EFICIÊNCIA BANCÁRIA

O objetivo desta seção é evidenciar a primeira hipótese deste trabalho para explicar os resultados do poder de monopólio sobre os indicadores financeiros das micro e pequenas empresas. A análise dos resultados da função de eficiência bancária (Equação 4.19) depende do entendimento do indicador de eficiência bancária. Os indicadores de eficiência foram superiores a 1 (Tabela 2). O índice de eficiência bancário médio é 1.32%. Logo, o custo de produção dos bancos nos municípios brasileiros, em média, excedem a fronteira de prdução em 32%, próximo ao indicador encontrado no estudo de (MANLAGÑIT, 2011).

A interpretação para os resultados na Tabela 7 é diferente do estudo de (SHAMSHUR; WEILL, 2019), pois este trabalho encontrou índices de eficiência bancária abaixo da curva de fronteira.

Dessa forma, um aumento da variável de Ineficiência_bancos indica que a ineficiência do setor bancário no Brasil aumenta.

Além das micro e pequenas empresas, os resultados da Tabela 7 incluem as médias e grandes empresas. A variável Ineficiência_bancos é positiva para todos os portes das firmas, porém é estatisticamente significante somente para as micro e pequenas empresas. Dessa forma, um aumento na ineficiência bancária aumenta os custos de crédito das micro e pequenas empresas.

A variável Tamanho_Empresas é negativa e estatisticamente significante para as micro e pequenas e grandes empresas. Porém, a variável Tamanho_Empresas é positiva, mas estatisticamente não significante. A variável Ativos_Empresas é negativa para as micro e pequenas e médias empresas, porém é estatisticamente significantes para as médias empresas.

Já, para as grandes empresas, a variável Ativo_Empresas é positiva, mas estatisticamente não significantes. A variável crédito é negativa e estatisticamente significante para empresas de qualquer porte. A variável institucional é negativa e estatisticamente significante para as micro e pequenas e médias empresas. Para as grandes empresas a variável institucional é positiva e estatisticamente significante. O PIB_Municipios é negativa e estatisticamente significante para as firmas dos três portes. A variável IPTU_Municipios é positiva e estatisticamente significante para as médias e grandes empresas. Para as micro e pequenas empresas a variável IPTU_Municipios é negativa e estatisticamente não significante.

Os resultados para algumas das variáveis na Tabela 7 têm relevante contribuição para esta

análise. A primeira refere-se a variável Tamanho_Empresas. Os resultados da Tabela 4 indicaram relação positiva entre o tamanho das micro e pequenas empresas. Já nos resultados para a função de eficiência bancária (Tabela 7) ocorre o inverso, o tamanho destas firmas reduz o custo de crédito. Ou seja, os novos resultados podem indicar que a variável que mensura tamanho das micro e pequenas empresas poderá não ser capaz de exercer correlação para o custo de crédito destas firmas.

Os resultados para a variável Ineficiência_bancos das micro e pequenas empresas foram estatisticamente significativos. No entanto, para as médias e grandes empresas os resultados foram estatisticamente não significativos apesar de positivos. Conforme literatura, as médias e grandes empresas possuem recursos próprios que podem substituir o financiamento bancário.

Dessa forma, a ineficiência bancária dos bancos poderá não exercer efeito sobre o custo de crédito das médias e grandes empresas em razão das fontes alternativas de financiamento, recursos próprios ou do mercado financeiro. Portanto, os níveis de ineficiência bancária apresentam maiores impactos sobre custo de crédito das micro e pequenas empresas quando comparado as médias e grandes empresas.

Os resultados encontrados neste estudo foram similares ao da pesquisa de (SHAMSHUR;

WEILL, 2019). No entanto, possuem interpretações diferentes. Isso porque enquanto o presente estudo encontrou indicadores de eficiência bancária acima da fronteira de eficiência, os autores citados encontraram indicadores abaixo da curva de fronteira. Com isso, a interpretação desta pesquisa sugere que o aumento no indicador de eficiência bancária torna a atividade bancária ineficiente. Assim, o aumento no índice de eficiência bancária elevam os custos de crédito. De acordo com Shamshur e Weill (2019), o aumento no indicador de eficiência faz com que os bancos se aproximem da fronteira de eficiência, logo, este aumento no indicador reduz os custos de crédito das micro e pequenas empresas.

Outro modo de verificar os efeitos da eficiência bancária sobre os custos de crédito das micro e pequenas empresas no Brasil é adicionando ao modelo mais duas variáveis: o índice de concentração (indicador de Lerner, Herfindahl - Hirschman (HHI) e CR5) e a interação deste índice com a eficiência bancária. O objetivo deste modelo é verificar qual impacto da eficiência bancária sobre os custos de crédito dos bancos quando é adicionado ao modelo o poder de monopólio dos bancos. Ou seja, qual seria o efeito da eficiência bancária quando houver aumento no poder de monopólio destes bancos.

Os resultados apresentados na Tabela 8 mostram a interação entre o indicador de eficiência bancária e o poder de monopólio dos bancos. A variável Eficiência_bancos é positiva e estatisticamente significativo para os três indicadores de concentração inseridos no modelo. Os resultados mostram que o coeficiente de interação entre o índice de concentração e ineficiência bancária eleva o custo do crédito para as micro e pequenas empresas. Esses resultados são observados para os indicadores HHI e CR5, porém, não são observados para o índice de Lener.

Isso sugere que a ineficiência do setor bancário tem um efeito positivo sobre o custo do crédito e, quando o poder de monopólio dos bancos aumenta, esse efeito cresce. Dessa forma, tanto o poder de monopólio dos bancos quanto a ineficiência do setor aumentam os custos de crédito das micro e pequenas empresas.

As variáveis Tamanho_Pequenas_Empresas possuem efeito negativo e estatisticamente significante. A variável Ativo_Pequenas_Empresas é positiva e estatisticamente signifi cante para os indicadores de concentração de Lener e HHI. Porém, a variável Ativo_Pequenas_Empresas é negativa e estatisticamente significante para o índice de concentração CR5. A variável crédito é positiva e estatisticamente significante para os indicadores de concentração de Lener e HHI. Porém, esta variável é negativa e estatisticamente significante para o índice de concentração CR5. A variável Institucional é negativa e estatisticamente significante. A variável PIB_Municipios é positiva e estatisticamente significante quando o modelo possui o índice de concentração de Lener. A variável PIB_Municipios é negativa para os indicadores HHI e CR5, porém, é estatisticamente significante para no indicador HHI. A variável IPTU_Municipios é positiva quando o modelo inclui os indicadores de concentração HHI e CR5, porém é estatisticamente significante apenas para quando o indicador HHI é inserida no modelo. A variável IPTU_Municipios é negativa e estatisticamente não significante quando o indicador de Lener é adicionado ao modelo.

Tabela 8 – Resultados da estimativa da função custo de crédito por interação entre o poder de monopólio e a

Eficiencia_bancos_Indice_HHI 0.2152840∗∗∗

(0.02)

Erro padrão robustos heterocedásticos estão em parenteses. Elaborado pelo autor com base nas estimações. Definição das variáveis estão no Apêndice Capítulo A.

∗ p < 0.10, ∗∗ p < 0.05, ∗∗∗ p < 0.01