Análise de sensibilidade

de sinal, ou seja, pioras no resultado fiscal (mesmo em países com bons fundamentos) passaram a também ter correlação positiva com crises, o que não deixa de ser um bom resultado. Os demais coeficientes não tiveram alteração de sinal, assim como as somas dos coeficientes

(

^{βˆ2 +βˆ3}

)(

^{, βˆ4 +βˆ5}

)

^e

(

^βˆ6+βˆ7

)

^.

Já a Tabela 31 apresenta a análise com redução do ponto de corte da relação M2/reservas para 20% (e restauração da dummy original da variável déficit público/PIB). Os sinais estão mantidos, mas a variação no valor do coeficiente βˆ₇, que veio acompanhada de piora substancial em seu nível de significância (o P-value subiu de 0,3860 na regressão da Tabela 1 para 0,9117), implicou que a soma

(

^{βˆ6 +βˆ7}

)

apresentou sinal negativo (o coeficiente dos países com maus fundamentos na relação M2/reservas). Este coeficiente totalizou valor de - 0,00093, também pouco relevante economicamente. Isto coloca em dúvida os resultados da variável M2/reservas, apesar de a regressão da Tabela 1 apresentar um ajuste melhor sob todos os aspectos, reduzindo a credibilidade que pode ser atribuída ao fundamento como variável explicativa da probabilidade de ocorrência de crises. Já a elevação do ponto de corte da variável M2/reservas de 30% para 40% deixou o resultado da regressão totalmente inalterado em relação ao da regressão original (Tabela 32).

Variando o ponto de corte da variável apreciação real do câmbio (Tabela 33), de zero para 5%, obteve-se novamente o resultado da Tabela 2, ou seja, com as menores médias dos P- values das estatísticas z. Apesar de uma piora na significância conjunta, houve melhora na significância todos os coeficientes. As somas dos coeficientes

(

^{βˆ2 +βˆ3}

)(

^{, βˆ4 +βˆ5}

)

^e

(

^{βˆ6 +βˆ7}

)

novamente se mantiveram sempre maiores que zero. Não foi feito o teste para a

dummy da variável Z menor que zero, pois isto significaria um bom, não mau fundamento, uma vez que isto incluiria depreciações cambiais.

Também foi feita a análise de sensibilidade para a regressão da Tabela 2, que apresentou a menor média dos P-values da estatística z.

Alterando o ponto de corte da variável fiscal de 3% para 2,5% do PIB (Tabela 34), foram obtidas apenas pequenas mudanças nos valores dos coeficientes e de seus níveis de significância, com todos os sinais mantidos, inclusive os das somas dos coeficientes.

A elevação do ponto de corte para 4% do PIB, na Tabela 35, trouxe novamente a mudança de sinal para o coeficiente βˆ₂, passando a positivo, mas com significativa piora no nível de significância conjunta. Já os sinais das somas dos coeficientes

(

^{βˆ2 +βˆ3}

)(

^{, βˆ4 +βˆ5}

)

^e

(

^{βˆ6 +βˆ7}

)

foram mantidos.

Mudando o ponto de corte da relação M2/reservas para 20% (TAB. 36), obteve-se um resultado similar à regressão original, a despeito de uma piora marginal no nível de significância, exceto pela variável β⁷, que teve seu P-value fortemente elevado para 0,7679.

Assim como ocorreu com a mesma modificação na regressão com Schwarz mínimo e McFadden máximo, a soma dos coeficientes apresentou novamente a fragilidade do coeficiente da relação M2/reservas para maus fundamentos. A soma

(

^βˆ6+βˆ7

)

^ficou

negativa em –0,00095, graças à grande redução do valor de βˆ₇^.

Variando-se para cima (40%) o ponto de corte, obtiveram-se rigorosamente os mesmos resultados da regressão com corte em 30% (Tabela 37).

A evidência leva a crer que o ponto de corte em 30% realmente representa uma quebra qualitativa nos fundamentos já que, com um ponto de corte menor, obtém-se para a variável M2/reservas, o mesmo sinal negativo dos resultados obtidos para países com bons fundamentos. Assim, embora ainda pairem dúvidas sobre a significância do resultado da variável M2/reservas observado nos principais resultados da pesquisa, a alteração do sinal do coeficiente quando o ponto de corte é 20% poderia efetivamente representar a mudança qualitativa dos fundamentos, o que, na verdade, corroboraria o modelo. Assim, duas regressões adicionais foram calculadas, com corte em 25%. Esses resultados, mostrados nas Tabelas 40 e 41, repetem aproximadamente os resultados de ambas as regressões selecionadas (da Tabela 1 e da Tabela 2, respectivamente) com ponto de corte 30% para ambos os modelos. Contudo, a alteração do ponto de corte apresenta divergências.

Mantêm-se todos os sinais e os sinais das somas quando a alteração do ponto de corte se dá sobre a regressão da Tabela 1, com mudanças pouco relevantes nos níveis de significância, em ambos os casos. Isto significa que, mesmo que o ponto de corte também possa ser uma variação de 25%, as regressões mais ajustadas estão com o ponto de corte em 30%, sugerindo que este último seja o ótimo dentre os avaliados. Entretanto, quando aplicada sobre a regressão da Tabela 2, a mudança do ponto de corte de 30% para 25% já é suficiente para alterar o sinal da soma

(

^{βˆ6 +βˆ7}

)

, que ficou novamente levemente negativa, em –0,000027, corroborando o corte em 30%.

Variando o ponto de corte da variável relativa ao câmbio real, de 5% para 2%, observamos leve piora geral nas estatísticas z, acompanhada de melhoria nas estatísticas LR e Schwarz, mas os sinais, inclusive os das somas, permaneceram inalterados (Tabela 38).

Já o aumento do ponto de corte para 7% gerou um resultado semelhante em muitos aspectos à regressão original, apesar de uma pequena piora no nível de significância conjunta (P-value de 0,485), na maioria das estatísticas z, e uma deterioração mais importante da estatística Schwarz, mas os coeficientes e as suas somas mantiveram os sinais originais (Tabela 39).

Assim, a análise de sensibilidade mostrou que, apesar de relativa piora nos níveis de significância em função das alterações dos pontos de corte, os resultados se demonstram razoavelmente robustos. A ressalva é a mudança de sinal da variável menos significativa, a relação M2/reservas, quando se altera o ponto de corte da variável M2/reservas. Por um lado isto pode significar que a variável realmente não é significativa, mas, por outro, o que é mais provável, pode significar um acerto do ponto de quebra qualitativa entre bons e maus fundamentos. Supondo que realmente os bons fundamentos tenham sensibilidade inversa dos maus quanto ao fundamento M2/reservas, por motivos já discutidos, a escolha do ponto de corte errado pode realmente influenciar o sinal da variável. Assim, a evidência é a de que houve razoável acerto na escolha do ponto de corte, mas que a diferença entre bons e maus fundamentos, para esta variável específica, não é muito grande em módulo.

No documento Universidade do Estado do Rio de Janeiro (páginas 112-117)