Com base nos coeficientes obtidos pelas estimações é possível alcançar aos coeficientes primários do modelo.167 Foi utilizada a regressão baseada no câmbio histórico deflacionado pelo IPA dólar norte-americano por ter apresentado os melhores resultados estatísticos. Os coeficientes obtidos na equação da demanda agregada foram: βy=0,925,
106 , 0 − = ρ β , β*y=0,294 eβq =0,014. Tem-se βρ ≡(1−βy)β~ρ≡(1−βy)κσ. Assim, κσ=1,413. O
coeficiente κ do modelo representa a proporção da demanda doméstica em relação à demanda agregada. De acordo com relatório do Ministério do Desenvolvimento, Indústria e Comércio Exterior, a Balança Comercial Brasileira de 2005, a participação das exportações representou 16% do produto agregado; desta forma tem-se que κ =0,84. E como resultado,
683 , 1 =
σ , que representa a elasticidade intertemporal da função utilidade do agente
representativo168. Os coeficientes θ e ω representam, respectivamente, a elasticidade de substituição entre bens domésticos e bens importados e a participação dos bens importados na demanda doméstica. Da mesma forma, tem-se que βq≡(1−βy)β~q ≡(1−βy)[(1−κ)θ*ω*−κ(σ−θ)ω], e
em que ω=1−κ =0,16. Os coeficientes θ*e ω* representam a contraparte de θ e ω em relação
165 Assumiu-se, por hipótese, a estacionaridade da relação dívida/PIB, para se proceder a regressão, utilizando-se de suas variáveis causais (todas as séries estão representadas como desvios dos valores de longo-prazo).
166
1o.T/2000 a 2o.T/2005. 167
Está sendo utilizada a mesma nomenclatura do modelo original de Svensson (2000). As equações primárias do modelo são apresentadas no Apêndice daquele artigo.
168 Representa, também, o inverso do índice de aversão ao risco relativo, ou seja, teríamos um coeficiente de aversão ao risco relativo constante de 0,594 - valor bastante baixo. A função de utilidade utilizada é da forma:
σ σ 1 1 1 1 1 ) ( − − − =c c u .
ao agente representativo externo, comportamento da demanda global, e estará-se assumindo os mesmos valores propostos por Svensson (2000), 2 e 0,15. Como resultado, o coeficiente θ
fica estabelecido em 2,714.
Pelo lado oferta agregada obteve-se απ =0,750. Assumiremos que (1−απ)=0,250.
Tem-se que αq≡(1−απ)α~q =0.14 e α~q ≡ξγ , em que
) ~ 1 ( ) 1 )( 1 ( ϑ ω α αδ α ξ + − − ≡ representa o correlato do
termo κ da equação (2.12), para o caso de uma economia aberta.. O termo γ representa a proporção dos bens importados no bem agregado que entra como input na função de produção. Tendo por base o nível de importações em relação ao PIB brasileiro, assumiremos
1 , 0 ≡
γ . Chega-se com isso a um valor aproximado para ξ de 5,60. Uma vez que (1 ~ ) 1
ϑ ω
+ deva,
necessariamente, ser um valor menor que 1 e, assumindo valores bastante baixos para ω~ e 1
>
ϑ , por exemplo, 0,5 e 1,1, respectivamente, teríamos que α deva estar próximo de 0,094 (assumindo δ→1). Este valor representa uma economia com preços bastante flexíveis.169
Com estes valores teríamos um coeficiente ζ da equação (2.12) igual a 0,323, representando um alto grau de complementaridade estratégica entre as indústrias.170
Os coeficientes αy e αy*βy não se mostraram significativos. O valor de αy será
obtido a partir da fórmula α =(1−απ)ξω~
y , em que ξ=5,60 foi analisado, anteriormente, e uma
análise de sensibilidade para ω~ está apresentada na nota de rodapé 170.
169
Admitindo a hipótese de que as estatísticas obtidas sejam próximas dos parâmetros da economia brasileira, uma explicação para o alto grau de flexibilidade de preços seria a experiência e tecnologia de remarcação de preços dos setores produtivos brasileiros, acumulada ao longo dos anos de indexação de preços das décadas de 80 e 90.
170
Para efeito de análise de sensibilidade, assumindo ϑ=1.1 , ξ=5,60,δ→1e variando ω~ tem-se os seguintes valores de ζ , α, e αy. ω~ ζ (equação 2.12) (*) α (equação 2.12) (*) αy=(1−απ)ξω~ 0,3 0,226 0,107 1,68 0,42 0,5 0,323 0,094 2,80 0,70 0,7 0,395 0,084 3,92 0,98 0,9 0,452 0,073 5,04 1,26 1,1 0,497 0,069 6,16 1,54
(*) as letras gregas ζ e , aqui utilizadas se referem a equação (2.13) do capítulo 2 e não têm relação com as respectivas letras gregas utilizadas em Svensson (2000).
4 - ARRANJOS DE COORDENAÇÃO DE POLÍTICA MONETÁRIA E FISCAL E A ATUAÇÃO ÓTIMA DO BANCO CENTRAL
Uma das principais críticas à política econômica brasileira nos últimos anos é a falta de coordenação entre a política monetária e a fiscal, que tem como conseqüência taxas de juros reais elevadas e mantém a economia em um estado permanente de recessão e de endividamento crescente. A necessidade de coordenação entre as duas políticas vem do entendimento de que o risco-país é função, entre outras coisas, da própria política monetária e fiscal, não podendo ser tratado como exógeno como na maioria das análises tradicionais. O trabalho mais conhecido nesta linha de argumentação é o de Blanchard (2004) que, explica, em termos gerais, que países com situação fiscal crítica, aumentos das taxas de juros pelo Banco Central afetam, negativamente, a percepção dos agentes sobre a capacidade de solvência do governo e isto se reflete em um aumento do risco-país de forma que o resultado final é uma depreciação da taxa de câmbio que dificulta ainda mais o combate à inflação.
Em outros autores como Bresser e Nakano (2002), Arida (2002), a endogenização do risco-país leva a equilíbrios múltiplos da taxa de juros e a política monetária, de combate à inflação com aumentos dos juros, é equivocada e provoca uma recessão desnecessária. Estes trabalhos baseiam-se em modelos estáticos que não são o arcabouço ideal para estudar estas questões. Estas são mais adequadamente analisadas utilizando modelos intertemporais de equilíbrio geral, como em Morais e Andrade (2004), que amplia o modelo de Ball (1999) para economia aberta, incluindo o governo e considerando o risco-país função das variáveis fiscais. A coordenação entre a política monetária e fiscal é feita subordinando a ação do Banco Central à do Tesouro. A função de perda do Banco Central inclui também uma meta para a dívida pública além da meta de inflação e do produto, enquanto o Tesouro tem uma política ativa, com um superávit primário independente do nível da dívida pública.
Uma outra maneira de introduzir a coordenação entre autoridade monetária e a fiscal é supor que esta última siga uma política passiva, isto é, também tem uma função de reação através da qual o superávit primário responde, positivamente, a variações da dívida. Funções de reação fiscal têm sido analisadas por diversos autores171 e estimadas, inclusive para o Brasil (Mello (2005), Wyplosz (2005))172 mas não têm sido incorporadas aos modelos
171
Ver, por exemplo, Bohn (1998). 172
Mello (2005) encontra que o superávit primário responde positivamente a aumentos da dívida no período de 1995 a 2004, Wyplosz (2005), por outro lado, para um período mais longo, 1986-2002, não encontra evidência de tal relação.
de metas de inflação. Esta seria uma coordenação em que a autoridade fiscal subordina sua ação à da autoridade monetária, uma vez que esta não inclui a dívida em sua função de perda.
Este capítulo pretende analisar como se comportam as principais variáveis econômicas frente a choques, supondo diferentes tipos de atuação das autoridades monetária e fiscal. O objetivo é verificar em que circunstâncias, ou seja, para quais choques, a coordenação é importante e que tipo de coordenação é mais eficiente para estabilizar a economia. Quatro tipos de arranjos de coordenação são examinadas: i) Tesouro ativo173 e Banco Central ignorando a dívida em sua função de perda, isto é ausência de coordenação; ii) Tesouro ativo com Banco Central introduzindo a dívida em sua função de perda, isto é, coordenação com Banco Central subordinado ao Tesouro; iii) Tesouro passivo, mas Banco Central sem dívida na função de perda, isto é, coordenação com Tesouro subordinado ao Banco Central; e, iv) Tesouro passivo e Banco Central com dívida na função de perda, isto é, coordenação total. A análise é feita utilizando o modelo proposto no capítulo 3.