5. AVALIAÇÃO EMPÍRICA DAS POLÍTICAS DE COMBATE À EVASÃO
5.3 Efetividade das Políticas Públicas de Combate a Evasão do Setor Varejista
As políticas públicas adotadas pela Sefaz-CE em relação à obtenção das informações das operações realizadas com cartão, corrigiram parte do problema de assimetria de informação existente na relação Fisco versus contribuinte. Em decorrência, a arrecadação do ICMS do segmento deveria apontar um crescimento relativo.
As duas metodologias utilizadas evidenciaram uma mudança de regime, com incremento do nível da arrecadação relativa, nas proximidades da data de edição do Decreto n◦ 26.425/01. Desta forma, foi possível obter evidências que o instrumento legal gerou uma expectativa quanto ao aumento da eficiência do Fisco, suficientemente alta para provocar uma mudança espontânea no comportamento do contribuinte. Considerando que a publicação do decreto ocorreu em outubro/2001, as quebras estruturais detectadas são compatíveis com um efeito positivo da política adotada.
Em relação à Lei nº 13.975/07, os testes econométricos não detectaram qualquer evidência de efeito positivo na arrecadação do ICMS do setor varejista. Algumas hipóteses podem ser arguidas para justificar este fato:
• considerando que a maioria dos estabelecimentos que utilizam o cartão como meio de pagamento são estabelecimentos varejistas de médio e grande porte, é possível que a primeira política pública tenha sido suficiente para esgotar os efeitos desejados pela administração pública;
• o contribuinte pode ter avaliado que o Fisco foi ineficiente na utilização das informações prestadas pelas administradoras desde 2001. Assim, a Lei nº 13.975/07 representou uma ameaça não crível;
• incentivo à sonegação devido a ausência de sanção específica que dificulta a aplicação de penalidades;
• não houve ampla divulgação da Lei n◦ 13.975/07;
• as empresas, a partir da vigência do Decreto n◦ 26.425/01 podem ter replanejado o valor de suas bases declaradas, aumentando a subdeclaração de valores relativos
às saídas pagas em espécie ou cheque, operações nas quais, o Fisco detém limitado controle. Note-se que o contribuinte pode ter adotado medidas para estimular o consumidor a quitar suas compras com outra forma de pagamento que não o cartão, por meio da entrega de brindes e premiações, ou ainda, de descontos.
6. CONCLUSÃO
Segundo Allingham e Sandmo (1972), o contribuinte racional e averso ao risco, como consequência de incrementos na probabilidade de ser auditado, decidiria aumentar de forma espontânea o valor de sua base declarada. Reagiria, ainda, com respeito a aumentos no valor da penalidade aplicada, com incrementos voluntários no valor declarado.
No caso do ICMS, o valor do imposto devido é informado mensalmente pelo contribuinte, sendo possível observar a existência de problemas relacionados à obtenção pela administração tributária do valor real do imposto devido, somente conhecido quando da realização de auditoria.
Objetivando reduzir a sonegação no âmbito estadual e identificar práticas evasivas, diversos instrumentos de controle vêm sendo implementados pelos estados. No caso do Estado do Ceará, dentre outras medidas de combate à evasão fiscal, a edição do Decreto n◦ 26.425/01 e da Lei n◦ 13.975/07, permitiu acesso do ente tributante às informações sobre o valor das operações relacionadas ao ICMS, praticadas com cartão de crédito e de débito, corrigindo parte do problema de assimetria de informação.
Tendo em vista a maior eficiência no tocante à detecção de possíveis sonegadores, o nível da arrecadação do ICMS no varejo, nos períodos subsequentes à edição desses dispositivos legais deveria apontar um crescimento espontâneo.
Essa hipótese foi objeto de estudo deste ensaio que, a partir do modelo de identificação de quebras estruturais de Bai e Perron (2003), detectou diversas mudanças de regime.
O Modelo de Allingham e Sandmo (1972) prescreve que as políticas públicas devem ser focadas no aumento da probabilidade de detecção de possíveis
sonegadores e na penalidade a ser aplicada no caso de detecção. Este trabalho encontrou evidências que a regra estabelecida no Decreto n◦ 26.425/01, de fato, provocou mudanças no comportamento do contribuinte, reduzindo a sonegação do varejo e alavancando a arrecadação do setor. Em relação à Lei n◦ 13.975/07, não foram evidenciados efeitos no nível de arrecadação do ICMS nos períodos próximos e subsequentes à sua edição, sendo possível supor que os efeitos desejados pela administração tributária podem ter se esgotado desde a adoção da primeira medida pública, haja vista que o universo de contribuintes usuários de cartões constitui-se, em maioria, pessoas jurídicas, atuantes no varejo, de médio e grande porte, as quais foram alcançadas desde a determinação legal contida no Decreto n◦ 26.425/01. De outro modo, pode ser que possíveis problemas relacionados à divulgação, planejamento, execução e aplicação das penalidades, possam ter contribuído para o não alcance dos resultados esperados com a implementação da lei n◦ 13.975/07, tornando essa medida não crível.
Por fim, outros trabalhos podem ser desenvolvidos acerca do tema, na tentativa de mensurar os efeitos de leis semelhantes publicadas em outras unidades federadas, buscando evidenciar possíveis quebras no nível da arrecadação do ICMS no varejo.
Ainda, com dados do ICMS para o Estado do Ceará, utilizando a mesma linha de pesquisa e a metodologia adotada, podem ser feitas análises a respeito dos efeitos de políticas públicas semelhantes, como por exemplo, o programa Sua Nota Vale Dinheiro.
Em outra perspectiva, trabalhos futuros poderão analisar, sob a metodologia de Bai e Perron (2003), as políticas tributárias da União, unidades federadas e municípios, comparando a legislação regulatória, com as mudanças estruturais detectadas.
42
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48
APÊNDICE
TESTES ECONOMÉTRICOS
Tabela 10 – TESTE SupF: Mudanças Abruptas
Hipótese Alternativa Estatística Valor Crítico * Resultado
1 Quebra 38.9877 8.5800 Rejeição da Hipótese Nula 2 Quebras 58.5828 7.2200 Rejeição da Hipótese Nula 3 Quebras 52.7300 5.9600 Rejeição da Hipótese Nula 4 Quebras 41.8503 4.9900 Rejeição da Hipótese Nula 5 Quebras 28.4367 3.9100 Rejeição da Hipótese Nula Nota: nível de significância de 5%. Hipótese nula: inexistência de quebra
Estrutural.
Fonte: elaborado pelo autor.
Tabela 11 – TESTES UDMax E WDMax: Mudanças Abruptas
Teste Estatística Valor Crítico* Resultado
UD Max 58.5828 8.88 Rejeição da Hipótese Nula WD Max 75.9099 9.91 Rejeição da Hipótese Nula Nota: nível de significância de 5%. Hipótese nula: inexistência de quebra
estrutural, contra um número desconhecido de quebras limitado a 5. Fonte: Elaborado pelo autor
Tabela 12 – TESTES SupF(l+1/l): Mudanças Abruptas
Testes Estatística Nova Quebra Valor Crítico* Resultado
SupF (2/1) 18.4268 24 8.58 Rejeição da Hipótese Nula SupF (3/2) 16.4963 96 10.13 Rejeição da Hipótese Nula SupF (4/3) 7.3472 43 11.14 Não Rejeição da Hipótese Nula Nota: nível de significância de 5%. Hipótese nula: existência de l quebras, com hipótese
alternativa de l+1 quebras. Com existência de quatro quebras não é possível inserir uma mudança adicional, respeitando o tamanho mínimo do regime.
Quantidade de Quebras BIC LWZ 0 7,9756 -7,9675 1 8,3031 -8,2252 2 8,3199 -8,1719 3 8,4044 -8,1861 4 8,3941 -8,1052 5 8,268 -7,9081
Nota: nível de significância de 5%. O método Sequential do teste SupF(l+1/l) indicou a existência de duas quebras.
Fonte: Elaborado pelo autor
Tabela 14 – Estimativas dos Parâmetros da Regressão: rzt=δi+ut
Critério de Seleção: BIC
Parâmetro Coeficiente Estimado Desvio Padrão Estatística t Valor-p
δ1 0.1295 0.0015 46.8707 0.0000 δ2 0.1513 0.0023 80.5997 0.0000 δ3 0.1728 0.0061 57.0933 0.0000 δ4 0.1522 0.0015 59.5199 0.0000 484 . 0 2= R R2=0.471 F
(
4,120)
=28.164 Obs = 124 Valor-p(F) =0.000 Critério de Seleção: LWZParâmetro Coeficiente Estimado Desvio Padrão Estatística t Valor-p
δ1 0.1361 0.0028 58.4578 0.0000 δ2 0.1586 0.0022 93.4912 0.0000 333 . 0 2= R R2=0.328 F
(
2,122)
=30.480 Obs = 124 Valor-p(F) =0.000Critério de Seleção: Sequential
Parâmetro Coeficiente
Estimado Desvio Padrão Estatística t Valor-p
δ1 0.1295 0.0015 43.3971 0.0000 δ2 0.1490 0.0027 65.2412 0.0000 δ3 0.1607 0.0027 84.4155 0.0000 393 . 0 2= R R2=0.383 F
(
3,121)
=26.150 Obs = 124 Valor-p(F) =0.00050
Tabela 15 – TESTE SupF: Mudanças Abruptas Graduais
Hipótese Alternativa Estatística Valor Crítico * Resultado
1 Quebra 19.2370 8.5800 Rejeição da Hipótese Nula 2 Quebras 9.1515 7.2200 Rejeição da Hipótese Nula 3 Quebras 0.5296 5.9600 Não Rejeição da Hipótese Nula 4 Quebras 42.0007 4.9900 Rejeição da Hipótese Nula 5 Quebras 20.8169 3.9100 Rejeição da Hipótese Nula Nota: nível de significância de 5%. Hipótese nula: inexistência de quebra estrutural. Fonte: elaborado pelo autor.
Tabela 16 – TESTES UDMax E WDMax: Mudanças Graduais
Teste Estatística Valor Crítico* Resultado
UD Max 42.0007 8.88 Rejeição da Hipótese Nula WD Max 72.2177 9.91 Rejeição da Hipótese Nula Nota: nível de significância de 5%. Hipótese nula: inexistência de quebra
estrutural, contra um número desconhecido de quebras limitado a 5. Fonte: Elaborado pelo autor
Tabela 17 – TESTES SupF(l+1/l): Mudanças Graduais
Testes Estatística Nova Quebra Valor Crítico* Resultado
SupF (2/1) 12.0428 64 8.5800 Rejeição da Hipótese Nula SupF (3/2) 0.3193 95 10.1300 Não Rejeição da Hipótese Nula SupF (4/3) 0.1775 43 11.1400 Não Rejeição da Hipótese Nula Nota: nível de significância de 5%. Hipótese nula: existência de l quebras, com hipótese
alternativa de l+1 quebras. Com existência de quatro quebras não é possível inserir uma mudança adicional, respeitando o tamanho mínimo do regime.
Fonte: Elaborado pelo autor
Tabela 18 – Critérios BIC e LWZ – Mudanças Graduais
Quantidade de Quebras BIC LWZ
0 -8.2527 -8.2445 1 -8.3839 -8.3057 2 -8.3895 -8.2410 3 -8.4540 -8.2349 4 -8.4427 -8.1528 5 -8.3134 -7.9522
Nota: nível de significância de 5%. O método Sequential do teste SupF(l+1/l) indicou a existência de duas quebras.
Critério de Seleção: BIC
Parâmetro Coeficiente Estimado Desvio Padrão Estatística t Valor-p
β 0.0606 0.0840 0.7211 0.4720 δ1 0.1202 0.0113 10.6656 0.0000 δ2 0.1421 0.0128 11.0716 0.0000 δ3 0.1625 0.0146 11.1195 0.0000 δ4 0.1430 0.0131 10.9408 0.0000 512 . 0 2= R R2=0.496 F
(
5,118)
=24.711 Obs = 123 Valor-p(F) =0.000 Critério de Seleção: LWZ Parâmetro CoeficienteEstimado Desvio Padrão Estatística t Valor-p
β 0.2571 0.0844 3.0480 0.0030 δ1 0.0946 0.0114 8.3084 0.0000 δ2 0.1159 0.0132 8.7828 0.0000 388 . 0 2= R R2=0.378 F
(
3,120)
=25.363 Obs = 123 Valor-p(F) =0.000Critério de Seleção: Sequential Parâmetro Coeficiente
Estimado Desvio Padrão Estatística t Valor-p
β 0.1695 0.0856 1.9790 0.050 δ1 0.1060 0.0115 9.2017 0.0000 δ2 0.1237 0.0129 9.5643 0.0000 δ3 0.1335 0.0138 9.6534 0.0000 437 . 0 2= R R2=0.423 F