Experimento I – A Manifestação da Restrição Externa e o Papel do Câmbio Real e

Os estudos de crescimento com restrição externa enfatizam que a “Lei de Thirlwall” se propõe a explicar o crescimento de longo prazo da economia, e que, no longo prazo, o fluxo de capitais e os termos de troca teriam um papel menos relevante na explicação do crescimento. No entanto, no curto prazo, esses componentes podem ser bastante relevantes e a taxa de crescimento pode ficar períodos significativos abaixo e acima do previsto pela Lei de Thirlwall original. Portanto, uma análise relevante, que será explorada no próximo experimento, é a das variáveis que se ajustam no curto prazo para retornar ao equilíbrio de longo prazo.

Contudo, nesse primeiro experimento este estudo limitar-se-á a fazer um teste da lei de Thirlwall no Longo Prazo para o período 1930-2004, procurando identificar o papel dos diversos componentes na taxa de crescimento compatível com o equilíbrio do balanço de pagamentos. Conseqüentemente, será discutida a especificação da lei de Thirlwall que melhor se adequa ao caso brasileiro.

Utilizar-se-á para esse fim a metodologia proposta por McCombie (1989), discutida no capítulo anterior. Assim, primeiramente será estimada, através de técnicas de cointegração, a seguinte função importação:

(75) Pd)logMt=π logYt +ψ log(Pf+E-

Para o período 1930-2004, foram feitos os testes de raiz unitária com as três séries envolvidas, como pode ser visto no Anexo 1, incluindo o teste KPSS, que, ao inverter a hipótese nula, minimiza o problema de baixa potência do teste ADF. Em todos os casos foi aceita a existência de uma raiz unitária. Como todas as variáveis são integradas de ordem 1, pode-se estimar a equação acima utilizando técnicas de cointegração.

Como pode ser visto no Anexo 2, para estimar a cointegração acima foi utilizada um VAR de ordem 1, o que corresponde a um VEC de ordem 0, baseado em todos os critérios de informação e no teste de significância da maior defasagem (LR). A análise dos termos deterministas indicou o modelo mais simples. Isso levou à estimação de apenas um vetor de cointegração significante segundo a estatística de traço e de autovalor, que pode ser representado pela seguinte equação:

Tabela 16 - Função de Importação

Vector Error Correction Estimates Date: 09/26/05 Time: 14:46 Sample(adjusted): 1931 2004

Included observations: 74 after adjusting endpoints Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

Cointegrating Eq: CointEq1

LM(-1) 1.000000

LYR(-1) -1.209281

[-31.7544]

LER(-1) -0.931170

[-1.61956]

Error Correction: D(LM) D(LYR) D(LER) CointEq1 0.014642 0.019133 0.006350

[ 1.58557] [ 11.0736] [ 0.74934]

O câmbio real pode ser considerado não significante a 5% na relação de longo prazo. Assim, o câmbio pode ser considerado não explicativo na relação de longo prazo da função de importação, ou seja, a elasticidade preço pode ser considerada igual a zero a 5% de significância. Já o coeficiente da renda, ou a elasticidade renda das importações, é bastante significante na relação de longo prazo. Quanto às variáveis que se ajustam no curto prazo para voltar à relação de longo prazo, pode-se verificar que o câmbio também não se ajusta, pois seu coeficiente de ajustamento não é estatisticamente diferente de zero. As importações, também, não são responsáveis pelo ajustamento, pois o sinal do coeficiente é o contrário do esperado. Ou seja, dado um aumento nas importações em relação ao seu valor de longo prazo, o coeficiente de ajustamento das importações faz essa diferença aumentar ainda mais. Todo o ajuste é, portanto, realizado pela renda.

Ainda no Anexo 2, pode-se verificar que os testes dos resíduos da cointegração parecem não invalidar o uso do instrumental de cointegração apesar de algum problema de normalidade na variável câmbio real.

Uma vez estimadas as elasticidades renda e preço, serão utilizadas essas estimativas para calcular o crescimento da renda compatível com o equilíbrio do balanço de pagamentos para cinco modelos e, ao fim, compará-los com a taxa de crescimento real. Os cinco modelos são os seguintes:

Modelo 1: Lei de Thirlwall Básica – Equilíbrio Conta Corrente sem termos de troca

(88) yb =x

π

Modelo 2: Lei de Thirlwall - Equilíbrio Cta Corrente com termos de troca

(89) yb= x+(1+ϕ)_π(pd-e-pf)

Modelo 3 : Nova Especificação- Incluindo Conta Capital, Pagamento de Serviços do Capital (explicitamente), Termos de Troca e sem impor limites à entrada de capital.

(90) yb=θ1x+(1+ϕ)(pd-e-pf)_π −θ2r +(1-θ1+θ2)f Modelo 4: Modelo 3 sem os termos de troca

(91) yb=θ1x-θ2r +_π(1-θ1+θ2)f

Modelo 5 : Moreno-Brid (2003)- Incluindo Conta Capital, Pagamento de Serviços do Capital (explicitamente), não incluindo termos de troca e impondo limite à entrada de capital, ou seja, manutenção da relação dívida/PIB.

(92) =_π−θ₍1₁₋-_θθ₁2₊r _θ2)

x yb

Assim, utilizam-se as estimativas de elasticidade para calcular as taxas de crescimento compatíveis com essas cinco especificações do modelo de Thirlwall, e são obtidas os seguintes resultados:

Tabela 17 - Resultados Lei Thirlwall para Brasil

Mod 1 Mod 2 Mod 3 Mod 4 Mod 5 Real

Cresc Md 30-04 3,7% 5,2% 4,5% 3,0% 3,9% 5,0%

t-value (Real-Modx) -3,41 0,53 -1,31 -5,25 -2,89

Segundo o teste t-student reportado na tabela, as taxas de crescimento compatíveis com o equilíbrio do balanço de pagamentos que podem ser consideradas iguais à taxa real são: o modelo que se propôs (3) e o modelo (2). Assim, os modelos que incorporam os termos de troca se aproximam mais da taxa real.

A vantagem da metodologia e da especificação que foi proposta (Modelo 3) é que se conseguiu decompor o crescimento do produto compatível com o equilíbrio do balanço de pagamentos, e que não pode ser considerado estatisticamente diferente da taxa real, entre os diversos componentes do balanço de pagamentos.

Tabela 18 - Contribuição dos Componentes do BP no Crescimento

Mod 3 Exp T troca Financ Serviço Dívida Capitais

Cresc Md 30-04 4,5% 4,3% 1,4% -1,2% -1,2% 0,0%

Dessa maneira, dos 4,5% de crescimento previsto pelo modelo, o lado real, ou a razão das elasticidades renda, são responsáveis pela maior parte, ou seja, 4,3%. A segunda parte mais relevante é a dos termos de troca, 1,4%, e explica por que modelos que não incorporam os termos de troca se ajustam menos à taxa real. O componente financeiro contribui, negativamente, para o crescimento do PIB, -1,2%, sendo que o fluxo de capitais tem efeito nulo e o pagamento de serviços contribuiu negativamente em 1,2%.

O Modelo proposto por Moreno-Brid (2003) parece não se ajustar mais pela não inclusão dos termos de intercâmbio que pela hipótese adicional de manutenção da razão dívida PIB. No entanto, o modelo superestima o papel do fluxo de capitais, pois, a diferença entre o modelo que se propôs sem os termos de troca e o modelo de Moreno-Brid (2003) é de 0,9%.

Quanto à conta capital, os resultados acima parecem corroborar as hipóteses previamente assumidas por Ferreira (2001), de que o fluxo de capitais não contribui diretamente para o alargamento da restrição imposta pelo Balanço de Pagamentos e que o pagamento do serviço desse capital contribuiria para intensificar essa restrição. Segundo ele, entre 1950-2000, o pagamento de serviços diminuiu o crescimento do PIB em1%, valor bastante próximo ao encontrado neste trabalho para o período 1930-2004.

Portanto, pode-se afirmar que entre 1930-2004, o crescimento do Brasil foi aquele compatível com o equilíbrio do balanço de pagamentos. Além disso, o lado real, ou a razão das elasticidades renda, explica a maior parte desse crescimento. Os termos de troca contribuíram para aumentar a taxa de crescimento em 1,4%, enquanto a parte financeira restringiu o crescimento em 1,2%, já que o papel do fluxo de capitais foi nulo no longo prazo, mas o pagamento de serviços contribuiu negativamente.

) log( 1 - ) ( log 1 X log 1 Y log K R Pf +E−Pd ⎥⎦ ⎤ ⎢⎣ ⎡ + − + = _{π π} ϕ _π