FUNÇÕES COMPORTAMENTAIS DO MERCADO DE BENS

Após apresentação do modelo de equilíbrio geral Keynesiano e da Metodologia de Estimação de modelos multivariados nos capítulos anteriores, Capítulo 5 e Capítulo 6, respectivamente, esta secção do presente capítulo apresenta os resultados da estimação das funções comportamentais do mercado de bens. O objectivo da secção é apresentar os resultados obtidos com a estimação das funções integrantes da Demanda Agregada em um mercado de bens, com vista à obtenção da Relação IS. Para este propósito, a secção inicia com a explicação dos procedimentos econométricos seguidos para a realização das estimações. Após estas explanações, são apresentados os resultados obtidos com a realização do exercício econométrico, acompanhados das suas respectivas interpretações.

7.2.1 Estimação e Resultados

Para a estimação das funções (5.3), (5.5), (5.9), (5.13), (5.15) e (5.21), especificadas no Capítulo 5, o primeiro exercício foi realizar testes de estacionaridade, com objetivo de detectar a presença (ou não presença) de raízes unitárias nas variáveis. As Tabelas A.1, A.2 e A.3 do Apêndice A apresentam os resultados do teste Dickey-Fuller Aumentado (ADF) e a

Tabela A.4 (também do Apêndice A) apresenta os resultados do teste Phillips-Perron (PP) para séries com quebraestrutural. Os testes apresentados nas Tabelas A.1 A.2 e A.3 utilizam valores críticos de Mckinnon (1996) e dois critérios para a seleção do número de defasagens, o critério de seleção de Akaike (AIC) e o critério de seleção de Schwartz (SIC), descritos no Capítulo 5. Os testes da Tabela A.4 utilizam valores críticos de Perron (1989). Os resultados dos testes de raízes unitárias das variáveis em níveis (Tabela A.1) indicam que apenas a Taxa de Juros Real (i)1 _{e a Taxa de Câmbio Real (R)}2 _{são estacionárias em nível, com uma}

significância de 1% e 5%, respectivamente. O Investimento (I) e as Importações (M) apresentaram estacionaridade apenas nas segundas diferenças (Tabela A.3) e todas as demais variáveis foram estacionárias nas suas primeiras diferenças (Tabela A.2). A visualização gráfica de todas as variáveis sugeriu que o Produto Nacional Bruto (Y), Rendimento Disponível (YD) e Taxa de Juros Real (i) apresentassem aparentes momentos de quebra

estutural ao longo do período analisado. Por este motivo, para estas variáveis foram também realizados testes de raízes unitárias para séries com quebra estrutural – Teste Phillips-Perron (PP), cujos resultados são apresentados na Tabela A.4. Os resultados apresentados nesta Tabela confirmam os resultados do teste Dickey-Fuller Aumentado (ADF) apresentados nas Tabelas A.1 e A.2. Assim, com base em todos os testes de raízes unitárias realizados, assumiu-se a seguinte ordem de integração: i e R são I(0), I e M são I(2) e as restantes variáveis são I(1).

Após verificar o nível de estacionaridade das variáveis, o passo seguinte foi testar a possibilidade de cointegração entre as variáveis das respectivas equações comportamentais. Considerando o tempo analisado no presente estudo (20 anos), achou-se aceitável testar a hipótese de existência de uma relação de equilíbrio entre as variáveis macroeconômicas. As Tabelas A.5, A.6, A.7, A.8 e A.9 do Apêndice A apresentam os resultados dos testes de cointegração para as funções Consumo, Impostos, Investimento, Exportações e Importações, respectivamente. Estas Tabelas indicam a existência de 1 vetor de cointegração com um nível de significância de 1% para as funções Consumo, Impostos e Investimento, existência de 1 vetor de cointegração com um nível de significância de 5% para as várias Funções Exportações (com a taxa de câmbio do metical em relação ao rand sul-africano, com a taxa de câmbio do metical em relação ao dólar norte-americano e com a taxa de câmbio real em relação à África do Sul) e existência de 2 vetores de cointegração com um nível de

1 _{Taxa de Juros Real média das Operações Ativas (Empréstimos) para o período de 1 ano, aplicadas pelas}

instituições de crédito nas operações em moeda nacional.

significância de 1% para as várias funções Importações (com a taxa de câmbio do metical em relação ao rand sul-africano, com a taxa de câmbio do metical em relação ao dólar norte- americano e com a taxa de câmbio real em relação à África do Sul). Com base nestes resultados, assumiu-se a seguinte ordem de cointegração: Função Importações é CI(2,2), Função Investimento é CI(2,1) e as restantes Funções são CI(1,1).

Criadas as condições para o cálculo das equações, estas foram estimadas através do uso do pacote estatístico STATA e os resultados obtidos são apresentados nas Tabelas A.11, A.12, A.13, A.14 e A.15 do Apêndice A. Para a Função Consumo, os resultados da Tabela A.11 não mostram evidência da determinação do Rendimento Disponível no Consumo Privado do país durante o período analisado. Os resultados desta Tabela também mostram um coeficiente do termo de correção de erro não significativo quando o Consumo Privado é a variável explicada e o Rendimento Disponível é a variável explicativa, mas mostram um coeficiente do termo de correção de erro significativo quando o Rendimento Disponível é a variável explicada e o Consumo Privado é a variável explicativa. Este termo mostrou um ajustamento do Rendimento Disponível em direção ao seu valor de equilíbrio de 6% ao mês. Para a Função Impostos, os resultados da Tabela A.12 também não mostram evidência da determinação do Rendimento nos Impostos. Os resultados desta Tabela sugerem que os Impostos são uma variável que se auto-determinam com uma elasticidade de -0.23% na sua primeira defasagem. Este resultado pode indicar um facto curioso; em países onde os mecanismos de controle fiscal são deficitários, um aumento na alíquota de impostos pode levar a uma diminuição na arrecadação dos impostos totais. À semelhança da Função Consumo, para a Função Impostos, os resultados da Tabela A.12 também mostram um coeficiente do termo de correção de erro não significativo quando os Impostos são a variável explicada e o Rendimento é a variável explicativa, mas mostram um coeficiente do termo de correção de erro significativo quando o Rendimento é a variável explicada e os Impostos são a variável explicativa. Este coeficiente mostrou um ajustamento do Rendimento em direção ao seu valor de equilíbrio de 3% ao mês.

Os resultados da estimação da Função Investimento são mostrados na Tabela A.13. Esta Tabela mostra que, durante o período estudado, não há evidência da determinação da taxa de juros no nível de Investimento do país. Os resultados da Tabela sugerem ainda que a taxa de juros é uma variável com poder de auto-determinação na sua primeira defasagem; isto é, no período analisado, o valor da taxa de juros praticada em determinado período mensal foi repassado em 29% para o valor da taxa de juros no mês seguinte. Embora altamente significativo, o coeficiente do termo de correção de erro da Função Investimento apresentou

um valor muito alto, o que tornou a sua interpretação sem sentido econômico. As Tabelas A.14.1, A.14.2 e A.14.3 mostram os resultados da estimação da Função Exportações utilizando como variável explicativa a taxa de câmbio do metical em relação ao rand sul- africano, a taxa de câmbio do metical em relação ao dólar norte-americano e a taxa de câmbio real em relação à África do Sul, respectivamente. Em todas as estimações da Função Exportações, não foi encontrada evidência da determinação de qualquer Taxa de Câmbio nas Exportações. Estes resultados sugerem que as vendas do país para o resto do mundo são afetadas por outros fatores conjunturais e que a variação das principais taxas de câmbio praticadas no país não sejam determinantes para a variação destas vendas. O coeficiente do termo de correção de erro não foi significativo quando as Exportações são a variável explicada e a taxa de câmbio é a variável explicativa, mas foi altamente significativo quando a taxa de câmbio é a variável explicada e as Exportações são a variável explicativa. Este coeficiente mostra uma velocidade de ajustamento muito baixa da Taxa de Câmbio ao seu valor de equilíbrio, 0.0003% ao mês para a MMZ/ ZAR, 0.002% ao mês para a MZM/ USD e 0.0005% ao mês para a Taxa de Câmbio Real com a África do Sul. Na Tabela A.14.3 é possível observar que a Taxa de Câmbio Real com a África do Sul apresenta um poder de auto-determinação de 0.18% na sua primeira defasagem. Finalmente, as Tabelas A.15.1, A.15.2 e A.15.3 apresentam os resultados da estimação da Função Importações. Estes resultados mostram que também não há evidência da determinação do Rendimento e Taxa de Câmbio, nas Importações do país, durante o período de tempo analisado. Nas equações estimadas, os coeficentes dos termos de correção de erros são significativos quando o Rendimento e Taxa de Câmbio são as variáveis explicativas e as Importações são a variável explicada. À semelhança da Função Exportações, os resultados da estimação da Função Importações também mostram um poder de auto-determinação da Taxa de Câmbio Real com a África do Sul, com uma elasticiadade de 0.17% na sua primeira defasagem.

7.3 FUNÇÕES COMPORTAMENTAIS DO MERCADO FINANCEIRO E MERCADO