Teste de causalidade de Granger e definição da ordem das

O vetor auto-regressivo (VAR) deverá ser utilizado para a análise da Decomposição da Variância. Conforme Judge et al. (1998), se importantes variáveis não são incluídas no VAR, a referida análise não vai refletir as características do sistema. Adicionalmente, o autor afirma que a ordenação das variáveis endógenas no modelo VAR altera substancialmente o seu resultado.

Nesse sentido, Enders (1995) sugere que se utilize a análise de causalidade de Granger com o intuito de estabelecer uma regra para o cálculo daquele ordenamento. As variáveis devem ser sobrepostas de acordo com o grau de exogeneidade. A seqüência ideal seria aquela em que as variáveis estariam ordenadas na seguinte forma: a primeira deveria possuir o poder de causalidade sobre todas as variáveis subseqüentes; a segunda além de ser causada pela primeira, deveria igualmente causar as demais variáveis subseqüentes; e, assim sucessivamente, até que a última fosse somente causada por todas as demais variáveis que a sucederam. Desse modo, as primeiras variáveis deveriam ser as mais exógenas, ou seja, com maior poder de causalidade, e as últimas deveriam ser as mais endógenas.

As Tabelas 26 e 27 mostram os testes de causalidade de Granger para os dois períodos em análise. A hipótese nula H0 diz respeito ao fato de que

determinada variável X não causa a variável Y, no sentido de Granger, e a hipótese alternativa H1 representa a situação de causalidade. Neste caso,

considerou-se o nível de significância de 10%, ou seja, p-value ≥ 0,10, de maneira que a hipótese alternativa deve ser aceita com p-value ≤ 0,10.

Tabela 26 – Teste de causalidade de Granger (1 lag) – 1995:1 a 1998:6

Variáveis EMBIG SELIC TBOND CE IPCA

EMBIG - 0,00000 0,08371 0,60286 0,05507

SELIC 0,05907 - 0,60025 0,42290 0,17798

TBOND 0,29222 0,09525 - 0,77493 0,84531

CE 0,76669 0,62247 0,19612 - 0,06847

Tendo em vista os dados apresentados na Tabela 26, podem-se vislumbrar quatro relações de causalidade unidirecional: (1) CE→IPCA; (2) IPCA→SELIC; (3) EMBIG→TBOND56 e (4) TBOND→SELIC. Adicionalmente, verificam-se duas relações de causalidade bidirecionais: (1) SELIC↔EMBIG; (2) IPCA↔EMBIG. Tendo em vista a análise a partir do teste de causalidade, pode-se inferir para o período 1995/1998 a seguinte seqüência, que ocorre de forma relativamente linear:

CE→ IPCA →SELIC↔EMBIG→TBOND (3)

Primeiramente, observa-se que a variável Investimento em Carteira Estrangeira (CE) constitui o canal de transmissão que afeta o risco-Brasil (EMBIG) através do IPCA. A razão se encontra no fato de que a volatilidade desses fluxos, além de gerar incertezas sobre a economia brasileira, cria de alguma forma expectativas de desvalorização cambial que tendem a impactar positivamente a inflação doméstica (IPCA). Em relação aos impactos do IPCA sobre a taxa Selic (SELIC), os estudos de Corrêa e Biage (2007) mostram que, na maior parte desse período, as taxas de juros domésticas foram reduzidas, o que foi decisivo para que as taxas de juros (SELIC) seguissem esse movimento.

A Figura 10 mostra o forte embricamento entre o risco-Brasil (EMBIG) e a taxa Selic (SELIC). De fato, conforme visto anteriormente, o teste de Granger acusou uma bi-causalidade entre eles. Em relação à causalidade bi-direcional entre SELIC e EMBIG, vista de forma isolada, esta condição constitui uma possibilidade teórica, dado que o aumento do risco-Brasil pode conduzir as autoridades monetárias a elevarem a taxa básica de juros como forma de evitar uma fuga de capital, conforme ocorreu, por exemplo, no advento da crise asiática. Contudo, a elevação do patamar de juros igualmente pode contribuir para o incremento do risco-Brasil, uma vez que isso poderia conduzir a um processo de arbitragem implicado na emigração dos títulos de emissão da dívida externa para as aplicações domésticas, a exemplo das aplicações em

56 _{Importa lembrar que o conceito de risco-Brasil diz respeito à diferença entre os retornos dos títulos de}

emissão da dívida externa do país e os títulos emitidos pelo Tesouro americano, os treasury-bonds

renda fixa, o que reduziria os preços daqueles títulos, ampliando os spreads, o que, nesse caso, inevitavelmente conduziria para a elevação do risco-país.

0 2 4 6 8 10 12 14 16 J an-9 5 A p r-9 5 Ju l- 9 5 Oc t- 9 5 J an-9 6 A p r-9 6 Ju l- 9 6 Oc t- 9 6 J an-9 7 A p r-9 7 Ju l- 9 7 Oc t- 9 7 J an-9 8 A p r-9 8 Ju l- 9 8 Oc t- 9 8 0 10 20 30 40 50 60 70 80 90

EMBIG Treasury Selic

Eixo principal: EMBIG e Treasury (TBOND): aa. %.

Eixo secundário: Selic: aa. %.

Fonte: J.P. Morgan – Federal Reserve e Banco Central. Elaboração própria. Figura 10 – Risco-Brasil, Tbonds e Selic: 1995:1 a 1998:12.

Quando se leva em conta a interação entre as diversas variáveis contidas no modelo, os potenciais impactos inflacionários advindos da volatilidade dos fluxos de capitais, particularmente os Investimentos em Carteira Estrangeira (CE), ao afetarem SELIC, acabam gerando impactos positivos sobre o risco-Brasil. Considerando a forte integração dos mercados internacionais e os desequilíbrios crescentes externos americanos, a elevação da SELIC pode ocorrer no contexto de crise financeira internacional, como ocorreu por duas vezes (crises asiática e russa) no período em análise, o que pode impactar igualmente sobre a remuneração dos títulos do Tesouro americano (TBOND). De fato, logo após a crise russa, verificou-se uma forte elevação das taxas Tbonds.

Tabela 27 – Teste de causalidade de Granger (4 lag) – 1999:9 a 2006:12

Variáveis EMBIG SELIC TBOND SWAP IPCA CERF

EMBIG - 0,99150 0,92910 0,23296 0,00055 0,50621 SELIC 0,86662 - 0,00000 0,70708 0,99010 0,18845 TBOND 0,83996 0,82380 - 0,93381 0,68075 0,29447 SWAP 0,70025 0,93269 0,46033 - 0,02998 0,56033 IPCA 0,00118 0,11765 0,46265 0,00946 - 0,16233 CERF 0,48036 0,00167 0,78244 0,77847 0,06459 -

Levando-se em conta os dados que constam da Tabela 8, podem ser observadas três relações de causalidade unidirecional: (1) CERF→SELIC; (2) CERF→IPCA; (3) SELIC→TBOND. Adicionalmente, evidenciam-se duas relações de causalidade bidirecionais: (1) IPCA↔SWAP; (2) IPCA↔EMBIG. Considerando-se a análise a partir do teste de causalidade, pode-se inferir para o período 1999/2006 a seguinte seqüência:

CERF→SELIC→TBOND→IPCA→SWAP→EMBIG (4)

Dessa vez, o canal de transmissão é proporcionado pela variável Investimento em Carteira Estrangeira na modalidade de Renda Fixa (CERF), negociada no exterior. Com a passagem do câmbio fixo para o câmbio flutuante, no início de 1999, o Plano Real deixaria de contar com uma âncora cambial que foi fundamental para o êxito do plano de estabilização. Esse fato obriga as autoridades monetárias a ficarem mais atentas aos fluxos de capitais internacionais, o que explica a causalidade CERF→SELIC.

A política monetária passa a ser rigidamente orientada pelas metas de inflação, o que indiretamente acaba afetando o IPCA. Adicionalmente, a partir de 2003, através de um acordo com os principais parceiros americanos, o dólar passa a ser recorrentemente desvalorizado. Esse fato e uma administração fortemente ortodoxa da política monetária doméstica contribuem para a ocorrência de um processo de redução inflacionária da economia brasileira a

partir daquela data. Além disso, após as turbulências nos mercados financeiros internacionais entre 2000/2002, verifica-se um período de relativa calmaria. Neste sentido, o indicador do risco-Brasil (EMBIG) vai acompanhar a trajetória declinante da inflação (IPCA), e o mesmo vai suceder com a taxa Swap (SWAP).

Uma vez que a taxa Selic, que serve de parâmetro para os títulos da dívida Interna (Renda Fixa), tem sido rigidamente administrada no Brasil. A Figura 11 evidencia que, a partir de 2003, ela tem sido descolada da taxa dos títulos da dívida externa brasileira, em face da significativa diferença entre taxa Selic e os spreads do risco-Brasil, o que evidencia o fato de que, no período 1999/2006, as variáveis SELIC e EMBIG não apresentaram nenhuma relação de causalidade, diferentemente do período anterior.

0 5 10 15 20 25

Sep-99 Jan-00 _May

-00

Sep-00 Jan-01 _May

-01

Sep-01 Jan-02 _May

-02

Sep-02 Jan-03 _May

-03

Sep-03 Jan-04 _May

-04

Sep-04 Jan-05 _May

-05

Sep-05 Jan-06 _May

-06 0 5 10 15 20 25 30 35

EMBIG Selic Treasury Swap

Eixo principal: EMBIG, Treasury (TBOND): a.a. %

Eixo secundário: Selic, Swap: a.a. %.

Fonte: J.P. Morgan – Banco Central, Federal Reserve. Elaboração própria. Figura 11 – Risco-Brasil, Selic, Tbonds, Swap: 1999:9 a 2006:6.