entretanto, diferentemente dos modelos do tipo RBC, o modelo adotado nesse
trabalho não apresenta uma acumulação de capital endógena. Isso é justificável uma vez está
se estudando impactos de curto prazo na economia e o acúmulo de capital não afeta a taxa de
juros no curto prazo.
Além dessas características, esse trabalho também possui as seguintes
características comuns a abordagem novo keynesiano: (i) competição monopolística entre as
firmas, ou seja, os preços dos bens surgem endogenamente por firmas que buscam maximizar
seus lucros e agentes que demandam bens visando maximizar sua função utilidade. (ii)Rigidez
nominal, ou seja, as empresas estão sujeitas a uma restrição na frequência com que podem
atualizar os preços dos produtos ou serviços que vendem. O método de atualização de preço
adotado nesse trabalho é um modelo de ajuste de preço tempo-dependente proposto por Calvo
11
. (iii) Não neutralidade da política monetária no curto prazo, que é uma consequência da
presença da rigidez nominal de preços. Neste caso, mudanças na taxa de juros de curto prazo
não são compensadas um para um com mudança na taxa de inflação esperada, logo, quando a
autoridade monetária altera a taxa de juros nominal há uma alteração na taxa de juros real.
Como a taxa de juros real tem reflexos na taxa de consumo das famílias afeta,
consequentemente, o produto e a taxa de emprego uma vez que as firmas reotimizam sua
produção, ajustando-a para a nova quantidade de bens demandados. No longo prazo,
11
Ao modelar a rigidez de preço para a economia, Calvo propôs um modelo em que apenas uma
porcentagem fixa das empresas recebe um sinal que lhes permite ajustar o preço de seu bem em um determinado
período de tempo, esse sinal é independente de períodos anteriores e do estado da economia.
9
entretanto, os preços e salários voltam para o nível de equilíbrio. E (iv) a autoridade monetária
adota uma política monetária semelhante à proposta por Taylor (1993), em que ela ajusta a
taxa de juros segundo os desvios da inflação esperada em relação a sua meta e o tamanho do
hiato do produto.
Além disso, para estudar o impacto do impulso fiscal na taxa de juros de curto
prazo, o governo também é incluído no modelo afetando a demanda e a produtividade da
economia. O governo age no modelo por meio de uma taxação lump sum na renda dos agentes
privados e seus gastos são de dois tipos: produtivos e não produtivos. Os gastos produtivos
supostamente afetam a demanda agregada da economia e sua produtividade e os gastos não
produtivos são esperados afetar apenas a demanda agregada da economia.
Nessa seção, o modelo é apresentado em partes, sendo que, primeiro, desenvolvese o problema das famílias, de oferta de mão de obra e o consumo privado; depois é analisado
o problema das firmas que ajustam seu preço de acordo com sua função de produção de
maneira a maximizar o lucro e, finalmente, é inserido o governo por meio da política fiscal e
monetária.
Famílias
Por hipótese, cada consumidor maximiza a função utilidade intertemporal
escolhendo a alocação ótima entre consumo de uma cesta de bens, C, e lazer, L.
Normalizando para 1 a oferta de trabalho, N, que o indivíduo pode ofertar num determinado
período, temos que Lt = 1 − Nt . A função de utilidade intertemporal que o individuo otimiza
tem o formato abaixo:
∞
E0 ∑ U (Ct , N t )
t =0
Supõe-se que a função utilidade tem o formato CRRA (aversão relativa ao risco
constante):
Ct1−σ N t1+φ
U (Ct , N t ) =
−
1−σ 1+ φ
(1)
ߪ e ߶ representam o coeficiente de aversão ao risco referente ao consumo e lazer
respectivamente e também representam o inverso da elasticidade de substituição intertemporal
do consumo e do lazer entre dois períodos12.
12
Quanto maior
σ
ou o
φ
maior a propensão de se postergar o consumo ou o lazer para períodos
futuros.
10
Essa otimização está sujeita à restrição orçamentária do agente em todo período t.
A restrição orçamentária dos agentes têm o seguinte formato:
PC
t t + Qt Bt ≤ Bt −1 + Wt Nt − Tt
(2)
A equação (2) nos diz que a renda disponível do trabalho ( Wt .Nt ) adicionado aos
títulos comprados no período anterior ( Bt −1 ) líquidos do imposto lump-sum cobrado ( Tt ) tem
que ser maior que o consumo do agente ( Pt .Ct ) adicionado à compra de novos títulos ( Qt .Bt ).
Pt é o nível de preço dos bens produzidos para consumo, Qt é o preço do título, Bt , em t, e
Wt é o salário do trabalho, N t .
A otimização da equação (1) sujeita a restrição orçamentária (2) resulta nas
seguintes equações de comportamento dos agentes na forma log-linear.
wt − pt = σ .ct + φ.nt
(3)
ct = Et {ct +!} − σ −1 (it − Et {π t +1} − ρ )
(4)
As letras minúsculas representam o logaritmo das variáveis denotadas
anteriormente por letras maiúsculas. Além disso, temos: ρ que é a taxa de desconto das
famílias e it ≡ log Qt que é o juros nominal pago pelo título por segurá-lo por 1 período.
Firmas
A função de produção da firma representativa depende da mão de obra empregada
e dos gastos produtivos do governo que funcionam como choques de produtividade na
economia, aumentando momentaneamente o nível de produção. Os gastos produtivos do
governo são construções de ponte, expansão da rede de telecomunicações e investimento em
educação, segurança e saúde, conforme classificação a ser utilizada posteriormente na parte
empírica do trabalho.
A função de produção de cada firma na forma log linear tem o seguinte formato:
yt = gpt + (1 − α )nt
(5)
Onde α representa a elasticidade parcial do produto com respeito ao trabalho,
quanto maior o α mais decrescente é o rendimento marginal do trabalho quando se aumenta
o nível de trabalho, gpt representa o logaritmo dos gastos produtivos do governo que alteram
momentaneamente a produção das empresas, yt representa o logaritmo da produção e nt o
11
logaritmo da mão de obra utilizada na produção. Vale ressaltar que nesse modelo o gasto
produtivo do governo afeta todas as firmas uniformemente independente do seu negócio.
As firmas determinam o preço de seus produtos de maneira a maximizar seu
lucro. A função de custo total tem o seguinte formato, as letras maiúsculas correspondem às
variáveis sem estar em logaritmo das variáveis apresentadas anteriormente:
1
W
W  Y 1−α
CTt = t .N t = t .  t 
Pt
Pt  GPt 
Derivando a função de custo total em relação a produção temos a seguinte função
do custo marginal da firma representativa já em formato log-linear.
cmgt = wt − pt +
α . yt gpt
−
− ln(1 − α )
1− α 1− α
(6)
O custo marginal das firmas na economia aumenta caso haja um aumento dos
salários reais ( wt − pt ) ou aumento da quantidade produzida devido aos rendimentos
decrescentes da mão de obra e o custo marginal diminui com os gastos produtivos do governo
devido aos choques de produtividade que ele gera.
Com precificação tempo dependente tipo Calvo e competição imperfeita tem-se
que a inflação evolui de acordo com a equação abaixo, uma vez que as firmas ajustam seus
preços de maneira a obter um markup desejado acima de seu custo marginal, ou seja, elas
alteram seus preços quando há um aumento em seu custo marginal13:
π t = β .Et π t +1 + λ .cmg
t
(7)
é o desvio do custo marginal em relação ao seu
π t representa a inflação, cmg
nível de equilíbrio, Etπ t +1 representa a inflação futura, em t+1, esperada em, t, e β e λ são
parâmetros positivos do modelo que surgem da derivação da função de ajustes de preço das
firmas dado a função demanda das famílias, derivação apresentada em Gali (2008). Essa é a
curva de Phillips novo keynesiana similar à apresentada em Gali (2008).
Governo
O governo taxa os agentes na forma de lump-sum e com o imposto arrecadado
consome, Gt , otimizando a compra de cada item j da mesma forma que os agentes. O
13
A derivação da evolução de preços com um modelo tempo dependente e firmas com competição
imperfeita pode ser encontrado em Gali (2008). A equação apresentada nessa parte é idêntica à apresentada em
Gali (2008) para a evolução dos preços sob essas condições.
12
mercado de bens estará em equilíbrio quando a produção total do bem j for igual ao consumo
do bem j pelos consumidores e pelo governo:
Yt ( j ) = Ct ( j ) + Gt ( j)
Agregando os bens temos como condição de equilíbrio em todos mercados a
seguinte equação:
Yt = Ct + Gt
Log-linearizando a equação acima temos:
yt = (1 − Sg ).ct + Sg .g t
(8)
Sg representa a proporção entre o consumo de equilíbrio do governo e o produto
de equilíbrio, que é uma constante para a economia.
Os bens consumidos com os gastos do governo, gt , são divididos em produtivo,
gpt , e não produtivos, gct :
gt = gpt + gct
(9)
Fazendo as substituições da equação (8) e (9) na equação de custo marginal (6)
temos a seguinte equação, onde o aumento do gasto de consumo do governo aumenta o custo
marginal das empresas.
 φ .(Sg-1)
1
α .Sg 
α .(1 − Sg ) φ (1 − Sg ) 
 α .Sg φ .Sg 

cmg t = 
−
+
+
+
 .gp+ 
 .gc+  σ +
 .c-ln(1-α )
1− α
1−α 
 1− α 1−α 

 (1-α ) 1 − α 1 − α 
(10)
Dessa maneira, substituindo a equação do custo marginal (10) na curva de Phillips
novo keynesiana (7) temos a seguinte equação para a evolução da inflação na economia.
 φ.(Sg-1)
1
α .Sg   α .Sg φ.Sg  
α .(1 − Sg ) φ (1 − Sg )  
−
+
+
+
 .gp+ 
 .gc+  σ +
 .c 
1− α
1− α  
 1− α 1−α 

 (1-α ) 1 − α 1 − α 
π t =β .Etπ t +1 + λ 
(11)
Nessa equação as variáveis que aparecem com um acento circunflexo representam
o desvio dessa variável em relação ao seu nível de equilíbrio.
A regra de política monetária segue uma forma similar a uma Regra de Taylor
tradicional com o seguinte formato:
it = ρ + κ i it −1 + κ π π t + κ y yt
(12)
Nessa equação a autoridade monetária ajusta a taxa de juros de curto prazo, it, de
acordo com as alterações na inflação corrente, πt, e de acordo com o hiato do produto, ᷉yt.
Segundo a teoria, para haver estabilidade de preços, a autoridade monetária aplica a regra com
13
todos coeficientes da equação (11) maiores que zero e o coeficiente da inflação no longo
prazo maior que 1.
A regra monetária proposta na equação (12) também apresenta uma certa inércia,
já que a defasagem da taxa de juros aparece entre as variáveis dependentes. Essa
especificação implica a existência de uma taxa de juros de equilíbrio positiva igual a
ρ
1−κ
quando o hiato do produto é igual a 0 e a taxa de inflação é igual à inflação esperada.
Substituindo a taxa de inflação derivada na equação (11) na regra de política
monetária, equação (12), temos:

 φ .(Sg-1)
1
α .Sg   α .Sg φ.Sg  
α .(1 − Sg ) φ (1 − Sg )   
it = ρ + κ iit −1 + κπ  β .Etπ t +1 + λ 
−
+
+
+
 .gp+ 
 .gc+  σ +
 .c   + κ y yt
1−α
1 − α   
 1− α 1− α 


 (1-α ) 1 − α 1 − α 
(13)
Pela equação (13) o impacto do consumo das famílias acima do nível de equilíbrio
na taxa de juros de curto prazo é positivo, visto que todos os coeficientes que aparecem
multiplicando esse fator são positivos e α e Sg são sempre menores que 1 por definição. Isso
está de acordo com a teoria, pois um aumento do consumo gera aumento do nível de preços,
fazendo com que a autoridade monetária aumente a taxa de juros para conter a demanda e
controlar a taxa de inflação.
Também se espera um coeficiente da inflação esperada positivo visto que β é
positivo por hipótese. O mesmo vale para a defasagem da taxa de juros, it −1 , que também está
multiplicada por um coeficiente positivo por hipótese.
Quanto as variáveis fiscais, como podemos ver pela equação acima, o coeficiente
que multiplica o desvio do gasto do governo em bens não produtivos em relação ao seu nível
de equilíbrio é sempre positivo, visto que α > 0 , Sg>0 e φ > 0 , o que implica que a equação
abaixo sempre é maior que zero.
 α .Sg φ .Sg 
+

>0
 1−α 1−α 
Pela equação acima quanto maior o α , que representa a concavidade da função de
produção em relação à mão de obra empregada, maior o impacto do gasto de consumo do
governo na taxa de juros, isso ocorre porque um α grande implica uma maior concavidade na
função de produção em relação à mão de obra, ou seja, será necessária uma maior quantidade
de mão de obra para o incremento da produção do que se o α fosse menor. Além disso,
quanto maior o φ maior é o impacto do gasto de consumo do governo além do nível de
equilíbrio na taxa de juros, uma vez que haverá um maior aumento dos salários com o
aumento da demanda por mão de obra, como pode ser visto na equação (3), isso ocorre
14
porque com um maior φ os trabalhadores estão menos dispostos a sacrificar lazer no presente
pelo trabalho e, portanto, exigirão um maior salário para aumentar a oferta de trabalho.
Já o coeficiente do desvio do gasto do governo em bens produtivos em relação ao
nível de equilíbrio é sempre negativo, uma vez que simplificando o coeficiente entre
parênteses que multiplica gpt temos:
−φ.Sg + φ + 1 − α .Sg
α −1
O denominador α − 1 é sempre menor que 0 e o numerador: (1 − Sg ).φ + 1 − α .Sg é
sempre maior que 0, já que α < 1 e Sg<1. Nesse caso quanto maior φ maior é o impacto do
gasto produtivo na taxa de juros, visto que a variação da mão de obra tem um maior impacto
sobre o salário e, consequentemente sobre o custo marginal das firmas. Já o tamanho do α
produz resultados ambíguos no impacto do gasto fiscal produtivo na taxa de juros.
Quando supomos que o gasto do governo não é produtivo no curto prazo, ou seja,
no curto prazo o gasto do governo é apenas consumo, que aumenta a demanda agregada,
temos que gpt = 0 e gct = gt . Logo, nesse caso na equação derivada em (13) o gasto do
governo terá sempre sinal positivo, semelhante à análise feita para o gasto do governo além
do nível de equilíbrio em bens não produtivos.
15
4. MODELO EMPÍRICO
Para estimar o impacto do gasto do governo na taxa de juros de curto prazo
seguiu-se o modelo analítico proposto na seção anterior. Dessa maneira, o modelo a ser
estimado tem a seguinte especificação.
jurit = β 0 + β1 jurit −1 + β 2Cˆit + β3Gˆ it + β 4 H it + β5π it + ε it
(14)
Onde o subscrito i denota país e o subscrito t representa tempo.
Nesse modelo jur representa a taxa de juros de curto prazo. A taxa de juros
defasada um período (t-1) aparece entre os regressores. Isso implica que a autoridade
monetária não ajusta automaticamente a taxa de juros para lidar com a inflação, mas, suaviza
os ajustes nela. Caso β1 = 0 tem-se um problema estático sem a suavização da taxa de juros
por parte da autoridade monetária, e quanto maior o coeficiente β1 maior a inércia da taxa de
juros de curto prazo14.
Cˆt é o desvio do consumo das famílias em relação ao seu nível de equilíbrio.
Como não há dados disponíveis para representar o nível de equilíbrio do consumo das
famílias, foi considerado nesse trabalho que o consumo de equilíbrio é aquele obtido da
regressão do consumo corrente a preços constantes numa tendência linear e numa constante.
Portanto, tem-se que o desvio do consumo Cˆ t é igual a Ct − Ctrend .
H t é o hiato do produto que é obtido subtraindo-se o PIB corrente da tendência do
PIB e dividindo o resultado pelo PIB corrente. Essa definição é semelhante à utilizada por
Taylor (1993) ao estudar a política monetária com a regra de ajustes dos juros na economia
americana.
π t é a taxa de inflação. No modelo analítico apresentado anteriormente, equação
(13), em vez da inflação corrente, aparece como variável explicativa a expectativa da inflação
futura em t, Et π t +1 . No entanto, como esse dado não é observado utiliza-se nesse trabalho
como proxy a própria inflação corrente. Isso é o equivalente a supor que os agentes adotam
um modelo de expectativas adaptativas, onde a melhor previsão para a taxa de inflação futura
em t+1 é a taxa de inflação corrente, ou seja, Etπ t +1 = π t .
14
Nesse trabalho, optou-se por colocar uma dinâmica no ajuste da taxa de juros por parte da
autoridade monetária visto que muitos trabalhos empíricos realizados mostraram que a taxa de juros ajustada
pelas autoridades monetárias possuem certo nível de inércia, como sugeriu Carneiro e Garcia (2001).
16
Quanto ao desvio do gasto do governo em relação ao seu nível de equilíbrio, Gˆ t ,
foi utilizado como proxy o impulso fiscal, uma variável construída para os países da amostra.
Essa variável foi construída subtraindo-se do gasto corrente ciclicamente ajustado o gasto no
período anterior. Dessa maneira, na variável do impulso fiscal está representando apenas a
variação do gasto discricionário da política fiscal, aquele que não está correlacionado com
variações na variável fiscal devido aos estabilizadores automáticos. A metodologia utilizada
para a construção dessa variável encontra-se explicada na próxima seção desse trabalho.
Além disso, assume-se para a estimação que o erro, ε it , na equação (14), possui o
seguinte formato: ε it = µi + λt + zit , sendo que zit segue um ruído branco, µi representa o
efeito fixo específico de cada país e λt representa o efeito de tempo igual em t para todos os
países.
Uma das vantagens de se trabalhar com dados em painel em relação a análise de
dados em cross-section é a possibilidade de se controlar o efeito fixo não observado dos
países, µi . Além disso, dados em painel também permitem controlar efeitos comuns na
amostra num mesmo período de tempo t, por meio do efeito fixo de tempo λt , o que não seria
possível de fazer se só estivessem disponíveis dados de série temporal de um país. Dessa
maneira, a utilização de dados em forma de painel controla possíveis vieses de variável
omitida, que poderiam existir no caso de uma estimação em cross-section ou em séries de
tempo.
A estimação utilizando o efeito fixo específico de cada país permite controlar
diferentes metas inflacionárias nos países da amostra, ou seja, a estimação é consistente para
diferentes metas adotadas por diferentes países da amostra. No entanto, é necessário que essa
meta inflacionária seja fixa para cada país no período da estimação, se ela alterar durante esse
período, pode haver um problema na estimação uma vez que essa alteração não estará sendo
controlada pela metodologia utilizada.
A utilização de efeitos fixos de tempo serve para controlar choques que afetem
com a mesma magnitude todos os países da amostra simultaneamente, no mesmo período t,
por exemplo, uma crise econômica. No entanto, é necessário ressaltar que o efeito fixo de
tempo como especificado no termo de erro estima o efeito fixo temporal por meio de dummies
de tempo, ou seja, a magnitude é estimada como equivalente para todos os países da amostra,
17
se esse efeito na realidade for heterogêneo entre os países o controle não estará sendo feito de
maneira adequada como explicado em Pesaran (2006)15.
A estimação principal desse trabalho é feita utilizando o System GMM. Dessa
maneira é possível estimar a equação sem incorrer no problema de viés de painel dinâmico
(Roodman 2009), gerado pela correlação da variável dependente defasada e o termo de erro16.
Além disso, a estimação por System GMM nos permite instrumentar a variável de gasto do
governo com suas defasagens o que permite evitar um problema de uma possível
endogeneidade entre a taxa de juros e gasto do governo17.
O primeiro problema a correlação entre a variável dependente defasada e o termo
de erro é resolvido seguindo o método desenvolvido por Arellano e Bond (1991) e Arellano e
Bover (1995) que transforma a equação (12) a ser estimada, eliminando, dessa maneira, o
efeito fixo, e estima os coeficientes a partir da nova equação transformada utilizando como
instrumento os níveis (Arellano e Bond 1991) ou os níveis e as diferenças (Blundell e Bond,
1998).
Um dos métodos de transformação das variáveis da equação a ser estimada é feito
tomando-se as primeiras diferenças das observações. Esse método, apesar de consistente, em
painéis não balanceados gera uma grande perda de observações.18 Para contornar esse
problema de perda de observações em painel não balanceado, visto que na amostra utilizada
no trabalho há alguns intervalos não observados na série para alguns países, a estimação
principal foi feita tomando-se em vez das primeiras diferenças a diferença dos desvios
ortogonais, Arellano e Bover (1995) mostram que essa a estimação por essa transformação
fornecem o mesmo resultado da transformação por primeira diferença em caso de painéis
balanceados. Na metodologia desenvolvida por Arellano e Bover (1995) em vez de se subtrair
a informação passada da observação corrente, subtrai-se da informação corrente a média de
todas as observações futuras disponíveis na amostra, dessa maneira haverá uma menor perda
de observação para a estimação caso haja um dado faltante, por exemplo, caso a observação
15
Pesaran (2006) desenvolve uma maneira de estimar efeitos temporais heterogêneos nos países da
amostra (Cross Correlated Effects), nesse trabalho essa estimação não foi realizada devido à pequena dimensão
temporal uma vez que para controlar esses efeitos é necessário adicionar uma grande quantidade de regressores
na estimação.
16
Se a estimação da equação dinâmica fosse feita utilizando-se a estimação por efeito fixo
teríamos um viés negativo, como mostrado por Roodman (2009).
17
Aumentos na taxa de juros estão correlacionados com diminuição do gasto do governo
contemporaneamente, visto que geralmente o governo aplica políticas anticíclicas. Dessa maneira quando se
estima sem controlar essa possível endogeneidade esperamos estimar um coeficiente viesado para baixo.
18
Por exemplo, caso a observação em t não seja observada haverá a perda de 2 observações na
estimação uma vez que não será possível observar nem
∆t
nem
18
∆t+1 .
em t não seja observada só haverá a perda de uma observação em vez de 2 como no caso da
transformação por diferenciação19.
Como dito anteriormente, a estimação principal desse trabalho foi realizada por
System GMM, utilizando os níveis das variáveis defasadas como instrumentos da equação
transformada e as primeiras diferenças das variáveis como instrumentos da equação em nível,
como sugerido por Blundell e Bond (1998). Dessa forma, há uma maior quantidade de
informação nos instrumentos para a identificação do coeficiente20. Utilizar o System GMM
para a estimação tem um ganho ainda maior sobre a utilização do Difference GMM quando a
variável dependente se comporta como um passeio aleatório, nesse caso níveis passados da
variável contém pouca informação a respeito de variações futuras, logo os níveis passados são
instrumentos fracos para as variáveis transformadas. Nesse caso variações passadas podem
conter mais informação a respeito do nível atual, logo, se aplicado o System GMM os
instrumentos são mais relevantes e aumenta-se a capacidade de identificação.
O outro problema resolvido pela estimação com System GMM é a possível
endogeneidade da variável fiscal, uma vez que caso não se tenha controlado perfeitamente o
ciclo econômico seu coeficiente estará viesado para baixo, visto que a autoridade fiscal
geralmente aumenta o nível de gastos quando há recessão e ao mesmo tempo diminui a taxa
de juros via autoridade monetária. Para evitar esse problema o System GMM nos permite
estimar a equação transformada instrumentando a variável endógena (impulso fiscal) com as
defasagens de seu nível e instrumentar a equação não transformada com a defasagem de sua
primeira diferença. Pode-se argumentar que os gastos e as variações dos gastos passados são
ortogonais ao ciclo econômico atual supondo-se que a autoridade fiscal antes de t (nesse caso
em t-1) não tem informação sobre como estará a economia em t21. Vale ressaltar que o
componente do gasto alterado pelos estabilizadores automáticos está sendo corrigidos pela
metodologia de construção da variável do impulso fiscal descrita na próxima seção.
Um dos problemas da estimação por System GMM exposto por Roodman (2009) é
a capacidade que essa metodologia tem de gerar uma grande quantidade de instrumentos. O
que pode acarretar em três problemas. Primeiro, muitos instrumentos podem ter uma
correlação perfeita com a variável endógena e, portanto, não serão bons instrumentos, uma
19
diferenças.
No anexo também se encontra o resultado da estimação utilizando a transformação das primeiras
20
No anexo também encontra-se uma estimação utilizando apenas o Difference GMM, em que é
utilizado apenas os níveis passados como instrumentos para a equação transformada.
21
Mais forte que isso para assegurar a ortogonalidade dos instrumentos, temos que grande parte
dos gastos em t-1 são decididos em orçamento aprovados em t-2 quando a autoridade fiscal terá ainda menos
informação a respeito de como estará o ciclo econômico em t.
19
vez que será mantida a não consistência da estimação devido a correlação da variável
dependente com o erro da estimação. Segundo, há a dificuldade para a estimação da matriz do
GMM em dois estágios eficiente, uma vez que haverá uma grande quantidade de elementos a
ser estimada na matriz22. Por fim, como mostrado por Roodman (2009), uma grande
quantidade de instrumentos tende a diminuir a estatística de Hansen, que é essencial para a
validação dos instrumentos, principalmente no caso do System GMM em que a ortogonlidade
não é adquirida por construção sem a adoção de uma hipótese que não é testável.
Para diminuir o problema de geração de muitos instrumentos, principalmente,
dado que esse trabalho possui uma grande dimensão temporal, dezenove períodos de tempo,
limitou-se a criação de instrumentos a apenas uma defasagem por observação em vez de se
utilizar todas as defasagens como instrumentos. Além disso, também foi utilizada a matriz de
instrumentos de forma colapsada conforme sugerido por Roodman (2009).
Para verificar a qualidade dos instrumentos utilizados o System GMM aproveitase da quantidade de instrumentos disponíveis é realizado o teste de Hansen em um sistema
super-identificado, o teste de Hansen permite a utilização de erros robustos a
heterocedasticidade na estimação, hipótese adotada nesse trabalho. No teste de Hansen se a
hipótese nula é aceita não rejeitamos a hipótese de que os instrumentos são ortogonais aos
erros e, portanto, os instrumentos são válidos para a estimação.
O teste de Hansen tem uma grande importância nesse trabalho devido à estimação
por System GMM que utiliza para a estimação, além das equações transformadas, as variações
passadas como instrumento da equação em nível. Como mostrado por Blundell e Bomd
(1998), para haver a ortogonalidade dos instrumentos nas equações em nível com o termo de
erro é necessário que os desvios dos instrumentos em relação a sua média de longo prazo não
sejam correlacionados com o efeito fixo de indivíduo, caso essa condição não seja válida não
se deve utilizar os desvios como instrumento das equações em nível e a única maneira de
testar a validade desses instrumentos é pelo teste de validade dos instrumentos de Hansen.
Outro teste realizado necessário para a validação da estimação é o teste de
autocorrelação dos erros. Se houver autocorrelação dos erros, o resultado da estimação é
inválido, pois os instrumentos na equação transformada não são ortogonais aos erros como
descrito por Roodman (2009).
O resultado esperado da estimação da equação (14), segundo o modelo analítico, é
que o desvio do gasto do governo em relação ao seu nível de equilíbrio tenha um impacto
22
Por essa razão a estimação principal foi realizada sem a estimação com a matriz eficiente de
erros. No anexo, encontra-se a estimação utilizando o estimador eficiente de dois estágios.
20
positivo na taxa de juros. Além disso, esperam-se também coeficientes positivos e
significativos para as seguintes variáveis: desvio do consumo em relação ao seu nível de
equilíbrio, hiato do produto, inflação corrente e defasagem da taxa de juros, conforme descrito
na equação (13).
A mesma estimação também é feita de maneira semelhante separando os gastos
do governo em produtivo e não produtivo. Segundo o modelo teórico proposto, o gasto não
produtivo do governo tem um impacto diferente do gasto produtivo na taxa de juros de curto
prazo. Nesse caso, espera-se que o gasto não produtivo tenha um impacto positivo na taxa de
juros e o gasto produtivo tenha um impacto negativo, conforme modelo apresentado na
equação (13).
4.1 Dados
Os dados utilizados nesse trabalho foram obtidos das seguintes bases de dados do
Fundo Monetário Internacional (FMI): International Finance Statistics (IFS) e Government
Finance Statistics (GFS) e da seguinte base de dados do Banco Mundial: World Development
Indicators (WDI).
A variável de juros de curto prazo foi construída a partir de duas séries de dados
diferentes, utilizando para cada país aquela com maior disponibilidade temporal: t-bill, que
corresponde à taxa de juros anual dos títulos de curto prazo do governo no final do ano, e
money market rate (mmr), que corresponde à taxa interbancária de curto prazo; ambas estão
em pontos percentuais. A variável utilizada para cada país encontra-se na tabela 19, no anexo
6, e a média da variável por país utilizado na amostra encontra-se tabela na 16, no anexo 3.
Para o cálculo do hiato do produto foram utilizados dados do PIB em dólares a
preços constantes com base de 2000, retirados da base de dados do WDI. A partir desses
dados, utilizando um filtro HP (com freqüência 6,25, valor recomendado para dados anuais
por Ravn e Uhlig (2002)), foi estimada a tendência do PIB e calculado o hiato do produto.
Para se construir a série do hiato foi feita a subtração do PIB a preços constantes (série
original dos dados) menos a tendência do PIB calculada pelo filtro HP e o resultado dessa
subtração foi dividido pelo PIB a preços constantes, essa definição é semelhante à definição
de hiato do produto utilizada por Taylor (1993).
21
O desvio do consumo em relação ao seu nível de equilíbrio foi construído com
dados de “Household final consumption expenditure, etc.” (em dólar a preço constante para
2000) obtido do WDI. A partir desse dado foi construída a tendência do consumo e o desvio
do consumo corrente de sua tendência, ambos medidos em porcentagem do PIB. Para estimar
a tendência do consumo para cada país da amostra foi rodada a regressão do consumo
corrente sobre uma série temporal linear e uma constante; o valor obtido nessa estimação foi
considerado a tendência e o resíduo foi definido como o desvio do consumo corrente em
relação ao seu nível de equilíbrio.
Os dados de taxa de desemprego foram obtidos do IFS e estão em termos
percentuais da população economicamente ativa.
A variável de inflação também foi obtida do banco de dados do IFS, da série
referente à taxa inflação anual medido em mudança percentual em relação ao ano anterior. A
média da inflação do período em cada país utilizado na estimação encontra-se na tabela 17 do
anexo. A média anual da inflação na amostra dos países avançados ou daqueles que adotaram
metas para inflação encontra-se na tabela 15; já a média anual dos países não avançados ou
que não adotaram o sistema de metas de inflação encontra-se na tabela 16 do anexo. Como
pode ser visto nas tabelas os países avançados ou que adotaram o regime de metas a inflação
tem uma média da taxa de inflação bem mais baixa do que os países não avançados ou que
não adotaram uma meta de inflação. Como o modelo analítico tem como hipótese uma
autoridade monetária que visa controlar a inflação, as estimações principais desse trabalho são
realizadas utilizando apenas a amostra de países avançados ou que adotaram o sistema de
metas de inflação.
O dado referente à variável fiscal foi obtido do GFS. Na base de dados do GFS
existem diversas definições para o gasto do governo, mas para as estimações só foram
utilizados os dados referentes ao gasto do governo geral, tanto na sua definição contábil
quanto na sua definição de caixa, utilizando aquela que possui a maior disponibilidade
temporal para os países. Todas as variáveis fiscais foram utilizadas como porcentagem do PIB
a preços correntes. A descrição da definição da variável fiscal, se base caixa ou base contábil,
utilizada para cada país pode ser encontrada no anexo na tabela 22 e a média do gasto fiscal
em cada país utilizado na estimação encontra-se no anexo na tabela 17.
Para se calcular o desvio do gasto do governo em relação ao seu nível de
equilíbrio e eliminar as alterações cíclicas do gasto devido à presença de estabilizadores
automáticos é construída uma nova variável, o impulso fiscal, utilizando a metodologia
proposta por Alesina e Ardagna (1998).
22
De acordo com essa metodologia, primeiro é rodada a regressão dos gastos do
governo em uma tendência linear, t, e no desemprego U23.
Expt = α + β1.t + β2 .Ut + et
Posteriormente, com os coeficientes estimados constrói-se o gasto ciclicamente
ajustado, utilizando o nível de desemprego no período anterior.
Expt ca = αˆ + βˆ1.t + βˆ2 .U t −1 + eˆt
(12)
Com a série do gasto ciclicamente ajustado obtém-se o impulso fiscal com a
seguinte equação.
impt = Expt ca − Expt −1
(13)
Logo, o impulso fiscal contém a variação do gasto em relação ao período anterior,
nível de equilíbrio do gasto, controlando pela alteração do gasto devido ao efeito ciclo
econômico no gasto via estabilizadores automáticos, representado nessa estimação como
alteração do nível de desemprego.
Uma hipótese utilizada para a estimação do gasto do governo ciclicamente
ajustada é de que a parte cíclica do gasto fiscal só varia devido a alterações no desemprego,
por causa de programas como o auxílio desemprego. Portanto, ao reconstruir as séries de
acordo com a equação (12) está se reconstruindo o gasto do governo caso o desemprego não
tivesse se alterado, que pela hipótese é o mesmo que se o ciclo não tivesse alterado o gasto via
estabilizadores automáticos. Nesse trabalho, considerou-se que essa correção do gasto fiscal
ciclicamente ajustado só corrige o componente cíclico do gasto que varia devido aos
estabilizadores automáticos, para controlar a variação do gasto devido a políticas anticíclicas
foi utilizado instrumentos conforme citado na seção que descreve a metodologia. Todos os
resultados apresentados nesse trabalho tiveram o erro padrão corrigido pelo método jackknife
devido a utilização de um regressor construído.
Para testar se o gasto produtivo do governo pode ter um impacto diferente do
gasto não produtivo, conforme sugerido pelo modelo analítico desenvolvido nesse trabalho,
retirou-se do banco de dados do GFS os gastos do governo desagregados utilizando apenas
dados de gasto de governo geral com base caixa ou contábil, todas as variáveis fiscais,
novamente, estão como proporção do PIB corrente. Uma descrição da definição da variável
fiscal (se base caixa ou contábil) de gasto produtivo ou não produtivo utilizada para cada país
23
Como Alesina e Ardagna (1998) trabalharam com uma maior série temporal eles estimaram dois
coeficientes de tendência linear distintos, o primeiro compreendendo o período de 1960 a 1975 e o segundo
compreendendo o período de !976 a 1994.
23
pode ser encontrada no anexo na tabela 22 e a média do gasto fiscal produtivo e não produtivo
em cada país utilizado na estimação encontra-se no anexo na tabela 17.
Para a distinção entre gastos produtivos e gastos não produtivos seguiu-se a
classificação proposta por Gemmel et al. (2011), como na tabela 1 abaixo, que compõe essas
séries a partir da classificação de gastos contidas no GFS24.
Tabela 1: Divisão dos gastos do governo segundo Gemmel et al. (2011)
Gastos Produtivos
Gerneral public services expenditures
Defense expenditure
Educational expenditure
Health expenditure
Housing Expenditure
Transport and communication
Other
Gastos não produtivos
Social security and welfare expenditure
Expenditure on recreation
Expenditure on economic Sevices
Fonte: E laboração pr ópria, seguindo a classificação proposta por Gemm el et a l. (2011)
Na tabela 17, em alguns casos a soma do gasto produtivo e do gasto não produtivo
em proporção do PIB não equivale ao valor do gasto agregado como proporção do PIB. Isso
ocorre porque há a conta de correção, erros e omissões, que não foi incluído nem no gasto
produtivo nem no não produtivo e, também, porque em alguns casos a amostra temporal é
diferente para o mesmo país dependendo da estimação uma vez que, por exemplo, o Canadá
começou a publicar o gasto agregado do governo geral, em 1992, mas só passou a desagregálo segundo a classificação do GFS, em 2000.
Na tabela 18, encontram-se todos os países que compõem a amostra utilizada nas
estimações. Essa amostra considerada a principal nessa dissertação contém todos os países
que possuam observações dos dados utilizados na estimação e que contenham ao menos
quatro observações no tempo25.
24
Algumas vezes ao compor os gastos produtivos e não produtivos uma das contas que o
compõem podiam estar com dado faltante para algum país, por ele não contabilizar aquele gasto separado de
outros gastos como sugerido pelo FMI. Nesse caso, o valor para gasto produtivo e não produtivo para esse país
no ano em que faltava uma das observações foi considerado como “não observado” a não ser que o dado faltante
fosse transporte, comunicação e gasto com proteção ambiental, gastos que muitos países não contabilizam em
separado, nesses casos o valor do dado faltante foi considerado zero.
25
Escolheu-se ao menos quatro observações das variáveis fiscais como limite por haver a
necessidade de pelo menos três observações para fazer uma estimação utilizando o system GMM. Logo, para
evitar algum problema que pode vir com um país que possua um pequeno horizonte temporal de publicação de
gastos num período de dezenove anos foram retirados da amostra países que contenham menos de quatro
observações. Encontra-se na tabela 19 os países excluídos da amostra nesse quesito, boa parte dele são não
avançados ou não adotaram o sistema de metas de inflação.
24
Além disso, na estimação principal só foram utilizados países que são
considerados avançados pela OECD ou as observações dos países a partir do momento que
adotaram o sistema de metas de inflação. Essa escolha de amostra foi feita, pois, conforme
apontado pelo modelo analítico essa relação entre política fiscal e política monetária analisada
nesse trabalho depende de um banco central que atue segundo uma regra de Taylor. Os países
utilizados na estimação principal encontram-se anexo 2 tabela 17, no anexo 2 tabela 18 tem a
lista dos países não desenvolvidos ou que não adotaram o sistema de metas de inflação que
foram acrescidos na estimação no anexo que utiliza toda a amostra de países.
25
5. RESULTADOS
A primeira parte da seção de resultados apresenta uma breve descrição dos dados
utilizados na amostra principal; a segunda parte apresenta os resultados da estimação principal
com os gastos do governo agregados; a terceira parte apresenta os resultados da estimação
principal separando os gastos do governo em produtivo e não produtivo, conforme
classificação de Gemmel et al. (2011); e, na quarta e última parte dessa seção serão
comentados alguns resultados do anexo que asseguram a consistência dos resultados
encontrados nas estimações principais dessa seção.
Todas as tabelas com os resultados das estimações nessa seção seguem a seguinte
regra: na coluna (1) estão os resultados da estimação de acordo com a equação (14) do
modelo empírico na seção 5. Porém, sem controlar pelo desvio do consumo em relação ao seu
nível de equilíbrio nem pelos efeitos fixos de tempo, essa especificação é estimada por ser a
maneira mais usual de se estimar a regra monetária do tipo Taylor; a coluna (2) apresenta a
mesma estimação anterior só que controlando pelo desvio do consumo em relação ao seu
nível de equilíbrio, como sugerido pela equação (11); no entanto, ainda sem controlar por
efeitos fixos de tempo, que adicionam uma grande quantidade de instrumentos na estimação;
a coluna (3) faz a estimação controlando pelos efeitos fixos de tempo e pelo desvio do
consumo em relação ao seu nível de equilíbrio.
Vale também ressaltar que todas as estimações e inferências realizadas nessa
seção são rodadas utilizando a metodologia do System GMM com erros padrões robustos a
heterocedasticidade, com uma defasagem da variável dependente e da variável endógena
servindo de instrumento para suas variáveis correntes, e com a matriz de instrumentos
colapsada. Utiliza-se apenas uma defasagem como instrumento e a matriz de instrumentos
colapsada para evitar problemas decorrentes de uma grande quantidade de instrumentos,
conforme exposto na seção 4 do modelo empírico.
Além disso, em todos os testes empíricos foi avaliada a robustez das estimações,
testando a validez dos instrumentos com o teste de Hansen e com o teste de autocorrelação
dos erros. Nas tabelas de resultados das estimações também foram reportados o número de
instrumentos e o número de grupos da amostra.
26
Descrição dos dados da amostra principal
Como dito na seção 6, que descreve os dados, as estimações nessa seção são
realizadas com dados a partir de 1990. Neste período, pode-se observar um processo de
estabilização da taxa de inflação e, portanto, das taxas de juros de curto prazo não somente
nos países avançados ou que adotaram o regime de meta de inflações, mas também em muitas
outras economias mesmo em desenvolvimento. O comportamento médio e a dispersão dessas
variáveis nos países adotados na amostra principal pode ser observada nas figuras 1 e 2.
12,000
10,000
8,000
Taxa de juros de
curto prazo
6,000
+1 desvio padrão
4,000
-1 desvio padrão
2,000
0,000
1.992 1.994 1.996 1.998 2.000 2.002 2.004 2.006 2.008
Figura 1: Média e Desvio-Padrão da taxa de juros de curto prazo (em %)
Fonte: E laboração pr ópria a partir do FM I, IFS .
20
15
10
Taxa de
inflação
+1 desvio
padrão
-1 desvio
padrão
5
0
-5
1992
1994
1996
1998
2000
2002
2004
2006
2008
Figura 2: Média e Desvio-Padrão da taxa da taxa de inflação (em %)
Fonte: E laboração pr ópria a partir de dados do FM I - IFS..
27
Este comportamento estável das taxas de inflação e das taxas de juros é resultado
de um conjunto de fatores26, entre eles a adoção de práticas de políticas monetárias que
deram às autoridades econômicas maior credibilidade. Essas práticas na forma de regras
claras e estáveis para controle da inflação está em linha com o modelo analítico na seção 4,
que propõem uma ligação da taxa de juros de curto prazo com a política fiscal via a aplicação
de uma regra da autoridade monetária para controle do nível de preços.
A tabela 2 logo abaixo apresenta as estatísticas descritivas das variáveis utilizadas
na estimação principal dessa seção; no anexo 2 na tabela 21 encontra-se as estatísticas
descritivas na amostra de todos os países.
Tabela 2: Estatísticas descritivas
Variável
Obs
Taxa de juros
Gasto não produtivo
Impulso fiscal do gasto não produtivo
Gasto produtivo
Impulso fiscal do gasto produtivo
Gasto fiscal agregado
Impulso fiscal do gasto agregado
Inflação
225
208
205
208
205
225
225
225
Média Desv Pad
4,04
19,28
0,10
22,82
-0,01
42,25
0,06
2,69
2,60
6,71
1,30
4,13
0,79
9,25
1,68
2,43
Min
Max
0,00
1,11
-2,45
12,12
-3,71
13,81
-3,68
-2,50
16,05
32,27
13,03
33,21
2,60
62,92
1,46
23,05
Fonte: E laboração pr ópria
Como podemos ver pela tabela 2 e pelas figuras 1 e 2, anteriormente apresentadas,
o período escolhido para o estudo é um período de estabilidade para as taxa de inflação e de
juros nominal de curto prazo nos países da amostra. A taxa de juros nominal de curto prazo
teve uma média de 4,04 pontos percentuais no período e o valor máximo na amostra foi uma
taxa de 16,05 pontos percentuais, referente à Islândia, em 2008. O mesmo comportamento
estável pode também ser observado na taxa de inflação, que no período apresentou uma média
baixa 2,69 pontos percentuais, com um pico de 23,05 pontos percentuais, referente à Estônia
em 1996. Isso nos permite concluir que o período e amostra selecionados para o estudo são
um período em que essas variáveis macroeconômicas mantiveram-se estáveis.
Além disso, como pode ser visto no anexo, esses países da amostra principal
apresentam no período estudado médias da taxa de juros e da taxa de inflação bem inferiores
26
Outros fatores podem explicar taxas de inflação bem comportadas, como a presença da China
com uma importante ofertante de produtos industrializados para o mundo, ou mesmo a estabilidade das
flutuações cíclicas por um período de tempo razoavelmente longo, pelo menos até a crise financeira
internacional de 2008.
28
ao da amostra considerando todos os países, como pode ser visto pela tabela 21 no anexo.
Analisando a amostra com todos os países temos uma média da taxa de inflação de 9,68
pontos percentuais e um desvio padrão de 61,71 pontos percentuais, já a taxa de juros
apresenta uma média de 6,02 pontos percentuais e um desvio padrão de 9,98 pontos
percentuais. Essa média e desvio padrão das variáveis, bem maiores do que as estatísticas
apresentadas na estimação principal ocorrem devido à inclusão de países como Bulgária que
no período chega a ter uma média de 107,06 pontos percentuais de inflação com um pico de
1058 pontos percentuais, em 1997, e uma taxa de juros média de 27,08 pontos percentuais no
período com um pico de 119,88 pontos percentuais,em 1996.
Pelas estatísticas descritas apresentadas na tabela 2 pode-se concluir que esse
período caracterizou-se também pela estabilidade das variáveis fiscais. A média do gasto
fiscal agregado para a amostra no período foi de 42,25% do PIB, com um valor máximo de
62,92% do PIB. Além disso, as médias no período dos gastos produtivos e não produtivos
como proporção do PIB são bem semelhantes: 22,82% do PIB no caso do gasto produtivo e
19,28% do PIB no caso do gasto não produtivo.
Quanto ao impulso fiscal, ou seja, gastos acima do nível de equilíbrio, vê-se que a
média dessa variável fica próximo de zero, o que indica que na amostra períodos de impulso
fiscal negativo e positivo se equilibram. A mesma análise vale para o impulso fiscal do gasto
produtivo e do gasto não produtivo. Neste caso, não se pode afirmar que se trata de um
período de políticas fiscais expansionistas ou contracionistas, mas muito mais provavelmente
uma combinação de ambas as políticas.
Estimação utilizando a variável fiscal com gastos agregados
Na tabela 3 são apresentados os resultados da regressão onde os gastos dos
governos são considerados de forma agregada. Em todas as especificações estimadas,
conforme a tabela 3, a variável de impulso fiscal tem um impacto positivo e significativo a
5% na taxa de juros, o que está em linha com o modelo analítico. As outras variáveis também
aparecem de maneira significativa e com o sinal esperado de acordo com o modelo analítico
exceto pela variável de desvio do consumo em relação ao seu nível de equilíbrio (Dconsumo),
que nas estimações na tabela 2 não é estatisticamente diferente de zero.
29
Tabela 3: Estimação principal com gastos do governo agregado
L.Taxa_juros
Impulso Fiscal
Hiato do produto
Inflação
Dconsumo
Observações
N Grupos
Hansen (p valor)
Autocorrelação (p valor)
Autocorrelação (estatístca)
N Instrumentos
ABadv1 ABadv2 ABadv3
0,7798*** 0,8068*** 0,8916**
(0,1595) (0,1871) (0,3758)
0,1167* 0,1096* 0,1270**
(0,0620) (0,0620) (0,0526)
0,5020*** 0,5012*** 0,3369*
(0,0836) (0,0855) (0,1975)
0,2625** 0,2478** 0,2853
(0,1018) (0,1132) (0,1944)
1,5617
2,0820
(3,0206) (2,6903)
199
199
199
24
24
24
0,280
0,281
1
0,227
0,224
0,0518
-1,209
-1,216
-1,945
7
8
23
Notas: Er ro padrão entr e par ênteses. P valor : *<0.1, **<0.05, ***<0.01. Estimação feita c om painel dinâmico com
S yst em GMM utili zando as pr imeiras dif er enças e as defasagens com o instrumentos. Núm er o d e instrumentos ( N
instrumentos) e tamanho do cross section (N Grupos) rep or tados. Variável fiscal ( Impuls o Fiscal) instrumentada
também pela prim eira dif er enç a e prim eira defasa gem. Estatística de Hansen e t est e d e autocor r elação r eportados.
A prim eira c oluna não c ontém entr e os r egr ess or es o des vio do consum o em r elaçã o a sua tendência e a t erc eira
coluna contém dummies de tem po. O err o padrão das variávei s foi corri gido com o m ét odo j ackknife.
Mais especificamente, o aumento de um ponto percentual do gasto fiscal além do
seu nível de equilíbrio no curto prazo causa um impacto que varia de 0,10 pontos percentuais
a 0,12 pontos percentuais na taxa básica de juros. No longo prazo, esse efeito, varia de 0,52
pontos percentuais (0,1167/(1-0,7798)) a 1,10 pontos percentuais (0,1270/(1-0,8916)).
Portanto, pelas estimações na tabela 2 o impacto do impulso fiscal na taxa de juros, além de
significativo do ponto de vista estatístico, é também relevante economicamente.
Na literatura empírica encontram-se resultados em linha com o desse trabalho.
Perotti (2002), através de análise VAR, avaliou o impacto do choque de gasto do governo na
taxa de juros nominal de curto prazo em alguns países da OECD (Estados Unidos, Alemanha,
Reino Unido, Canadá e Austrália) e encontrou alguns resultados semelhantes aos encontrados
nesse estudo. Entre seus resultados, o impacto de curto prazo em um efeito acumulado de um
ano, do choque do gasto do governo de um ponto percentual do PIB foi estimado como
responsável por um impacto positivo e estatisticamente significativo na taxa de juros nominal
de curto prazo na Alemanha, Reino Unido e Canadá. Quando comparado com os resultados
encontrados nesse trabalho, o efeito do choque estimado por Perotti (2002) para esses países
foi bem superior ao encontrado na tabela 3, sendo 1,41, 0,51 e 0,42 pontos percentuais na
Alemanha, Reino Unido e Canadá, respectivamente. No entanto, o impacto estimado foi
insignificante na Austrália e negativo em 1,31 ponto percentual nos Estados Unidos. Essa
30
heterogeneidade do impacto do choque fiscal na taxa de juros de curto prazo entre os países
explica a diferença entre os valores estimados nesse trabalho e os encontrados por Perotti
(2002), uma vez que, com a estimação em painel, o resultado encontrado para o impacto do
gasto fiscal na taxa de juros é uma média desse impacto nos países da amostra.
No longo prazo, efeito acumulado de cinco anos, Perotti (2002) encontrou um
impacto positivo e significativo para os seguintes países: Reino Unido, Canadá e Austrália,
mas menor do que encontrado nesse trabalho, ficando entre 0,38 e 0,43 pontos percentuais;
para Estados Unidos e Alemanha o resultado encontrado por Perotti (2002) não foi
estatisticamente significante. Nesse caso, o resultado encontrado nesse trabalho está sendo
influenciado pela inclusão de mais países na estimação e pelo fato da estimação estar
encontrado a média do impacto nos países da amostra. Portanto, o resultado positivo
encontrado na estimação desse trabalho está em linha com o fato de Perotti (2002) também
encontrar um impacto positivo do choque fiscal na taxa de juros nominal de curto prazo para a
maioria dos países em que ele fez o estudo.
Além desse resultado, vale também ressaltar a alta persistência da taxa de juros de
curto prazo, como pode ser observado pelo coeficiente da taxa de juros defasada estimado,
que varia de 0,77 a 0,89. Isso nos mostra que a autoridade monetária não ajusta
automaticamente a taxa de juros de curto prazo para o controle da inflação, mas sim, faz esses
ajustes moderadamente. De acordo com Carneiro e Garcia (2001) esse fato condiz com a
política de monetária de vários bancos centrais de não alterar a taxa de juros de uma só vez a
taxa de juros à modificações nos fundamentos econômicos. Aisen e Hauner (2008) também
em um estudo sobre o efeito do resultado fiscal sobre a taxa de juros nominal de curto prazo
estimam, por meio do System GMM, o coeficiente da taxa de juros defasada encontrando um
coeficiente de magnitude 0,769, na amostra de países desenvolvidos, valor semelhante ao
coeficiente encontrado nesse trabalho que varia de 0,77 a 0,89, dependendo da estimação
utilizada. Essa alta persistência da taxa de juros de curto prazo pode também ser verificada
pela Figura 1 que mostra uma taxa de juros de curto prazo constante para os países da amostra
no período de estudo.
Além disso, podemos observar que o coeficiente de longo prazo do impacto da
inflação na taxa de juros é maior do que um o que está em linha com o fato de que as
autoridades monetárias se preocupam com controle do nível de preços.
Todas as estimações realizadas nessa seção passam nos testes de validade da
estimação: teste de Hansen e de autocorrelação. Vale ainda ressaltar o fato de aparecer um pvalor de 1 no teste de Hansen na estimação (3) na tabela 3 devido à alta quantidade de
31
instrumentos, como explicado por Roodman (2009), a utilização de muitos instrumentos na
estimação de System GMM faz com que a estatística do teste de Hansen fique muito pequena,
gerando p-valor muito alto e não confiável, no entanto, nas outras estimações encontramos
uma estatística de Hansen com p-valor aceitável o que nos indica a validade dos instrumentos
utilizados no System GMM.
Estimação utilizando dados de gastos desagregados
Na tabela 4 são apresentados os resultados das estimações que separam os gastos
do governo em produtivo e não produtivo, segundo classificação proposta por Gemmel et al.
(2011).
Tabela 4: Estimação principal com gastos do governo desagregados.
L.taxajuros
Impulso Fiscal Gastos não produtivos
Impulso Fiscal Gastos produtivos
Hiato do Porduto
Inflação
Dconsumo
Observações
Número de Grupos
Hansen (p valor)
Autocorrelação (p valor)
Autocorrelação (p valor)
Número de Instrumentos
ABadv1 ABadv2 ABadv3
0,7442*** 0,7725*** 0,9347**
(0,1739) (0,1981) (0,3686)
0,0463
0,0334
0,0345
(0,1103) (0,1131) (0,1109)
0,1147
0,0990
0,2014
(0,1927) (0,1988) (0,2017)
0,4657*** 0,4612*** 0,3427*
(0,0912) (0,0941) (0,2045)
0,2946*** 0,2850** 0,2824
(0,1041) (0,1108) (0,1750)
1,8888
1,6208
(3,5807) (2,8821)
182
182
182
24
24
24
0,127
0,118
0,165
0,475
0,479
0,0693
-0,714
-0,708
-1,816
9
10
21
Notas: Err o padrão entr e parênteses. P valor : *<0.1, **<0.05, ***<0.01. Estimação feita com painel dinâmico com
S yst em GMM utilizando as primeiras dif erenças e as defasagens c omo instrum entos. Númer o de instrumentos
reportados e tamanho do cros s section (N Grupos ). Va riáveis fiscais ( Impulso Fiscal Gastos não pr odutivos e
Impu lso Fisca l Gastos pr odutivos) instrumentadas também pela primeira dif er ença e primeira defasagem.
Estatística de Hansen e teste de autocorr elação r eportados. A prim eira coluna não contém entre os regressor es o
desvi o do consumo em r elação a sua tendência e a t erc eira c oluna contém dummies d e t em po. O err o padrão das
variáveis f oi cor rigido c om o método jackknife.
Nessa estimação, ao contrário do esperado, nenhuma das classificações do gasto
fiscal utilizadas apresenta um impacto positivo e significativo na variável dependente,
resultados que não estão de acordo com o esperado. Pelo modelo analítico desenvolvido na
seção 4 era esperado um impacto positivo para o gasto não produtivo e negativo para o gasto
32
produtivo. Aparentemente, a desagregação dos dados não é importante para efeitos da política
fiscal na política monetária, o que pode ser explicado pelo fato de que qualquer tipo de gasto
fiscal afeta a demanda no curto prazo; ainda vale destacar que provavelmente os gastos
considerados como produtivo não têm efeito no custo marginal das firmas e, por isso, em
todas as estimações da tabela 4 foram encontrados coeficientes positivos, apesar de não
significativos, para as variáveis fiscais. Outra razão que pode explicar esse problema é que a
divisão de gastos do governo não é adequada para estudar impactos no curto prazo no custo
marginal das firmas, apesar de ser adequada para avaliar os efeitos no crescimento dos países,
conforme trabalho de Gemmell et al (2011).
Esses resultados são diferentes dos encontrados por Gemmell et al (2011) onde a
composição dos gastos do governo faz diferença no impacto no crescimento econômico. Isso
pode ser explicado porque essa divisão de gasto é relevante para explicar o crescimento
econômico, mas não é relevante para explicar os movimentos de curto prazo de produtividade
e alteração do custo marginal das empresas, que é o que afeta a taxa de inflação e a política
monetária.
Os demais coeficientes estimados apresentam resultado significativo, como
esperado pelo modelo analítico, e semelhante ao da estimação anterior na tabela 3 quando os
gastos do governo não estavam desagregados. A alta persistência da taxa de juros continua
significativa nos resultados encontrados na tabela 4 e o impacto de longo prazo da inflação na
taxa de juros de curto prazo continua maior que um, o que é essencial de acordo com a teoria
para termos um controle do nível de preços por parte da autoridade monetária.
Outras estimações
Nessa parte serão apresentados os resultados do anexo 1 onde encontra-se outras
estimações alterando marginalmente a especificação ou a utilização de instrumentos na
estimação.
Na estimação da tabela 5 no anexo é utilizado o Difference GMM, metodologia
que utiliza apenas os níveis passados das variáveis endógenas como instrumento para a
equação transformada, essa estimação é importante pois ela não necessita da hipótese de que
os desvios das variáveis endógenas em relação ao seu nível de equilíbrio de longo prazo seja
não correlacionada com o efeito fixo de país, uma hipótese difícil de ser testada. Nessa
estimação os coeficientes estimados são semelhantes aos da estimação na tabela 3. No
entanto, o termo de erro é muito maior devido à perda de informação dos instrumentos na
33
estimação por não se utilizar as diferenças passadas das variáveis como instrumento da
equação não transformada, por isso, na estimação da tabela 5 o impulso fiscal não é mais
estatisticamente diferente de zero. Ou seja, mesmo sem a hipótese necessária para o System
GMM a estimação apresenta resultados semelhantes, porém, com um termo de erro maior.
Já a estimação da tabela 9, no anexo, é realizada utilizando toda a amostra de
países, inclusive aqueles não avançados e que não adotaram o regime de metas de inflação.
Nesse caso a estimação aparece com coeficientes diferentes do esperado, pelo modelo
analítico na seção 4 e diferente da estimação na tabela 3, como o coeficiente da inflação que
aparece estatisticamente insignificante. Isso ocorre devido à inserção na estimação de países
que não tem uma política monetária de controle da inflação, como pode ser visto pela tabela
16 no anexo onde a inflação anual desses países é maior do que a inflação dos países da
amostra principal, como pode ser visto pela tabela 15 no anexo. Logo, o resultado encontrado
nesse trabalho de impacto do gasto do governo na taxa de juros de curto prazo só é
significativo na amostra de países desenvolvidos ou que adotaram o regime de metas de
inflação.
Na tabela 7 do anexo tem-se a estimação utilizando o GMM eficiente em dois
estágios. Nesse caso, os coeficientes estimados aparecem conforme esperado pelo modelo
analítico e com magnitude semelhante à estimação principal da tabela 3, apenas a estimação
(3) na tabela 7 tem diferença para os coeficientes da estimação principal. Essa diferença
ocorre devido à grande quantidade de instrumentos utilizados nessa estimação, o que faz com
que haja muitos valores na matriz eficiente de pesos estimada no primeiro estágio, o que
causa problemas na estimação dos coeficientes no segundo estágio.
Na tabela 11 do anexo, em vez de se utilizar os desvios ortogonais para a
transformação das variáveis, foi utilizado as primeiras diferenças, metodologia proposta por
Arellano e Bond (1991), que como exposto na seção de 5 diminui a amostra disponível para
estimação. Essa estimação apresenta resultados de magnitude semelhantes aos da estimação
principal na tabela 3 e está com os coeficientes dentro dos valores esperados. No entanto, na
estimação (2) e (3) o coeficiente do impulso fiscal não é estatisticamente diferente de zero,
apesar de o coeficiente ter magnitude semelhante ao encontrado na tabela 3, devido à
diminuição de amostra pela transformação o que fez com que haja um aumento do erro padrão
dos coeficientes.
Na tabela 13 do anexo a estimação foi feita sem utilizar os valores passados da
variável impulso fiscal como instrumento para a variável de impulso fiscal corrente, nessa
estimação o impulso fiscal foi tratado como exógeno. Os coeficientes estimados aparecem de
34
acordo com o esperado, exceto, pelo coeficiente do impulso fiscal que aparece com menor
magnitude do que na estimação principal na tabela 3. Isso ocorre devido ao viés negativo,
explicado na seção 5, que ocorre por causa da simultaneidade da taxa de juros com o impulso
fiscal.
Outras estimações semelhantes às apresentadas anteriormente foram realizadas
com os gastos separados em produtivos e não produtivos. No entanto, em nenhuma delas foi
obtido um impacto do impulso fiscal produtivo e não produtivo conforme esperado pelo
modelo analítico desenvolvido nesse trabalho. Isso nos leva a crer, como argumentado
anteriormente, que o impacto do gasto do governo no curto prazo é apenas na demanda
agregada e não tem reflexos no custo marginal das firmas no curto prazo ou que essa divisão
entre gasto produtivo e não produtivo não é adequado para o estudo na taxa de juros de curto
prazo.
35
6. CONCLUSÃO
O principal resultado encontrado nesse trabalho permite concluir que há um
impacto positivo e significativo da política fiscal discricionária, representada pelo impulso
fiscal, na taxa de juros de curto prazo, em países que adotaram a meta de inflação ou que são
considerados avançados.
Em geral, o aumento de um ponto percentual do gasto fiscal além do nível de
equilíbrio leva a taxa de juros de curto prazo a aumentar de de 0,109 à 0,127 pontos
percentuais, dependendo da especificação utilizada. Já no longo prazo, esse impacto é muito
maior, de 0,52 a 1,10 pontos percentuais, devido à alta persistência da taxa de juros de curto
prazo nos países da amostra. Esse resultado está de acordo com os resultados obtidos por
Perotti (2002), que estudou o impacto do choque fiscal na taxa de juros de curto prazo
conforme metodologia VAR.
Esse resultado está de acordo com o modelo analítico desenvolvido na primeira
parte do trabalho, no qual se espera esse resultado, devido a um mecanismo da autoridade
monetária para controlar a inflação por meio de uma regra de Taylor. Esse aumento da taxa de
juros, devido a um aumento da demanda agregada causado por aumento de gasto fiscal pode
gerar pressões sobre o custo marginal e, conseqüentemente, sobre o nível de preços.
Nas estimações principais desse trabalho também aparecem como significativos e
positivos os impactos da inflação e do hiato do produto na taxa de juros de curto prazo. O
coeficiente para a variável de desvio do consumo de seu nível de equilíbrio aparece como
positivo, porém não significante estatisticamente. O coeficiente de longo prazo do impacto da
inflação na taxa de juros é maior do que um, condição essencial para haver um controle do
nível de preços por parte da autoridade monetária.
Outro resultado que vale destacar é a alta persistência dos juros, com coeficientes
da taxa de juros defasada que varia de 0,744 a 0,934. Esse resultado indica um ajuste da taxa
de juros suavizado por parte da autoridade monetária, o que está de acordo com outros
estudos a respeito da aplicação da política monetária como Aisen e Hauner (2008).
Quanto aos coeficientes da variável de impulso fiscal produtivo e não produtivo,
se esperava encontrar, de acordo com o modelo analítico, um impacto positivo quando o
impulso fiscal é de gasto não produtivo e negativo no caso do impulso fiscal do gasto
produtivo. Nesse caso, a estimação não apresentou resultados de acordo com o esperado, o
coeficiente estimado na estimação principal é positivo para ambas variáveis, porém não
36
significativo. Isso se deve porque provavelmente, no curto prazo, ambos os gastos do
governo, produtivos e não produtivos, aumentam a demanda agregada gerando, assim, pressão
inflacionária. Outra razão pode ser porque essa divisão utilizada para classificar gastos
produtivos não é adequado para estudo a respeito da taxa de juros de curto prazo.
Dessa maneira, pode-se concluir que o gasto fiscal tem efeitos positivos e
significativos sobre a taxa de juros de curto prazo e o gasto fiscal afeta a atuação da
autoridade monetária. Logo, faz-se necessário uma maior coordenação entre a política fiscal e
a política monetária para a estabilidade dos preços e da taxa de juros de curto prazo das
economias.
37
7. BIBLIOGRAFIA
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frequency of observations. The Review of Economics and Statistics, v. 84, n. MIT Press, 2002.
40
8. ANEXO:
Anexo 1: Outras estimações
Tabela 5: Estimação usando Difference GMM - Gastos agregados
L.Taxa_juros
Impulso Fiscal
Hiato do produto
Inflação
Dconsumo
Observações
N Grupos
Hansen (p valor)
Autocorrelação (p valor)
Autocorrelação (estatístca)
N Instrumentos
ABadv1 ABadv2 ABadv3
0,6349*** 0,5759*** 0,4915
(0,1711) (0,2081) (0,3475)
0,0605
0,0720
0,0734
(0,0753) (0,0823) (0,0730)
0,4677*** 0,4672*** 0,2057
(0,1168) (0,1181) (0,1554)
0,3055*** 0,3164*** 0,4144***
(0,0971) (0,1081) (0,0933)
-1,9176 -1,4846
(4,8870) (3,9561)
174
174
174
24
24
24
,
,
,
0,226
0,247
0,0662
-1,210
-1,157
-1,837
4
5
20
Notas: Err o padrão entre parênteses. P va lor : *<0.1, **<0.05, ***<0.01. Estimação feita com Differ ence GMM
utilizando as defasagens como instrumentos. Númer o de instrumentos ( N instrumentos) r eportados e tamanho do
cross s ection (N Grupos ). Variável fisca l ( Impuls o Fisca l) instrumentada também pela primeira difer ença.
Estatística de Hansen e teste de autocorr elação r eportados. A prim eira coluna não contém entre os regressor es o
desvi o do consumo em r elação a sua tendência e a terc eira c oluna contém dummies d e tem po. O err o padrão das
variáveis f oi cor rigido c om o método jackknife.
Tabela 6: Estimação usando Difference GMM - Gastos desagregados
L.taxajuros
Impulso Fiscal Gastos não produtivos
Impulso Fiscal Gastos produtivos
Hiato do Porduto
infl
dconsumo
Observations
Number of id
hansenp
ar2p
ar2
j
ABadv1 ABadv2 ABadv3
0,5645*** 0,5041* 0,4943
(0,1984) (0,2594) (0,4027)
-0,0349 -0,0168 0,0179
(0,1014) (0,1068) (0,1056)
0,1156
0,1398
0,1519
(0,1900) (0,2137) (0,1714)
0,4219*** 0,4246*** 0,1889
(0,1191) (0,1242) (0,1592)
0,3518*** 0,3556*** 0,4142***
(0,1078) (0,1170) (0,1086)
-1,9627 -1,7423
(5,5177) (4,3536)
157
157
157
24
24
24
,
,
,
0,406
0,381
0,0370
-0,831
-0,875
-2,086
5
6
17
Notas: Err o padrão entre parênteses. P va lor : *<0.1, **<0.05, ***<0.01. Estimação feita com Differ ence GMM
utilizando as defasagens com o instrumentos. Númer o de instrumentos r eportados e tamanho do cros s s ection (N
Grupos). Variáveis fiscais ( Impu lso Fiscal Gastos não produtivos e Impulso Fi sc al Gast os pr odutivos)
instrumentada também pela primeira dif erença. Estatística de Hans en para Over ID e t est e de autoc or relação
reportados. A prim eira coluna não contém entr e os regr es sor es o d es vio do consumo em r ela ção a sua tendência e a
terc eira coluna contém dummies de t empo. O err o padrão das variáveis f oi cor rigido com o método jackknife.
41
Tabela 7: Estimação utilizando a matriz eficiente de erros - Gastos agregados
L.Taxa_juros
Impulso Fiscal
Hiato do produto
Inflação
Dconsumo
Observações
N Grupos
Hansen (p valor)
Autocorrelação (p valor)
Autocorrelação (estatístca)
N Instrumentos
ABadv1 ABadv2
0,7799*** 0,8010***
(0,1555) (0,2144)
0,1455** 0,1421*
(0,0667) (0,0724)
0,5082*** 0,5239***
(0,1304) (0,1307)
0,2686** 0,2634*
(0,1051) (0,1425)
0,4534
(4,8641)
199
199
24
24
0,280
0,281
0,200
0,223
-1,282
-1,218
7
8
ABadv3
0,5441
(0,4688)
0,3246*
(0,1653)
0,4293**
(0,1918)
0,3552*
(0,2076)
-0,9957
(4,3322)
199
24
1
,
,
23
Notas: Er ro padrão entr e parênteses. P va lor : *<0.1, **<0. 05, ***<0.01. Estimação feita em dois estági os com
matriz efici ente d e er ros e com S yst em GMM utilizan do as prim eiras dif er enças e as d efasa gens com o
instrumentos. Númer o de instrumentos ( N instrumentos) r eportados e tamanho do cross section (N Grupos ).
Variável fiscal ( Impuls o Fiscal) instrumentada também pela primeira diferença e prim eira defasagem. Estatística
de Hansen e test e de autoc orr elação r eportados. A prim eira coluna não contém entre os r egr ess or es o des vio d o
consumo em relação a sua tendência e a terc eira coluna contém dummies de tempo. O er ro p adrão das variáveis foi
corri gido com o mét odo jackknife.
Tabela 8: Estimação utilizando a matriz eficiente de erros - Gastos
desagregados
L.taxajuros
Impulso Fiscal Gastos não produtivos
Impulso Fiscal Gastos produtivos
Hiato do Porduto
infl
ABadv1
0,7071***
(0,2155)
0,0613
(0,1335)
0,1937
(0,1921)
0,4157**
(0,1673)
0,2713**
(0,1308)
dconsumo
Observations
Number of id
hansenp
ar2p
ar2
j
182
24
0,127
0,430
-0,789
9
ABadv2
0,7124**
(0,2982)
0,0603
(0,1462)
0,1885
(0,2042)
0,4168**
(0,1822)
0,2768*
(0,1573)
-0,8389
(7,1081)
182
24
0,118
0,483
-0,701
10
ABadv3
0,9160**
(0,3613)
0,0490
(0,1643)
0,2129
(0,2515)
0,2613
(0,2508)
0,2879**
(0,1221)
0,3753
(3,5536)
182
24
0,165
0,109
-1,603
21
Notas: Err o padrão entr e par êntes es. P valor : *<0.1, **<0.05, ***<0.01. Estimação feita em dois está gios com
matriz eficient e de err os c om S yst em GMM utilizando as pri meiras dif er enças e as d efasa gens com o instrumentos.
Númer o de instrumentos rep ortados e tamanho do cross s ection (N Grupos). Va riáveis f iscais ( Impulso Fisca l
Gast os não produtivos e Impulso Fisca l Gast os produtivos) instrumentada também pela primeira diferença e
primeira defasagem. Estatística de Hansen para Over ID e teste de autocorr elação r eportados. A prim eira coluna
não contém entr e os r egr ess ores o desvio do consumo em r elaçã o a sua t endência e a terc eira c oluna cont ém
dummies de tempo. O err o padrão das variáveis foi corri gido com o m étodo jackknife.
42
Tabela 9: Estimação usando toda a amostra de países - Gastos agregados
L.Taxa_juros
Impulso Fiscal
Hiato do produto
Inflação
AB1
0,8137**
(0,3905)
0,8061
(0,6533)
0,2409
(0,1616)
-0,0105
(0,0500)
Dconsumo
Observações
N Grupos
Hansen (p valor)
Autocorrelação (p valor)
Autocorrelação (estatístca)
N Instrumentos
292
37
0,559
0,370
-0,896
7
AB2
0,7404
(0,5868)
0,8547
(0,6693)
0,3108
(0,3117)
-0,0039
(0,0695)
-8,4154
(26,4488)
292
37
0,642
0,328
-0,978
8
AB3
0,5407
(0,5409)
0,7124
(0,5690)
0,3854*
(0,1966)
0,0139
(0,0622)
-4,9637
(19,6396)
292
37
1
0,316
-1,002
24
Notas: Err o padrão entre par ênteses. P va lor : *<0.1, **<0.05, ***<0.01. Estimação feita com com
S yst em GMM utili zando as pr imeiras dif er enças e as defasagens com o instrumentos. Núm er o d e instrumentos ( N
instrumentos) r eportados e tamanho do cross s ection (N Gr upos). Variá vel fiscal ( Impuls o Fisca l) instrum entada
também pela prim eira dif er enç a e prim eira defasa gem. Estatística de Hansen e t est e d e autocor r elação r eportados.
A prim eira c oluna não c ontém entr e os r egr ess or es o des vio do consum o em r elaçã o a sua tendência e a t erc eira
coluna contém dummies de t em po. O err o padrão das variávei s foi corri gido com o m ét odo j ackknife.
Tabela 10: Estimação usando toda a amostra de países - Gastos desagregados
L.taxajuros
Impulso Fiscal Gastos não produtivos
Impulso Fiscal Gastos produtivos
Hiato do Porduto
infl
AB1
0,8191**
(0,3461)
0,6340
(1,0726)
1,9465*
(1,1499)
0,4309*
(0,2350)
0,0032
(0,0507)
dconsumo
Observations
Number of id
hansenp
ar2p
ar2
j
267
37
0,511
0,313
-1,009
9
AB2
0,8045
(0,5700)
0,6236
(1,1848)
1,9601
(1,2980)
0,4459
(0,4107)
0,0044
(0,0739)
-2,4004
(29,7241)
267
37
0,441
0,299
-1,038
10
AB3
0,0077
(0,1653)
0,2890
(0,3395)
0,1918
(0,2501)
0,2332**
(0,1105)
0,0621***
(0,0186)
3,2158
(3,9991)
267
37
1
0,0762
-1,773
26
Notas: Err o padrão entre par êntes es. P va lor : *<0.1, **< 0.05, ***<0.01. Estimação feita com Syst em GMM
utilizando as primeiras dif er enças e as defasa gens com o instrumentos. Núm er o de instr umentos r eportados e
tamanho do cross s ection (N Grupos). Variáveis fiscais ( Im pulso Fisca l Gast os não pr odutivos e Impuls o Fisca l
Gast os p rodutivos ) instrument ada também pela prim eira dif er ença e prim eira defasa gem. Estatística de Hans en
para Over ID e test e de autoc orr elação r eportados. A primei r a coluna não contém entr e os regr es sores o d esvi o do
consumo em relação a sua tendência e a terc eira coluna contém dummies de tempo. O er ro p adrão das variáveis foi
corri gido com o mét odo jackknife.
43
Tabela 11: Estimação utilizando a transformação de primeiras diferenças –
Gastos agregados
L.Taxa_juros
Impulso Fiscal
Hiato do produto
Inflação
Dconsumo
Observações
N Grupos
Hansen (p valor)
Autocorrelação (p valor)
Autocorrelação (estatístca)
N Instrumentos
ABadv1 ABadv2 ABadv3
0,8177*** 0,8117*** 1,0210***
(0,2328) (0,2158) (0,3735)
0,1010
0,0992
0,0832
(0,0719) (0,0738) (0,0928)
0,5363*** 0,5305*** 0,4400**
(0,1013) (0,0949) (0,1758)
0,2824** 0,2848** 0,2704
(0,1111) (0,1112) (0,1831)
0,6832
0,9178
(3,9045) (3,4197)
199
199
199
24
24
24
0,615
0,609
1
0,243
0,243
0,0285
-1,168
-1,166
-2,190
7
8
23
Notas: Er ro padrão entr e pa rêntes es. P va lor: *<0.1, **<0.05, ***<0.01. Estimação feita com
S yst em GMM com equações transformadas c om a prim eir a difer ença utilizando as primeiras difer enças e as
defasagens c omo instrumentos . Número de instrum entos (N instrumentos) r eportados e tamanho do cross s ection
(N Grupos ). Va riável fisca l ( Impulso Fi scal) instrumentada também pela primeira difer ença e prim eira d efasagem .
Estatística de Hansen e teste de autocorr elação r eportados. A prim eira coluna não contém entre os regressor es o
desvi o do consumo em r elação a sua tendência e a terc eira c oluna contém dummies d e tem po. O err o padrão das
variáveis f oi cor rigido c om o método jackknife.
Tabela 12: Estimação utilizando a transformação de primeiras diferenças –
Gastos desagregados
L.taxajuros
Impulso Fiscal Gastos não produtivos
Impulso Fiscal Gastos produtivos
Hiato do Porduto
infl
dconsumo
Observations
Number of id
hansenp
ar2p
ar2
j
ABadv1 ABadv2 ABadv3
0,8438*** 0,8512*** 0,9848***
(0,2325) (0,2150) (0,3145)
0,0043
-0,0055 -0,0146
(0,1223) (0,1278) (0,1174)
0,3086** 0,3034** 0,3666**
(0,1432) (0,1453) (0,1852)
0,5221*** 0,5122*** 0,4284**
(0,1114) (0,1055) (0,1835)
0,2716** 0,2707** 0,2839*
(0,1131) (0,1113) (0,1497)
1,5395
0,0617
(4,6162) (3,4872)
182
182
182
24
24
24
0,996
0,998
0,610
0,336
0,335
0,0462
-0,961
-0,964
-1,994
9
10
21
Notas: Err o padrão entr e parênteses. P valor : *<0.1, **<0.05, ***<0.01. Estimação feita com painel dinâmico com
S yst em GMM com equações transformadas c om a prim eir a difer ença utilizando as primeiras difer enças e as
defasagens com o instrumentos. Númer o de instrumentos r eportados e tamanho do cros s section (N Grupos ).
Variáveis fiscais ( Impuls o Fi scal Gastos não produtivos e Impuls o Fiscal Gast os produtivos) instrumentada
também pela primei ra difer ença e primeira defasa gem. Estatística de Hansen para Over ID e teste de autocor r elação
reportados. A prim eira coluna não contém entr e os regr es sor es o d es vio do consumo em r ela ção a sua tendência e a
terc eira coluna contém dummies de t empo. O err o padrão das variáveis f oi cor rigido com o método jackknife.
44
Tabela 13: Estimação sem utilizar instrumentos nas variáveis fiscais - Gastos
agregados
L.Taxa_juros
Impulso Fiscal
Hiato do produto
Inflação
Dconsumo
Observações
N Grupos
Hansen (p valor)
Autocorrelação (p valor)
Autocorrelação (estatístca)
N Instrumentos
ABadv1 ABadv2
0,7391*** 0,7643***
(0,1431) (0,1736)
0,0671
0,0586
(0,0438) (0,0544)
0,4758*** 0,4753***
(0,0776) (0,0783)
0,3044*** 0,2915***
(0,0775) (0,0882)
1,2951
(3,0186)
199
199
24
24
0,268
0,253
0,260
0,261
-1,126
-1,125
6
7
ABadv3
0,8566**
(0,4307)
0,0526
(0,0794)
0,2954
(0,2000)
0,3305*
(0,1962)
2,3512
(3,0260)
199
24
1
0,0620
-1,866
22
Notas: E rr o padrão entr e par ênteses. P va lor : *<0.1, **<0.05, ***<0.01. Estimação feita c om painel
dinâmico com S ystem GMM utilizando as prim eiras dif er enças e as defasa gens com o in strumentos. Número de
instrumentos (N instrumentos) reportados e tamanho do cross section (N Grupos). Estatística de Hansen e teste de
autocorr elação rep ortados. A primeira c oluna não cont ém entre os regr es sor es o desvi o do consumo em r elação a
sua tendência e a tercei ra coluna contém dummies de tempo.
Tabela 14: Estimação sem utilizar instrumentos nas variáveis fiscais - Gastos
desagregados
L.taxajuros
Impulso Fiscal Gastos não produtivos
Impulso Fiscal Gastos produtivos
Hiato do Porduto
infl
dconsumo
Observations
Number of id
hansenp
ar2p
ar2
j
ABadv1 ABadv2
0,7440*** 0,8012***
(0,1908) (0,2273)
0,0240
0,0029
(0,0861) (0,1003)
0,0564
0,0285
(0,1028) (0,1181)
0,4562*** 0,4537***
(0,0855) (0,0881)
0,3106*** 0,2891***
(0,0920) (0,1004)
2,6468
(3,6909)
182
182
24
24
0,104
0,100
0,508
0,496
-0,662
-0,681
7
8
ABadv3
1,0987**
(0,4572)
-0,0364
(0,1307)
0,1098
(0,1116)
0,4051*
(0,2325)
0,2308
(0,1855)
2,9586
(3,2739)
182
24
0,0899
0,0265
-2,219
19
Notas: Err o padrão entr e parênteses. P valor : *<0.1, **<0.05, ***<0.01. Estimação feita com painel dinâmico com
S yst em GMM utilizando as primeiras dif erenças e as defasagens c omo instrum entos. Númer o de instrumentos
reportados e tamanho do cr os s section ( N Grupos). Estatíst ica de Hansen para Over ID e teste de autocorr elação
reportados. A prim eira coluna não contém entr e os regr es sor es o d es vio do consumo em r ela ção a sua tendência e a
terc eira coluna contém dummies de t empo. O err o padrão das variáveis f oi cor rigido com o método jackknife.
45
Anexo 2: Outras estatísticas da amostra
Tabela 15: média e desvio padrão da inflação por ano da amostra - Países
avançados
Ano
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
Média Desv pad
1.51
1.84
0.19
2.17
5.94
3.34
2.50
1.91
2.88
3.23
2.57
1.77
1.61
2.05
2.54
2.66
4.77
.
.
.
.
9.60
4.10
3.28
1.13
1.46
1.69
2.14
1.60
1.13
1.18
1.41
1.74
2.86
N
1
1
1
1
5
5
5
7
15
18
23
24
24
24
24
23
24
Fonte: E laboração pr ópria
Tabela 16: média e desvio padrão da inflação por ano da amostra - Países
não avançados
Ano
Média Desv pad
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
338.45
91.30
72.88
96.06
62.06
72.52
538.34
16.42
6.30
6.16
4.85
2.50
5.26
7.09
6.85
7.00
8.31
12.53
.
.
.
.
.
69.42
735.43
3.18
5.27
6.73
4.90
3.32
5.32
3.88
3.85
3.03
3.02
5.65
N
1
1
1
1
1
2
2
2
2
3
5
7
13
13
13
13
13
13
Fonte: E laboração pr ópria
46
Tabela 17: Média da variável por país.
País
Australia
Bélgica
Bulgaria
Cánada
Hong Konog
Macau
República Tcheca
Dinamarca
Egito
Estônia
Finlândia
França
Alemanha
Grécia
Hungria
Islândia
Irlanda
Israel
Itália
Japão
Cazaquistão
Letônia
Lituânia
Ilhas Maurício
Moldávia
Noruega
Polônia
Romênia
Rússia
Cingapura
África Do Sul
Espanha
Suécia
Suiça
Ucrânia
Reino Unido
Estados Unidos
Inflação
Taxa de juros
Gasto não produtivo
Gasto Produtivo
Gasto Agregado
3,32
2,36
107,06
1,91
1,05
1,88
2,88
2,17
9,32
6,80
1,95
1,91
1,74
3,41
9,46
5,35
4,01
1,95
2,44
0,03
8,95
7,99
3,09
6,84
12,36
2,12
2,32
9,23
11,67
1,69
6,10
3,32
1,28
1,08
10,81
1,81
2,83
5,54
3,08
27,08
4,22
1,75
2,43
3,05
3,58
8,85
4,95
3,40
3,17
3,19
3,31
12,10
10,94
3,22
5,47
3,40
0,15
5,02
3,50
2,72
4,77
11,94
4,64
5,78
12,54
3,85
1,79
9,00
3,19
3,67
1,19
6,21
5,19
2,75
12,68
24,36
16,40
15,90
4,80
6,10
17,80
28,92
13,04
17,49
26,94
26,67
26,25
23,94
25,04
16,81
16,30
17,18
23,45
18,06
7,26
14,59
14,04
8,61
15,07
20,30
20,55
13,96
12,56
1,94
9,90
18,82
27,27
16,51
23,04
19,88
11,17
20,66
25,22
24,65
24,76
14,06
10,56
24,53
25,40
20,06
18,89
22,29
26,14
20,37
21,43
24,95
27,49
18,05
30,79
24,21
19,16
15,02
21,60
19,82
13,96
22,84
23,27
22,43
20,31
22,79
14,23
25,67
20,14
28,48
19,51
19,01
22,11
25,31
33,34
49,71
40,80
43,79
18,86
16,66
41,91
54,32
32,70
36,40
48,95
52,81
46,46
46,12
49,98
44,35
34,53
47,98
47,66
37,39
21,98
36,18
33,86
22,57
37,91
43,57
42,98
34,73
36,45
16,09
36,41
38,96
55,75
36,84
42,06
42,04
36,48
Fonte: E laboração pr ópria
47
Tabela 18: Países avançados ou que adotaram o sistema de metas para
inflação.
País
Australia
Bélgica
Cánada
Hong Konog
República Tcheca
Dinamarca
Estônia
Finlândia
França
Alemanha
Grécia
Islândia
Irlanda
Israel
Itália
Japão
Noruega
Cingapura
África Do Sul
Espanha
Suécia
Suiça
Reino Unido
Estados Unidos
N
min
max
9
9
17
6
8
12
13
9
9
9
7
10
9
8
9
7
7
7
8
9
13
10
13
7
2000
2000
1992
2003
2001
1996
1996
2000
2000
2000
2002
1999
2000
2001
2000
2002
2001
2002
2001
2000
1996
1999
1996
2002
2008
2008
2008
2008
2008
2008
2008
2008
2008
2008
2008
2008
2008
2008
2008
2008
2008
2008
2008
2008
2008
2008
2008
2008
Fonte: E laboração pr ópria
Tabela 19: Países não avançados ou que não adotaram o sistema de metas
para inflação.
País
Bulgaria
Macau
Egito
Hungria
Cazaquistão
Letônia
Lituânia
Ilhas Maurício
Moldávia
Polônia
Romênia
Rússia
Ucrânia
N
min
max
18
9
6
13
8
6
8
6
6
7
6
6
7
1991
2000
2003
1996
2001
2003
2001
2003
2003
2002
2003
2003
2002
2008
2008
2008
2008
2008
2008
2008
2008
2008
2008
2008
2008
2008
Fonte: E laboração pr ópria
48
Tabela 20: Países retirados da amostra por terem poucas observações
País
Albania
Argentina
Armênia
Bolívia
Chile
Colômbia
Croacia
El Salvador
Coréia
Malásia
Marrocos
Holanda
Nova Zelândia
Peru
Eslovênia
Tailândia
Fonte: E laboração pr ópria
Tabela 21: Estatísticas descritivas com todos países da amostra.
Variável
Obs
Taxa de juros
Gasto não produtivo
Impulso fiscal do gasto não produtivo
Gasto produtivo
Impulso fiscal do gasto produtivo
Gasto fiscal agregado
Impulso fiscal do gasto agregado
Inflação
331
307
302
307
302
331
331
331
Fonte: E laboração pr ópria
49
Média Desv Pad
6,02
17,84
0,15
21,96
-0,13
40,14
-0,04
9,68
9,98
6,76
1,48
4,66
1,45
10,00
2,15
61,71
Min
Max
0,00
1,11
-6,49
8,08
-13,60
12,89
-15,09
-2,64
119,88
32,27
13,03
36,46
5,47
62,92
14,58
1058,37
Tabela 22: Fonte dos dados de gasto fiscal e da taxa de juros
País
Fonte gasto não produtivo Fonte gasto produtivo Fonte gasto agregado Fonte taxa de juros
Estados Unidos
Reino Unido
Bélgica
Dinamarca
França
Alemanha
Itália
Noruega
Suécia
Suiça
Cánada
Japão
Finlândia
Grécia
Islândia
Irlanda
Espanha
Australia
África Do Sul
Israel
Egito
Hong Konog
Macau
Cingapura
Ilhas Maurício
Cazaquistão
Bulgaria
Moldávia
Rússia
Ucrânia
República Tcheca
Estônia
Letônia
Hungria
Lituânia
Polônia
Romênia
expnggnaoprod_gdp
expnggnaoprod_gdp
expnggnaoprod_gdp
expnggnaoprod_gdp
expnggnaoprod_gdp
expnggnaoprod_gdp
expnggnaoprod_gdp
expnggnaoprod_gdp
expnggnaoprod_gdp
expcggnaoprod_gdp
expcggnaoprod_gdp
expnggnaoprod_gdp
expnggnaoprod_gdp
expnggnaoprod_gdp
expnggnaoprod_gdp
expnggnaoprod_gdp
expnggnaoprod_gdp
expnggnaoprod_gdp
expnggnaoprod_gdp
expnggnaoprod_gdp
expcggnaoprod_gdp
expnggnaoprod_gdp
expcggnaoprod_gdp
expcggnaoprod_gdp
expcggnaoprod_gdp
expcggnaoprod_gdp
expcggnaoprod_gdp
expcggnaoprod_gdp
expnggnaoprod_gdp
expcggnaoprod_gdp
expcggnaoprod_gdp
expnggnaoprod_gdp
expcggnaoprod_gdp
expnggnaoprod_gdp
expnggnaoprod_gdp
expnggnaoprod_gdp
expnggnaoprod_gdp
expnggprod_gdp
expnggprod_gdp
expnggprod_gdp
expnggprod_gdp
expnggprod_gdp
expnggprod_gdp
expnggprod_gdp
expnggprod_gdp
expnggprod_gdp
expcggprod_gdp
expcggprod_gdp
expnggprod_gdp
expnggprod_gdp
expnggprod_gdp
expnggprod_gdp
expnggprod_gdp
expnggprod_gdp
expnggprod_gdp
expnggprod_gdp
expnggprod_gdp
expcggprod_gdp
expnggprod_gdp
expcggprod_gdp
expcggprod_gdp
expcggprod_gdp
expcggprod_gdp
expcggprod_gdp
expcggprod_gdp
expnggprod_gdp
expcggprod_gdp
expcggprod_gdp
expnggprod_gdp
expcggprod_gdp
expnggprod_gdp
expnggprod_gdp
expnggprod_gdp
expnggprod_gdp
expngg_gdp
expngg_gdp
expngg_gdp
expngg_gdp
expngg_gdp
expngg_gdp
expngg_gdp
expngg_gdp
expngg_gdp
expcgg_gdp
expngg_gdp
expngg_gdp
expngg_gdp
expngg_gdp
expngg_gdp
expngg_gdp
expngg_gdp
expngg_gdp
expngg_gdp
expngg_gdp
expcgg_gdp
expngg_gdp
expcgg_gdp
expcgg_gdp
expcgg_gdp
expcgg_gdp
expcgg_gdp
expcgg_gdp
expngg_gdp
expcgg_gdp
expcgg_gdp
expngg_gdp
expcgg_gdp
expngg_gdp
expngg_gdp
expngg_gdp
expngg_gdp
mmr
mmr
tbill
mmr
tbill
mmr
mmr
mmr
mmr
mmr
mmr
mmr
mmr
tbill
mmr
mmr
mmr
mmr
mmr
tbill
tbill
mmr
mmr
mmr
mmr
tbill
mmr
tbill
mmr
mmr
mmr
mmr
mmr
tbill
mmr
mmr
mmr
Fonte: E laboração pr ópria
Tabela 23: Resumo das variáveis
Variável
Unidade
Taxa de juros
Gasto não produtivo
Impulso fiscal do gasto não produtivo
Gasto produtivo
Impulso fiscal do gasto produtivo
Gasto fiscal agregado
Impulso fiscal do gasto agregado
Inflação
Consumo
Dconsumo
pontos percentuais ao ano.
porcentagem do PIB
desvio em relação nível de equilíbrio em porcentagem do PIB
porcentagem do PIB
desvio em relação nível de equilíbrio em porcentagem do PIB
porcentagem do PIB
desvio em relação nível de equilíbrio em porcentagem do PIB
pontos percentuais ao ano.
porcentagem do PIB
desvio em relação nível de equilíbrio em porcentagem do PIB
Fonte: E laboração pr ópria
50