FUNDAÇÃO
GETÚLIO
VARGAS
ESCOLA
DE
PÓS-GRADUAÇÃO
EM
ECONOMIA
TITULO:
EQUILÍBRIO
ORÇAMENTÁRIO
A TRA
VÉS
DE
A UMENTOS
NOS
IMPOSTOS
OU
REDUÇÕES
NOS
GASTOS
PÚBLICOS
?:
o caso
brasileiro
ORIENTADOR:
JOÃO
VICTOR
ISSLER
ORIENTANDO:
LUIZ
RENATO
REGIS
DE
OLIVEIRA
LIMA
199706 461
T/EPGE L732e
RESUMO
Na teoria econômica costuma-se analisar o comportamento de longo prazo
de um agente supondo que o mesmo está sujeito a um determinado tipo de
restrição de recursos intertemporal. A equação de restrição orçamentária
intertemporal do governo nos diz que um aumento nos gastos públicos ( não
acompanhado de um aumento na receita do governo), deve futuramente ou ser
reduzido ou ser seguido por um aumento de receitas. Além disso, o aumento futuro
nas receitas somado as reduções futuras nos gastos do governo deve ser igual ao
choque inicial em termos de valor presente. No curto prazo o governo tem interesse
em se desviar da sua posição de equilíbrio de longo prazo.Causas políticas e
institucionais são úteis para explicar tal desvio como por exemplo: a redistribuição
intergeracional, a ilusão fiscal, o papel estratégico da dívida pública, o conflito
distribucional, etc. Um modelo teórico de análise de impulso e resposta é usado
para descobrir qual o mecanismo usado pelo governo brasileiro para alcançar o
equilíbrio orçamentário de longo prazo. A principal conclusão do estudo é que a
maior parcela dos déficits públicos no Brasil é eliminada, independentemente da
sua fonte geradora, por aumentos futuros nos impostos. Também foi discutido
que o imposto inflacionário vem sendo usado para garantir o equilíbrio
orçamentário de longo prazo. Com base nesses resultados, mudanças políticas e
institucionais são propostas, tais como: criação de leis que restringem o tamanho
SUMARIO
P.
RESUMO 01
SUMÁRIO
02
LISTA DE TABELAS 03
LISTA
DE
GRÁFICOS
03
INTRODUÇÃO
04
1. MODELO
TEÓRICO
06
2. DADOS E PROGRAMAS COMPUTACIONAIS 15
3. AS
POSSÍVEIS
CAUSAS
DO
DÉFICIT
17
( uma abordagem política e institucional)
4. RESULTADOS
EMPÍRICOS
26
4.1. Testes de raiz unitária e cointegração 28
4.2. Causalidade de Granger e estimativas usando os parâmetros estimados 34
no modelo de correção de erros.
5. CONCLUSÃO
E SUGESTÃO
DE
POLÍTICA
44
REFERÊNCIAS
BIBLIOGRÁFICAS
46
APÊNDICE
1.
49
LISTA
DE
TABELAS
Tabela
1 - Testes
de
raiz
unitária
28
Tabela
2 - Ordem
ótima
do
VAR
30
Tabela
3 - Modelo
restrito
versus
modelo
irrestrito
para
um
VAR
de
ordem
4
31
Tabela
4 - Modelo
restrito
versus
modelo
irrestrito
para
um
VAR
de
ordem
3
31
Tabela
5 - Teste
de
cointegração
na
presença
do
imposto
inflacionário
para
um
VAR
de
ordem
4
32
Tabela
6 - Testes
de
cointegração
na
presença
do
imposto
inflacionário
para
um
VAR
de
ordem
3
33
Tabela
7 - Estimação
do
modelo
de
correção
de
erros
para
um
VAR
de
ordem
3
35
Tabela
8 - Estimação
do
modelo
de
correção
de
erros
para
um
VAR
de
ordem
4
35
Tabela
9 - Teste
de
causalidade
de
Granger
37
Tabela
10
- Função
impulso
resposta
não
convencional
para
um
VAR
de
ordem
3
40
Tabela
11
- Função
impulso
resposta
não
convencional
para
um
VAR
de
ordem
4
40
LISTA
DE
GRÁFICOS
Gráfico
1 - Gasto
público
no
Brasil:
1947-1992
26
Gráfico 2
- Receita
pública
no
Brasil:
1947-1992
27
INTRODUÇÃO.
Na teoria econômica, costuma-se analisar o comportamento dos agentes(
consumidores, firmas e governo ) supondo que os mesmos estão sujeitos a um
determinado tipo de restrição. Assim, na microeconomia, tem-se que o consumidor e as
firmas estão sujeitos a restrições orçamentária e de tecnologia, respectivamente. Por
outro lado, na macroeconomia, tem-se que o governo está sujeito ao que se
convencionou chamar de restrição orçamentária do governo.
Dado a existência da restrição orçamentária do governo, torna-se interessante
perguntar qual o mecanismo de ajustamento preferido pelo governo para eliminar
déficits orçamentários.
É interessante
notar
que
nos
modelos
de
programação
dinâmica,
onde
o
consumidor representativo maximiza a sua utilidade esperada, o mecanismo de
ajustamento orçamentário( aumento de receitas ou redução nos gastos ) será importante
para determinar a escolha ótima de consumo e investimento dos indivíduos.
Este trabalho investiga como o governo brasileiro tem reagido a presença de
déficits elevados no passado usando dados de 1947 a 1992. Este tipo de investigação é
não
convencional.1
É importante
notar
que
ao
realizar
a investigação
proposta
acima,
este estudo também testa a sustentabilidade do crescimento da divida interna pública e
identifica
os
procedimentos
fiscais
que
viabilizam
tal
sustentabilidade.
Por
fim,
este tipo
de análise é bastante útil para se testar as hipóteses subjacentes aos modelos de
spend-and-tax e tax-and-spend.
O principal resultado obtido por este "paper" é que o déficit público é
estacionário e que o equilíbrio orçamentário é alcançado, na sua quase totalidade, por
aumentos nas receitas do governo. Em outras palavras, este estudo mostra que o
crescimento da dívida pública é sustentável no longo prazo e que os aumentos de
impostos( incluindo os aumentos no imposto inflacionário ) é o principal procedimento
fiscal adotado pelo governo para viabilizar tal sustentabilidade. Ademais, numa análise
de causalidade de Granger, verificamos, em um dos modelos estudados, que aumento
nas receitas fiscais( incluindo imposto inflacionário ) são precedidos por aumentos nas
despesas ( incluindo pagamento de juros nominais), porém, aumentos nas despesas não
são precedidos por aumentos nas receitas.
Este estudo também mostra que, em virtude do caráter inelástico dos gastos no
Brasil, se faz presente a constatação ( advinda da equivalência Ricardiana ) que, dada
uma seqüência de gastos, a redução nos impostos hoje é totalmente cancelada por
aumentos futuros nos impostos. Portanto, se as expectativas sobre o comportamento
futuro estão fundadas nos dados históricos do comportamento do governo brasileiro, o
consumidor ricardiano deveria considerar que reduções nos impostos não aumentarão a
1 Denominei esta função impulso resposta de não convencional porque o impulso se dá através de
inovações nas variáveis do sistema e a resposta ocorre no valor presente das inovações futuras destas
mesmas variáveis, ao passo que na função impulso resposta convencional, a resposta é verificada no
nível das variáveis do sistema.
sua riqueza líquida. Por fim, em razão da importância dos aumentos de impostos para a
obtenção do equilíbrio orçamentário intertemporal, concluimos que grande parte desses
aumentos diz respeito a aumentos no imposto inflacionário provocados, por sua vez,
pela monetização do déficit público.
Este estudo está organizado da seguinte forma: Na seção 1 , o modelo aqui
utilizado é apresentado e desenvolvido. Seção 2 comenta sobre os dados.A seção 3
comenta sobre as possíveis causas políticas e institucionais do déficit público. A seção 4
apresenta os resultados empíricos e, por fim, a seção 5 apresenta as conclusões finais.
1. O MODELO
TEÓRICO3
A restrição orçamentária do governo pode ser escrita da seguinte forma:
Bt+i
= Gt -Tt
+(l
+ r)Bt
+el=l
0)
TT = receita fiscal incluindo imposto inflacionário;
GT - gasto público excluindo o pagamento dos juros da dívida interna;
r = taxa de juros real e constante;
BT = dívida do governo no começo do período;
st+i= erro provocado pela suposição de rt = r = constante. Ademais, supõe-se el+l
estacionário.
Sem perda de generalidade, este estudo trabalhará com uma versão modificada
da equação (1), qual seja:
BT+1 = GT* - TT + BT + eJ+l (1*)
onde:
GT * = GT + r. BT e as demais variáveis permanecem com a mesma definição.
Rearrumando a equação (1*), obtemos:
BT+1
- BT =
G*T
- TT
= déficit
(2)
Portanto, se GT * e TT são integrados de ordem 1 e a combinação linear entre
eles é integrada de ordem zero, então a série de déficit será estacionaria.
Como um corolário do teorema da representação de Granger, temos que todo
sistema cointegrado Xt = (GT * , TT ) tem uma representação de correção de erros.
Sendo assim, obtemos:
ou
(4)
A(L)XT = aDefT_, +//T onde: (4)
P = vetor de cointegração;
a - vetor de coeficientes do termo de correção de erros.
Xt = (GT *, Tt) = vetor de variáveis fiscais;
/uT = vetor de distúrbio estacionário e suposto não possuir correlação serial.
A(0) = I, A(l) é finita , A(L) é de ordem k-1 e "L" é o operador defasagem.
Agora, nós podemos colocar o sistema (4) na forma de um sistema de primeira
ordem com a sua dimensão aumentada. Para tanto, faz-se o uso da identidade abaixo:
DefT = - /?'AXT + DefT_, (5), ou seja, a variação do déficit é proporcional as
variações ocorridas nas variáveis fiscais do sistema.
Como
A(L)
= Ao
- A,L
- A2L2
- ...
- Ak.,Lk"',
aplique
este
resultado
em
(4)
e obtenha:
AXt = A, AXt., + A2 AXt.2 + .... + Ak_, AXt.k+1 + a.Deft., + jut (6)
DefT
=
-/?'AXT
+ DefT.,
=>
DefT.,
=
-/?'AXT.,+
DefT.2
,logo:
AXt = A,AXT., + A2AXT.2 + ... +AK,AX.,Kl] - . a/AXT., + a.DefT.2 + juT
= (A, - A2AXT.2 AK.,AXT.K+1 + aDefT_2 + juT
e, portanto, repetindo este processo K vezes, chegaremos na seguinte expressão:
AXt = A*, AXt., + A*2 .2
+
+ A*
k-i + a.DefT.k., + //, (7)onde A * i = A; - ar. /?'
Usando a equação (7) e algumas identidades simples podemos obter o seguinte
sistema:
(\Xt
Atf-1
ÁX/-k + \
(.4*1 .4*2
I 0
0
0
A*k a)
0 0
I 0 0
o -p D
AXt - 2
AY7-A-Deft-k-\
(iri\
o
o
[n.(k>H]xl
X*T = A* X*T_i +/^*T,onde: (8)
X*T = ( AXT' , ... , XT.K+1',DefT.K )' e ju*T - ( //r', O, ... ,0 ) são vetores com
n(k)+1 elementos. A matriz A* é a matriz [n(k)+l] x [n(k) + 1 ] do sistema acima.
A matriz A* será de suma importância mais na frente, pois a mesma entrará na
fórmula da função impulso resposta não convencional. Note também que a resposta
em nível j- períodos a frente de uma variável pertecente ao vetor de variáveis fiscais,
pode ser achada na linha apropriada da matriz (A * ).
Feito isto, torna-se necessário verificar quais as implicações que a restrição
orçamentária intertemporal do governo gera sobre as políticas fiscais corrente e futura.
Para tanto, considere a equação (1) e a resolva para frente supondo verdadeira a
condição de transversalidade padrão. Sendo assim, obtemos:
(9)
( 1+
r )BT
=
Z^,j^P].
ET[TT+j
- GT+j
- sJ+j+]]
, onde
p = fator
de
desconto sendo igual a l\(l+r), com r = taxa de juros real.
A equação de restrição orçamentária intertemporal, nos diz que um aumento nos
gastos do governo( não acompanhado de um aumento nos impostos ) deve, futuramente,
ou ser reduzido ou ser seguido por um aumento de impostos. Além disso, o aumento
futuro dos impostos somado as reduções futuras nos gastos deve ser igual ao choque
inicial em termos de valor presente.
Para demonstrar o fato acima, usaremos as seguintes definições.
PV(z)t
- z^J>}
P^Zt+j
= valor
presente
da variável
z;
A
PV(z)T = ETPV(z)T - ET.,PV(z)T EtPV(z)t - Et_,PV(z)t = valor presente de zT.
O uso das definições acima nos permite escrever (9) como:
( 1+
r)BT
=
TT
+ ETPV(T)T
- [ GT
+ ETPV(G)T
+ ET(PV(e)Tt//?)]
( 10)
A equação (10) escrita em termos de inovações torna-se:
A A A A
TT
+
PV(T)T
=
GT
+
PV(G)T +
(1
+ r)BT
+
Qr
Ip
(11
), onde:
QT = ET[ PV(£-)T] - ET.1[PV(£-)T] é um termo que mede o erro.
Se for o caso das variáveis em (11) terem raiz unitária, então deve-se escrever tal
equação em primeiras diferenças. Isto torna-se possível se considerarmos a identidade
A A
( 1- p ).[z, + PV(z)t] = Zt + PV(Az), e o fato que AXt = Xt. Sendo assim ,
obtemos:
A A A A A
ATt + PV(AT)T = AGt + PV(A G)T + rABT + rQT. (12)
Como dito na introdução, neste estudo estamos considerando GT * = GT + r.
BT logo (12) pode ser reescrita na forma seguinte:
A A A A A
ATt
+
PV(AT)T
=
AG*t
+PV(AG*t)t
+ rQT
(12')
onde
A
ATt = inovações nos impostos;
4 Segundo Bohn et ai. ( 1991 ), esta identidade é obtida rearrumando a soma infinita . [ ver Campbell
(1987)].
5 Segundo Bohn et al.( 1991), a eq. (12) é obtida de (11) multiplicando-a por (1 - p), usando a
identidade, o fato que (1 - p).( 1 + r)= r, que AX, = X, e que X,., está no conjunto de informação do
período t-1.
PV( AT)T = valor presente das inovações futuras nos impostos;
A
A G *t = inovações nos gastos públicos federais;
rQt = termo de medida do erro;
A
PV(AG * )T= valor presente das inovações futuras dos gastos públicos;
A A
A Tt + PV( AT)T = mudança permanente nos impostos e;
A A
A G *t + PV(A G * )T = mudança permanente nos gastos.
A equação (12') é de suma importância , pois ela nos diz que a política fiscal é
A
caracterizada por uma série de inovações nos impostos e nos gastos públicos( A Tt e
A
AG *t). Além disso, ela nos mostra que toda vez que ocorre uma inovação corrente,
um conjunto de inovações futuras ocorrerão de um jeito tal que satisfará a restrição
imposta pela equação (12').
Assim, é possível notar que uma inovação nos gastos deve ser seguida ou por
inovações futuras nos impostos, nos gastos ou em ambos. Ademais, a diferença entre as
inovações futuras nos gastos e nos impostos em termos de valor presente deve ser igual
A A
ao choque inicial, ou seja, AG*t= PV( AT)t- PV(AG * )T. Se a variável gasto for
A A
um passeio aleatório, então deve apenas observar A G *t = PV( AT)T o que significa
dizer que os aumentos nos gastos hoje são permanentes e que, portanto, o reequilíbrio
mesmo
resultado
aplicar-se-ia
para
a variável
imposto
se
a mesma
fosse
também
um
passeio
aleatório
. Note
porém
que,
se
ambas
as
séries
fossem
um
passeio
aleatório
independente,
então
não
existiria
cointegração
e portanto
nada
se
poderia
dizer
a
respeito da estacionaridade do déficit público.
O cálculo do impacto marginal das inovações correntes sobre o valor presente
das inovações futuras nas variáveis do sistema é facilmente mensurado pelo modelo,ora
utilizado. Isto pode ser demonstrado da seguinte forma:
Considere a equação (8).
X * t = A * X *T.! + ju *T que adiantada k períodos produz:
A T+l ~ A A j t JJ j+i
V* A * Y * 4-//* A*fA*Y* +//* \ + n*
A T+2 - A A T+] + jj. T+2 - A {A A T -I-I //// T+1 ;; -I-I //// T+2
X*T+2
= A*2
X*T
+ A*juTM
+//*
T+2Xt+k*
= A*k
Xt*
+ Ut+k*
+ A*
Ut+k.,*
+ ... + A*k"'
Ut+1*
assim
temos:
Et
Xt+k*
= A*k
Xt*,
onde
o operador
Et
representa
a esperança
condicionada ao conjunto de informação formado por elementos datados do período "t"
para baixo.
Agora
relembre
que
PV(X*)t
= Z~iPkXt+k*
foi
definido
como
sendo
a soma
k>\
descontada das realizações futuras de Xt*. Relembre também que as inovações nesta
variável e o seu valor presente foram denotadas por Xt * = EtXt* - E^Xj* e
PVA(X*)t
= EtPV(X*)t
- Et.,PV(X*)t.
Portanto
, a questão
que
se coloca
é: Qual
o valor
de(Et-Et.,)PV(X*)t?
Esta questão é trivialmente respondida , conforme se pode ver logo abaixo.
EtPV(X*)t=
Z-iP
EtXt+k*
= L^
(pA*fX*t.
k>\ k>\
Et.!PV(X*)t pela lei das expectativas iteradas pode ser escrito como Et.[[EtPV(X*)t] =
2-i
(pA*)kEt
,X*t.
Pela
equação
(8) Et ,X*t
- A*X*t.b
assim
obtemos:
k>\
Et.,[EtPV(X*)J
= L^
(pA*)KA*X*M,
logo:
k>\
[ Et - Et! ].PV(X*)t
=2-,
(pA*)k(
X*t - A*X*t,
). Novamente
pela
equação
(8)
temos
k>\
que X*t - A*X*t., - U*t. Logo:
[Et-Et.1].PV(X*)t=
2^
(pA*)kU*t
.O que siginifíca
dizer
que:
k>\
y
)t =
Z-(
k
y
k
( 14 ) PV (X*)t = Z-( (pA*) U*t e assim torna-se respondida a questão colocada
k>\
acima.
Portanto, o impacto marginal de uma inovação corrente sobre o valor presente
A
das inovações futuras nas variáveis do sistema é equivalente à derivada de PV (X*)t em
relação a U*t. Ademais note que U*t = ( Ut', 0 , 0, ..., 0 ) e que portanto a derivada
acima se resumirá na derivada do primeiro elemento de PV (X*)t [ PV (AXt ) ] em
relação a Ut. Em outras palavras: d PV (X*)t / d U*t - d PV (AXt) / d Ut =
k>\
Por fim, denotando "hs" como sendo o vetor "selecionador" e observando que
AXS
= X
s,
onde
Xs
é uma
das
variáveis
do
vetor
Xt
( vetor
de
variáveis
fiscais)
,obtém-se o seguinte:
d PVA(Xs)t
/ d Uti
=
hs{pA*[I-
pA*]"'}(15).
Da equação (14), verifica-se que o valor presente das inovações futuras é uma
combinação linear das inovações correntes . Assim, podemos obter para qualquer
variável "z" do vetor fiscal X, uma projeção de PV (z)t nos elementos do vetor de
inovações AX t. Ou seja:
( 16 ) PVA(z)t
= f(z).AXAt
= fxl(z).
AXAtl
+ ... +fxnAXAtn
, onde
f(z)
é um
vetor
de
coeficientes, e fxi(z) indica o efeito marginal de uma inovação no i-ésimo elemento de Xt
, AX ti , sobre PV (z)t. Portanto, a medida de spend-and-tax, por exemplo, pode ser
computada com a estimativa do coeficiente fG(T), que indica o impacto marginal de
um movimento unitário em AG t sobre PV (AT )t. Da equação (15), verifica-se que o
coeficiente fXj(Xs) é matematicamente equivalente a:
( 17) fxj(Xs) = {pA*[ I - pA*]" }Si , onde {M}Si denota o elemento na linha S e
coluna i da matriz M. Note que o { M }Si é extamente o elemento da equação 15
selecionado por um dado vetor hs.
Para finalizar, cabe observar que devido a presença do Qt na equação ( 12'), nem
A A A
sempre teremos a igualdade AG t = PV (AT )t - PV (AG)t . A magnitude do Qt
determinará a diferença entre os dois lados desta última igualdade
6 Note que nem uma ortogonalização das inovações nem uma suposição sobre a posição das variáveis no
2. DADOS E PROGRAMAS COMPUTACIONAIS
A
equação
Bt+1
- Bt
=
G*t
- Tt
não
impede
que
o governo
tenha
déficits
positivos, ela
apenas nos
diz
que
ele
não
pode
ter
déficits
positivos
em
todos
os
períodos, ou seja, Bt+i - Bt+i_! > 0 , para todo i = 1,2,
Para corroborar esta idéia, utilizamos os dados concernentes a gasto do governo
incluindo pagamentos dos juros nominais da dívida pública e receita fiscal. Ambos os
dados foram extraídos das contas nacionais publicadas em edições especiais da revista
conjuntura econômica. O período considerado foi 1947 a 1992. Os dados de receita
fiscal desse período não contabilizaram à arrecadação do imposto inflacionário como
receita real do governo. Os dados de imposto inflacionário para o período 1947-1992
foram extraídos de Cysne (1995).
Quanto aos programas computacionais utilizados, o PCGIVE, PCFIML e o
EVIEWS ( versão 2.0 ) foram usados para realizar testes de raiz unitária( teste ADF e
Phillips Perron), de cointegração, estimação do modelo de correção de erros e para a
realização de testes de diagnósticos e critérios de informação.. Ainda foi utilizado o
programa GAUSS para realizar as contas matriciais envolvidas na equação ( 17 ).
Torna-se importante ressaltar que todos os dados aqui utilizados estão
representados como um percentual do PIB corrente do Brasil. Assim, por exemplo, a
receita fiscal de 1973 somado ao valor do imposto inflacionário do mesmo ano é
dividida pelo PIB corrente de 1973 e assim o seu valor passa a ser representado como
um percentual do PIB de 1973. Note que esta forma é mais eficiente do que o processo
de deflacionar as séries, haja vista que ela poupa tempo e trabalho e gera o mesmo
resultado que é exatamentede oferecer os valores das séries em termos reais.
Em virtude da dificuldade que encontramos para obter os dados concernentes aos
pagamentos dos juros reais da dívida, optamos por utilizar uma proxy sugerida no
estudo de Ahmed & Rogers ( 1995 ) publicado no Journal of Monetary Economics. A
proxy sugerida foi o valor da razão pagamentos dos juros nominais da dívida / PIB
nominal.
É claro
que
esta
proxy
está
longe
de
representar
com
precisão
os
pagamentos
dos juros reais. Porém, como bem observaram Ahmed & Rogers, a conseqüência, do
ponto de vista econométrico, da utilização de tal proxy é que o coeficiente da
regressão Tt = bG*t + et não necessariamente será igual a unidade.Isto posto,devemos
ser cuidadosos quando formos interpretar os resultados dos testes de cointegração.Por
exemplo,ao realizarmos um teste de cointegração restrita entre G* e T, se a
hipótese nula que o vetor de cointegração é (1,-1 ) for aceita a um nível de
significância muito baixo, não devemos nos preocupar, pois este nível de significância
baixo deve-se ao uso da razão pagamentos dos juros nominais-PIB como uma proxy
dos
juros
reais.É
importante
observar
que
o conceito
de
déficit
público
considerado
neste trabalho não é usado ainda no Brasil , pois neste conceito incluimos , de um lado ,
os gastos primários mais o pagamento de juros nominais e , do outro lado, as receitas
fiscais mais o imposto inflacionário.Ambos são medidos como percentual do PIB.
3. AS
POSSÍVEIS
CAUSAS
DO
DÉFICIT
PÚBLICO
( uma
abordagem
política
e
institucional)
Antes de iniciarmos a nossa análise a respeito de como o déficit público no
Brasil é eliminado, nos cabe investigar as causas principais do surgimento de tais
déficits em determinados países.
Este
tipo
de
investigação
será
conduzida
dentro
da
linha
de
pesquisa
da
escola
da
abordagem política e institucional que, por sua vez, floresceu graças aos trabalhos de
Buchanan,Tullok e associados. Estes estudos têm como tema central a discussão de
déficits excessivos em democracias modernas.
Mesmo sabendo que o Brasil entre 1947 e 1992 esteve longe de ser considerado
uma democracia moderna, a abordagem, acima referida, ainda pode ser aplicada sem
problemas , haja vista que alguns fatores usados para explicar os déficits são comuns
em países com regimes político-institucionais diferentes.
Dentre as principais causas apontadas pela escola da escolha pública estão as
que virão a seguir:
i) Ilusão Fiscal.
Em termos gerais , a idéia subjacente a de ilusão fiscal é a de que os eleitores
têm profunda dificuldade para compreender a restrição orçamentária intertemporal do
governo. Em outras palavras, os eleitores valorizam muito os gastos correntes do
governo mas, por outro lado, dão pouca importância aos ajustes fiscais futuros que serão
necessários para eliminar os déficits. Este quadro facilita a ação de governos populistas (
comuns no Brasil ), pois estes aproveitam-se de tal confusão aumentando os gastos
correntes mais do que à arrecadação fiscal a fim de conquistar o apoio popular.
Apesar de interessante, a idéia acima sofre de um problema sério, qual seja:
imaginar
que
a população
erra
sistematicamente
ano
após
ano.
É claro
que
esta
hipótese
de erros sistemáticos é absurda principalmente para os economistas. Portanto, devemos
buscar explicações que se baseiam em comportamentos racionais dos agentes
econômicos. Nós relacionamos abaixo algumas dessas explicações
ü) Redistribuição Intergeracional
De acordo com a equivalência Ricardiana discutida em Barro ( 1974 ), a escolha
de como financiar um déficit corrente é irrelevante do ponto de vista do consumidor
ricardiano. A idéia é basicamente a seguinte: Dada uma seqüência de gastos públicos, o
governo só pode financiar um déficit corrente via aumento de impostos ou aumento da
dívida pública. Se a segunda opção for a escolhida , o governo renunciará a um aumento
corrente de impostos mas, em compensação, será obrigado a aumentar os impostos no
futuro para pagar a dívida contraída tempos atrás. Assim sendo, segue-se que o
financiamento via dívida pública é ineficiente no longo prazo e que ele apenas protela o
aumento de impostos necessário para equilibrar as contas públicas. Por esta razão e
supondo um consumidor de vida infinita ( ou um de vida finita mas com altruísmo
intergeracional ) é que se tem uma indiferença quanto a maneira de como financiar o
déficit público.
Por outro lado, em modelos onde não se supõe a existência da equivalência
ricardiana, pode ocorrer redistribuição intergeracional. São nesses modelos que
aparecem incentivos para o "socialplanner" optar por déficits públicos.
De acordo com Cukierman e Meltzer ( 1989 ) redistribuição intergeracional
aparece se se considerar o seguinte modelo:
a) existem duas classes de famílias: uma rica e outra pobre;
b) a família rica planeja deixar uma herança positiva para a sua prole e, por
conseguinte, valem às idéias subjacentes a equivalência ricardiana enunciadas acima;
c) a família pobre gostaria de deixar uma herança negativa para a sua prole. Como
equilíbrio
orçamentário.
Em
outras
palavras,
este
tipo
de
classe
gostaria
de
transferir
para as gerações futuras os custos sociais de um ajuste fiscal.
Portanto, de acordo com o modelo acima, um grupo de agentes ( famílias ricas )
é
indiferente
entre
ajuste
fiscal
hoje
e ajuste
fiscal
amanhã,
ao passo
que
o segundo
grupo ( famílias pobres ) prefere protelar o ajuste fiscal. Baseado nesta composição de
interesses, segue-se que o "social planner" escolherá a opção que adia o ajuste fiscal
levando assim a produção de déficits.
Pelo que vimos acima, conflitos intergeracionais têm uma parcela de
responsabilidade na geração de déficits públicos. A seguir , consideraremos modelos
com conflitos dentro da mesma geração.
iii) O Papel Estratégico da Dívida Pública.
Esta análise baseia-se no estudo de Alesina e Tabellini ( 1990 ). Tal estudo
mostrou que o governo corrente pode afetar a situação política e econômica dos
governos futuros através das suas escolhas fiscais hoje que determinam, por sua vez, o
tamanho da dívida presente que será herdada pelo governo seguinte.
A dinâmica deste modelo é simples e pode ser facilmente explicada da seguinte
maneira: suponha um sistema político formado por dois partidos principais ( esquerda e
direita, por exemplo ) que têm opiniões divergentes quanto a composição dos gastos
públicos. Como exemplo, imagine que a esquerda prefira gastar o dinheiro do governo
na
construção
de
creches
, hospitais
, escolas
e outros
serviços
de
assistência
social,
ao
7 É interessante ressaltar que este modelo assegura a não ocorrência de calotes praticados pelas gerações
futuras. Sobre esta questão, ver Tabellini ( 1991 ).
passo
que
o partido
da
direita
prefere
gastar
em
obras
de
geração
de
empregos
como,
por exemplo, a construção de viadutos e rodovias. Ademais, suponha que um dos dois
partidos está no poder e que o resultado da próxima eleição é incerto. Nestas
circunstâncias,
o modelo
prever
que
o partido
que
está
no
poder
gastará
o mais
que
puder nos empreendimentos de seu interesse de tal forma que o partido adversário, caso
venha a vencer a próxima eleição, terá que primeiro saldar os compromissos assumidos
pelo governo anterior e, por conseguinte, não será capaz de gastar muito nos
empreendimentos de seu interesse. Em outras palavras, comprometendo as receitas
fiscais futuras com o serviço da dívida pública, o governo atual pode reduzir a atuação
política do seu adversário e esta estratégia leva a formação de déficits públicos.
Segundo Tabellini ( 1990 ), a magnitude da dívida deixada pelo governo
antecessor crescerá quando mais polarizada forem as preferências dos grupos sobre a
composição dos gastos públicos.
Uma possibilidade interessante levantada primeiramente por Pearson e Svensson
( 1989 ), admite que a divergência ideológica existente entre os dois partidos não mais
deve-se a composição dos gastos, mas sim ao seu nível. Eles consideram dois tipos de
partidos: um com disciplina fiscal e outro propenso a gastos excessivos. A idéia é que o
partido com disciplina fiscal ao se encontrar no poder, reduz os impostos e emite dívida
com o objetivo de restringir a capacidade de gastos futuros do outro partido, caso ele
assuma o poder na próxima eleição. Por outro lado, se trocarmos a posição dos partidos
a assumirmos que inicialmente o partido propenso a gastos se encontra no poder hoje,
segundo este modelo tal partido certamente aumentará os impostos e criará um
sua postura ideológica. Por fim, é importante notar que este modelo é simétrico, no
sentido de que um partido cria déficits enquanto o outro cria excedentes fiscais.
Claramente, os dois modelos acima sofrem de um problema básico, qual seja: a
magnitude da dívida corrente só comprometerá o governo futuro se ele honrar as dívidas
assumidas pelo governo passado . Em outras palavras, a dívida pública não
comprometerá o futuro governo se ele poder optar pelo "calote da dívida".
Para resolver o problema apresentado acima, Aghion & Bolton ( 1990 ),
Milesi-Ferreti ( 1995 ), e Milesi_Ferreti e Spolaore, construíram modelos muito parecidos onde
a idéia principal é a de que o nível da dívida pública a ser honrrado pelo governo futuro
influencia diretamente nos resultados das eleições futuras que decidirão qual partido
assumirá o poder . A idéia é basicamente a seguinte: suponha que o partido de esquerda
é mais propenso a prática da moratória da dívida pública interna, pois a maior parte dos
títulos do governo é mantida pela população de maior poder aquisitivo e que,portanto,
não costuma votar em partidos que defendem tal moratória. Nessas circunstâncias, o
governo da direita se aproveita da situação criando uma dívida maior e fazendo com
que uma parcela cada vez maior da população torne-se detentora de títulos. Como
resultado dessa estratégia, a esquerda que ( por hipótese ) apoia a moratória, perderia
eleitores durante esse período.
O modelo acima obriga os partidos a assumirem uma postura contra o "calote"da
dívida pública durante o período eleitoral. Ademais, aumenta sobremaneira os custos de
promover tal inadiplência depois de eleito, haja vista que outras eleições virão e a
história política de um partido será usada pelo seu adversário como uma estratégia
eleitoral a ser usada nas eleições vindouras.
De uma maneira geral, a classe de modelos que atribuem à dívida pública um
papel estratégico é bastante pobre, pois ela não considera a coalizão política como
elemento fundamental para a formação de um novo governo ou de um novo regime
político. Com efeito , os modelos anteriores enfatizaram os conflitos e a polarização
ideológica entre partidos que se alternavam em governos de um único partido.
Doravante, estamos interessados em analisar a polarização de partidos que são membros
do mesmo governo formado pela coalizão de vários partidos.
iv) Conflito Distribucional.
Esta análise foi primeiro desenvolvida por Alesina e Drazen (1991). Nesse
estudo, eles analisam como conflitos distribucionais levam ao agravamento do déficit
público previamente existente. Segundo Alesina e Peroti ( 1995 ), a intuição do modelo
é bastante simples.
É assumido
que,
dada
uma
condição
de
equilíbrio
orçamentário
inicial, um choque permanente nos gastos ocorre provocando o aparecimento de um
déficit público. Um Planejador Social ( Social Planner ) reageria imediatamente a este
choque através de um aumento de impostos a fim de compensar o choque inicial e, por
conseguinte, manter o orçamento equilibrado.
A questão central do modelo acima é que a disputa entre grupos sociais para
definir quem irá pagar a maior parte do custo do ajuste, atrasa a adoção de uma política
eficiente de ajuste fiscal necessária para se alcançar o equilíbrio orçamentário. Este
atraso faz com que o déficit seja inicialmente financiado pelo crescimento da dívida
interna para em seguida ser eliminado pela criação de impostos altamente distorcivos
Em geral, de acordo com o modelo, o atraso na implementação de políticas de
ajustes fiscais eficientes ocorre sob duas condições: se o ajuste fiscal proposto for
inequível, ou seja, se um dos grupos tiver que receber uma perda maior no processo de
ajuste; e se nenhum dos grupos souber quanto custa para o outro grupo postergar a
estabilização. Estes custos podem ser interpretados como custos econômicos ou custos
políticos( ação política, lobbies, etc).
Neste modelo o perdedor é definido como o grupo que "paga" a maior parte dos
custos do ajuste fiscal. Obviamente que o vencedor será o outro grupo. Em geral,
nenhum grupo aceita ser o perdedor inicialmente no sentido de que cada grupo espera
que o outro cederá primeiro. O equilíbrio nesse modelo ocorre no ponto onde os dois
grupos concordam em aplicar um determinado ajuste fiscal. Neste ponto, o custo
marginal de adiar o ajuste se iguala ao benefício marginal desse adiamento. O custo
marginal nada mais é do que a perda de utilidade provocada por se viver numa
economia instável e distorcida. Por outro lado, o benefício marginal é dado pela
probabilidade condicional que o outro grupo cederá no próximo período multiplicada
pela diferença na utilidade entre ser o vencedor e ser o perdedor.
Com base na idéia de equilíbrio acima, podemos concluir que quanto mais
desigual for a distribuição dos custos entre os dois grupos, maior será o tempo esperado
para se aplicar uma política eficiente de estabilização, haja vista que nestas
circunstâncias, o benefício marginal da espera será bem maior do que o custo marginal
correspondente.
É interessante
notar
que,
neste
contexto,
o mecanismo
de
indexação
monetária ( muito usado no Brasil ) tende a postergar os ajustes fiscais na medida em
que ele reduz o custo marginal de adiar tais ajustes.
Spolaore ( 1993 ) mostrou que este modelo é útil para relacionar déficit público
ao grau de coesão política. Para ele, quanto mais fragmentado for o governo ou menor
for o grau de coesão política, maior será a possibilidade de ocorrer déficits públicos.
Ainda nesta linha de pesquisa, Grilli, Masciandaro, e Tabellini (1991) mostram que
governos com vida longa tem déficits menores. Esta conclusão é consistente com a
conclusão de Spolaore, haja vista que um govrno muito fragmentado tem uma vida mais
curta do que aqueles que possuem uma unidade política maior. Com efeito, Poterba
(1994) e Alt & Lowry (1994) apresentaram uma evidência do efeito de governos
divididos no Estados norte americanos. Eles observaram a reação política a choques
fiscais e concluiram que o ajustamento é mais devagar nos Estados com poder dividido
do que nos Estados com unidade política.
Outras explicações quanto a origem dos déficits públicos surgem quando
examinamos as leis e as instituições orçamentárias mais detalhadamente. Existem na
literatura vários estudos que mostram como a legislação fiscal vigente pode levar a
decisões fiscais ineficientes.
Weingast, Shepsle, e Johnsen (1981) estudaram o caso de um país onde a maior
parte da arrecadação fiscal é federalizada e os Estados da federação possuem
representantes políticos no Congresso Nacional. Nesse contexto, os autores mostram
que esses representantes exageram no número de emendas orçamentárias com o intuito
de beneficiar a sua base política . O efeito agregado desse tipo de comportamento é o
aumento das despesas previstas no orçamento. Especificamente , o tamanho do
orçamento será maior com N representantes eleitos em N Estados do que com apenas 1
representante eleito por todo o país. Em suma, o representante político não internaliza os
também se aplica ao caso em que as autoridades locais conseguem de alguma maneira
transferir para o governo federal parte das suas dívidas. Neste caso,o modelo mostra que
as autoridades locais também não internalizam as suas deciões de gasto sobre o
orçamento da União.
Cada um dos modelos apresentados acima apontam uma causa diferente para o
surgimento e ampliação do déficit público. Dessa forma, nota-se que a eliminação de
tais déficits depende da não utilização das suas fontes causadoras.
Na próxima seção, analizaremos o déficit público de um ponto de vista
numérico, ou seja, para nós numericamente o déficit público será causado ou pelo
aumento dos gastos ou pela redução nos impostos. Nesse contexto, mostraremos se o
governo equilibra o orçamento público aumentando os impostos ou reduzindo os seus
gastos.
4. RESULTADOS EMPÍRICOS
4.1. Testes de raiz unitária e cointegração.
Antes de tudo, é importante colocar que o fato de termos séries medidas em
termos percentuais( o que implica que estas se encontram no intervalo real [0,1] ) não
existe limitações quanto a não estacionaridade das séries. Na dúvida, torna-se
interessante ler o paper do Ahmed e Yoo ( 1989 )
Gráfico 1.
0.6^
0 .5 _
0 .4 .
0 .3 _
0 .2 _
nominal interesl oullays as fraction ofGNP
19 9 2
0 .1
50 55 60 65 70 75 80 85 90
o u tia y s
Gráfico 2.
0.40
0.35
0.30
0.25-
0.20-0.15
tax
revenues
as
fraction
of
DGP:
1947-1992
50
55
60
65
70
75
80
85
90
Gráfico 3
Déficit público no Brasil(G-T).
public déficit in Brazil: 1947-1992
0.20
0 .1 5 _
0.10.
0 .0 5 _
0 .0 0 .
-0.0 5 .
-0.10
50 55 60 65 70 75
public déficit
8 0 8 5 9 0
Tabela 1
Testes de raiz unitária
Variável
Receita (T)
Gastos
(G8
)
Déficit( G-T)
Lags1
3 4 4 Teste ADF -3,03 -2,14 -2,98**Teste de
Phillips-Perron2
-3,37
-2,54
-3,27**
Notas. (1) o n. de lags diz respeito apenas ao teste ADF.
(2) o lag truncation escolhido para o núcleo de Bartlett foi 3
O número de lags usados foi definido com base no teste -1.
Nos testes de raiz unitária realizados em G e T foi acrescentado constante e tendência linear. Os
valores críticos para estes testes são -3,53 e -4,20 para um nivel de 5 e 1%, respectivamente.
Nos testes de raiz unitária para o déficit, não foi considerado a existência de componentes
determinísticos. Os valores críticos para estes testes são -1,95 e -2,62 para um nível de 5 e 1%,
respectivamente
Os símbolos (*) e (**) indicam rejeições da hipótese de não estacionaridade a 5% e a 1%,
respectivamente.
8 Doravante, toda vez que escrevermos G, estaremos, na verdade, nos referindo ao G*t. Isto será feita
para evitar confusão provocada pelo excesso de notação.
Uma
análise
rápida
nos
gráficos
1,2
e 3,
nos
permite
desconfiar
da
presença
de
raiz
unitária
nas
séries
de
receita e
despesa.
O mesmo
não
acontece
na
série
de
déficit
( G-
T ). Os
testes
de
raiz
unitária
da
tabela
1, servirão
para
esclarecer
esta
questão.
A tabela
1 apresenta
os
resultados
dos
testes
de
raiz
unitária.
Foram
usados
dois
testes
diferentes.
O primeiro
foi
o teste
ADF(
Augmented
Dickey-Fuller
) e o segundo
foi
o teste
P.P.(
Phillips
- Perron
). Ambos
os
testes
assumem
a mesma
estrutura
de
correlação
serial
dos
erros
e possuem
a mesma
distribuição
assintótica
para
a estatística
do
teste
de
raiz
unitária.
A principal
diferença
entre
esses
dois
testes
reside
no
fator
usado
para
corrigir
a correlação
serial.
No
teste
P.P.
a estatística
do
teste
é corrigida
de
uma
forma
tal
que
o seu
valor
variará
de
acordo
com
o valor
da
janela9
usado
para
estimar
a variância
assintótica
da
média
amostrai
do
termo
que
mede
o erro.
Por
outro
lado,
a estatística
do
teste
ADF
variará
de
acordo
com
os
valores
estatisticamente
significativos
dos
coeficientes
dos
lags
da
primeira
diferença
da
variável
dependente.
De
acordo
com
a tabela
1, claramente
observa-se
a presença
de
raiz
unitária
nas
séries
de
receita e
gastos.
O mesmo
não
se
pode
dizer
com
relação
a série
de
déficit
( G - T ). Portanto,
podemos
prosseguir
com
os
testes
de
cointegração
com
a certeza
de
que
as
séries
de
receita e
de
gastos
são
1(1)
e que
( G - T ) é 1(0).
Os
testes
de
cointegração
serão
úteis
para
verificar
a estacionaridade
do
déficit
público,
bem
como
para
identificar
o valor
correto
do
vetor
de
cointegração
conforme
colocado
pela
equação
2.
Note
que
pela
equação
2,
o vetor
de
cointegração
teórico
deveria
ser
( 1, -1 ) e o teste
realizado
na
série
( G - T ) levanta
uma
forte
suspeita
que
o
vetor teórico é realmente um possível vetor de cointegração. Para eliminar esta dúvida,
será também realizado um teste de cointegração restrita.
É importante
lembrar
que
os valores
críticos
das
estatísticas
usadas
no
teste
de
cointegração do Johansen, mudam de acordo com a inclusão ou não da tendência linear
e constante( restritas ou não restritas). Ademais, as estatísticas calculadas mudam em
função da ordem do VAR considerado . Por esta razão realizamos alguns testes para
identificar a ordem ótima de um VAR, bem como para descobrir se a inclusão da
constante e da tendência linear contribui para melhorar o modelo. A ordem ótima do
Var é testada usando critérios de informação( Shwartz e Hannan-Quin ), ao passo que o
teste para verificar a inclusão de componentes determinísticos baseia-se na razão de
verossimilhança. Os resultados desta investigação encontram-se nas próximas três
tabelas.
Tabela 2.
Ordem ótima do VAR.
Modelos 1 2 3 4 Ordem 4 3 2 1 Constante irrestrita irrestrita Tendência linear irrestrita irrestrita Critério de Shwartz -14,30 -14,37 -14,17 -14,30 Critério de Hannan-Quinn -14,82 -14,79 -14,48 -14,50
Como o interesse do teste apresentado na tabela 2 era de apenas identificar a
ordem ótima do VAR, a composição de cada modelo testado foi preservada, ou seja,
todos os modelos foram estimados com constante e tendência linear não restritas.
A tabela 2 nos mostra que o modelo 2( três lags ) apresenta o menor critério de
Shwartz e o modelo 1 ( quatro lags ) apresenta o menor critério de Hannan-Quinn.
Portanto, a tabela 2 nos diz que, dependendo do crtério de informação escolhido,
podemos trabalhar com um VAR de ordem 3 ou um VAR de ordem 4. Sendo assim ,
optamos em realizar os cálculos da função impulso resposta para ambas as ordens do
VAR acima citadas.
Depois de identificarmos o modelo 1 ou 2 como sendo aqueles que possuem a
ordem ótima, tratamos de testar a importância da tendência linear e da constante( tanto
restritas como irrestritas ) no VAR's escolhidos. O resultados destes últimos testes
encontram-se na tabela 3 e 4, respectivamente.
Tabela 3.
Modelo restrito versus irrestrito para um VAR de ordem 4
Modelos 1 2 3 4 5 6 7 Ordem 4 4 4 4 4 4 4 Constante irrestrita irrestrita restrita restrita irrestrita restrita sem const. Tendência Linear irrestrita restrita irrestrita restrita sem tend. sem tend. sem tend. Modelo restrito versus modelo irrestrito 2versus 1 3 versus2
4 versus 3
5 versus 4
6 versus 5
7 versus 6
-Estatística do Teste -0,79 -0,57 -0,95 -1,82 1,82 1,14
-Notas. O valor crítico da X (1) é 3,84 e 6,63 para um nível de 5% e 1%, respectivamente.
O termo irrestrito significa que o termo determinístico em questão( tendência linear, constante ou
ambos) encontra-se ,ao mesmo tempo, dentro e fora do vetor de cointegração. Por outro lado o termo
Tabela 4
modelo restrito versus irrestrito para um VAR de ordem 3
Modelos 1 2 3 4 5 6 7 Ordem 3 3 3 3 3 3 3 Constante irrestrita irrestrita restrita restrita irrestrita restrita sem const. Tendência Linear irrestrita restrita irrestrita restrita sem tend. sem tend. sen tend. Modelo restrito versus modelo irrestrito
2 versus 1
3 versus 2
4 versus 3
5 versus 4
6 versus 5
7 versus 6
Estatística do teste 0,3340 -0,3020 0,6960 -3,0360 1,6380 2,0180
Notas. O valor crítico da X (1) é 3,84 e 6,63 para um nível de 5% e 1%, respectivamente.
O termo irrestrito significa que o termo determinístico em questão( tendência linear, constante ou
ambos) encontra-se ,ao mesmo tempo, dentro e fora do vetor de cointegração. Por outro lado o termo
restrito significa que o termo determinístico só se encontrará dentro do vetor de cointegração.
Nas tabelas 3 e 4 percebe-se que o modelo 1 é preterido ao modelo 2 que, por
sua vez, é preterido ao modelo 3 e assim por diante .Assim, de acordo com o teste da
razão de verossimilhança, em ambos os casos o melhor modelo é o de número 7, ou
seja, um VAR de ordem 3 ou 4 sem constante e tendência linear.
Portanto, usaremos os VAR's de número 7 para realizarmos o teste de
cointegração do Johansen que se encontra apresentado nas tabelas 5 e 6.
Tabela 5.
Testes de cointegração na presença do imposto inflacionário para um VAR de
ordem 4
Estatística do teste
(valores críticos)
Teste do Johansen
Vetores de cointegração
Despesa Receita
Autovalor
K=0
10,76*
( 8,5 ) (
máximo
K=l
1,449
2,34)
(
K=0
12,2*
9,46)
Traço
K<1
1,449
(2,34 )
(1,000 ; -0,9405)
Teste de coitegração restrita.
Restrição para ( 1,0 ; - 1,0 ); X (1) = 2,998 ; nível de siginificância: 8,34%
Notas: (1) Por se tratar de um teste de baixa potência, ou seja, rejeita-se pouco a hipótese nula de não
cointegração , utilizamos no teste do Johansen valores críticos no nível de 20%.
tabela 6
Testes de cointegração na presença do imposto inflacionário para um VAR de
ordem 3
Estatística do teste Vetores de cointegração
(valores críticos) Despesa Receita
Teste do Johansen
Autovalor máximo Traço
K=0 K=l K=0 K<1
9,185* 1,638 10,82* 1,638 (1,000 ; -0,9374)
(8,5) (2,34) (9,46) (2,34)
Teste de coitegração restrita.
Restrição
para
( 1,0
; - 1,0
); X2(l)
= 1,4955;
nível
de siginificância:
22,14%
Notas: (1) Por se tratar de um teste de baixa potência, ou seja, rejeita-se pouco a hipótese nula de não
cointegração , utilizamos no teste do Johansen valores críticos no nível de 15%.
(*) Este sinal indica que a 20% a hipótese nula é rejeitada no teste do Johansen.
A tabela 5 e 6 nos mostra claramente que o déficit público é uma variável
estacionaria. O teste do Johansem aceitou a hipótese de existência de cointegração entre
gastos e receitas fiscais. Chama-se atenção para o fato de que os vetores de cointegração
estimados são próximos do vetor teórico (1,-1).
Pelo fato dos vetores de cointegração estimados serem bastante semelhantes e,
além disso, próximos do vetor de cointegração teórico ( 1 ; -1 ), optamos por testar a
hipótese de existência de um vetor de cointegração do tipo ( 1 ; -1 ). Tal hipótese, como
bem pode ser visto nas tabelas 5 e 6, foi claramente aceita. Portanto, gastos públicos e
receita fiscal cointegram e, além disso, cointegram com vetor ( 1 ; -1 ).
Sendo o déficit público integrado de ordem zero ( 1(0) ), segue-se que o seu
"forecasting" convergirá ( na medida em que o horizonte do "forecast" tornar-se
suficientemente grande) para o valor da média não condicional da série. Ora, como o
"target" da série de déficit público é zero, teremos que, no longo prazo, o valor esperado
de tal variável será zero, o que implica em dizer que a possibilidade de existência de
déficits permanentes é empiricamente impossível. Este achado corrobora a idéia
subjacente à equação ( 9 ) de restrição orçamentária intertemporal do governo.
O fato exposto acima, não exclui a possibilidade de existência de déficits
positivos ( ou negativos ) em períodos intermediários, haja vista que a condição de
estacionaridade em séries de tempo permite a exitência de desvios ( estacionários ) da
posição de equilíbrio. De posse destes resultados teóricos, torna-se relevante investigar
como o sistema se reequilibra depois da ocorrência de um choque inicial em alguma das
variáveis do nosso vetor fiscal. Em outras palavras, queremos saber se o equilíbrio
orçamentário é alcançado através do aumento nos impostos ou da redução nos gastos
públicos.
4.2. Causalidade de Granger e estimativas usando os parâmetros estimados no
modelo de correção de erros.
Tendo realizado os testes de raiz unitária e cointegração, podemos agora estimar
os modelos de correção de erros e, por conseguinte, a função impulso resposta .
Da literatura de séries de tempo, sabemos que se o VAR usado no teste de
como neste "paper" o VAR ótimo tem ordem 3 ou 4, segue-se que o MCE será de
ordem 2 ou 3.
Os resultados destas estimações encontram-se nas tabelas abaixo.
Tabela 7
Estimação do modelo de correção de erros para um VAR de ordem 3
EQUA.1 (A G T = var. dependente) EQUA. 2 (A Tt = var. dependente )
Var. Indep
AGT.,
AGT, ATT_, ATT.2 Deficitj-.! Coeficiente 0,17964 (0,18197) -0,73603 (0,20688) -0,30270 (0,26027) 0,61572 (0,25036) 0,07624 (0,1516) T-valor 0,987 -3,558 -1,163 2,459 0,503 T-prob 0,3298 0,0010 0,2521 0,0186 0,6179 Coeficiente 0,23177 (0,1131) -0,1790 (0,12861) -0,3066 (0,1618) 0,15161 (0,15565) 0,25661 (0,09425) T-valor 2,049 -1,392 -1,895 0,974 2,723 T-prob 0,0474 0,1720 0,0657 0,3362 0,0097Nota: o valor entre parênteses representa o desvio padrão.
Tabela 8
Estimação do modelo de correção de erros para um Var de ordem 4
EQUA. 1( A GT = VAR. DEPENDENTE) EQUA. 2( A TT = VAR. DEPENDENTE)
Var. Indep
AGT,
AGT, AGT.3ATT,
ATT.2 ATT, DeficitT.! Coeficiente 0,4453 (0,2873) -0,5604 (0,2762) 0,4462 (0,3561) -0,5001 (0,3135) 0,4086 (0,3027) -0,2544 (0,3047) -0,0887 (0,2122) T-valor 1,550 -2,029 1,253 -1,595 1,349 -0,835 -0,418 T-prob 0,1301 0,0501 0,2185 0,1197 0,1859 0,4094 0,6782 Coeficiente 0,702 (0,1806) -0,2461 (0,1736) -0,1822 (0,2238) -0,2266 (0,1971) 0,2385 (0,1903) 0,11232 (0,1915) 0,32032 (0,1333) T-valor 0,4871 -1,417 -0,814 -1,150 1,254 0,586 2,401 T-prob 0,1268 0,1652 0,4210 0,2580 0,2183 0,5614 0,0218Nota: o valor entre parênteses representa o desvio padrão.
É importante
ressaltar
que
as
estimativas10
dos
coeficientes
do
modelo
de
correção de erros, ora apresentados nas dua tabelas acima, são de suma importância para
o cálculo dos valores de impulso-resposta presentes na equação 17. Por esta razão
apenas aqueles coeficientes estatisticamente significativos ( a um nível de 5% ) serão
considerados no cálculo dos valores da impulso-resposta.Os coeficientes
estatisticamente significativos juntamente com os respectivos VECs reestimados são
apresentados nas duas tabelas abaixo.
Tabela 9
Reestimação do Modelo de Correão de Erros para um VAR de ordem 3.
EQUA.1(AGT = var. dependente) EQUA. 2 (A Tt = var. dependente )
Var. Indep AGT_, AGT.2 ATT_, ATT.2 DeficitT., Coeficiente --0,73 (0,147) -0,57 (0,20) -T-valor --4,97 -2,79 -T-prob -0,000 -0,08 -Coeficiente --0,31 (0,13) -0,29 (0,07) T-valor --2,5 -4,091 T-prob -0,018 -0,000
Tabela 10
Reestimação do Modelo de Correão de Erros para um VAR de ordem 4.
EQUA.1 (A G T = var. dependente) EQUA. 2 (A Tt = var. dependente )
Var. Indep
AGT,
AGT.2ATT,
ATT, Defícit-j-.] Coeficiente --0,75 (0,15) -0,52 (0,21) -T-valor --5,08 -2,50 -T-prob -0,000 -0,016 -Coeficiente 0,22 (0,09) --0,40 (0,12) -0,2 (0,08) T-valor 2,27 ~ -3,22 -2,5 T-prob 0,029 ~ 0,002 -0,018Ao analisarmos os coeficientes das equações 1 e 2 nas tabelas 9 e 10,
respectivamente, nos chama atenção o fato que o coeficiente associado ao termo
Déficit^ é estatisticamente não significativo nas duas equações do gasto público
presentes nas tabelas 9 e 10, respectivamente. Teoricamente, o coeficiente associado a
deficitt.! mede a variação ocorrida nos gastos e nas receitas no período t devida a um
desvio do sistema (ocorrido no período t-l)da sua posição de equilíbrio . Por esta razão,
espera-se que gasto público no Brasil seja bastante inelásticos em relação as inovações
correntes que deslocam o sistema da sua posição de equilíbrio no "Steady State".
Ainda em relação as tabelas 9 e 10 e no tocante a segunda equação, percebe-se
claramente que coeficiente associado a Deft.j é estatisticamente siginificativo . Isto
significa que a receita pública no Brasil é bastante sensível as inovações correntes que
deslocam o sistema da sua posição de equilíbrio de "Steady State"
Um outro resultado interessante extraído da estimação do modelo de correção de
erros encontra-se relacionado a questão da causalidade de Granger.Uns dos principais
resultados da teoria da cointegração estabelece que existindo cointegração , existirá
causalidade de Granger em pelo menos um sentido. Este tipo de causalidade pode ser
detectada através de um teste de Wald. Os resultados de tal teste encontram-se
apresentados na tabela abaixo.
Tabela 11
Teste de Causalidade de Granger
VAR com 3 Lags
Hipótese nula
TT não
causa-Granger GT
GT não
causa-Granger TT
Estatística do Teste
F(3,38)= 3,6984*
F(3,38)= 9,3069**
VAR com 4Lags
Hipótese nula
Tt não
causa-Granger GT
GT não
causa-Granger TT
Estatística do Teste
F(4,35)= 2,389
F(4,35)= 6,7719**
Notas: - O símbolo (*) significa que a hipótese nula é rejeitada a um nível de 5 e 1%.
- O símbolo (*) significa que a hipótese nula é rejeitada a um nível de 5%, porém não pode ser
rejeitada a um nível de 1%.
- Os valores críticos de F(3,38) são 2,85 e 4,34 para um nível de 5 e 1%, respectivamente.
- Os valores críticos de F(4,35) são 2,64 e 3,91 para um nível de 5 e 1%, respectivamente.
Olhando a tabela 11, percebe-se claramente que despesa causa-Granger receita
para ambos os VAR's, porém, receita não causa-Granger despesa( a 5 e 1% para um
VAR com 4 lags e com apenas 1% para um VAR com 3 lags ). Em outras palavras,
estamos dizendo que os aumentos nas receitas hoje são precedidos por aumentos nos
gastos públicos e que os aumentos nos gastos hoje não são precedidos por auementos
A análise de causalidade de Granger colocada acima, nos mostra que, ao
contrário dos países com disciplina fiscal onde os aumentos nos gastos são justificados
pelo aumento prévio na arrecadação fiscal( receita causa-Granger despesa), no Brasil, os
aumentos de despesas são justificados apenas pela perspectiva de aumentos futuros na
arrecadação fiscal (incluindo a perspectiva de aumento no imposto inflacionário ), e não
pela existência prévia de superávits fiscais.( receita não causa-Granger despesa ).Por
fim, é bem verdade que a hipótese nula de não causalidade de Granger foi aceita a 5 e
1% apenas para um VAR de ordem 4, no entanto é importante notar que , de acordo
com a estatística Q de Ljung-Box, os resíduos do VAR de ordem 4 quando
comparados aos resíduos do VAR com 3 lags são mais próximos de um ruído
branco. Isto significa que o VAR com 4 lags descreve os dados de um jeito mais
eficiente do que um VAR com 3 lags.
O fato do coeficiente associado a DeficitT.! na equação de GT ser
estatatisticamente não significativo, nos levou a testar a hipótese conjunta que os vetores
de cointegração e dos coeficientes do termo correção de erros eram ( 1;-1 ) e ( 0;a ),
respectivamente. A estatística X (2) desse teste foi 1,7808 para um VAR com 3 lags e
3,2075 para um VAR com 4 lags.A hipótese nula foi claramente aceita com um nível de
significância de 41,05% e 20,11%, respectivamente.
A existência de um vetor de cointegração ( 1;-1 ), de um vetor de coeficientes do
termo de correção de erros ( 0; a ) e de um MCE de ordem três e dois, nos levou a
calcular os coeficientes, fG(T) ,fT(G),fG(G) e fT(T) usando o sistema( sistema 9x9 para
11 As estatísticas Q de Ljung-Box são : Q(5) = 5,9088 para um VAR com 4 lags e Q(5) = 9,7717 para um
VAR com 3 lags.
um VAR com 4 lags e 7x7 para um VAR com 3 lags ) de equações de diferenças
estocásticas em (8) com as restrições acima colocadas nos vetores de cointegração e
de correção de erros.
De posse dos resultados acima, calculamos em seguida o impacto marginal das
inovações em Gt e Tt sobre o valor presente das inovações futuras dessas variáveis.
Foram considerados dois casos. No primeiro caso, usamos um fator de desconto p=
0,94 o que eqüivale a uma taxa de juros real de aproximadamente 6% ao ano. No
segundo caso, consideramos o caso limite com p= 1 o que implica numa taxa de juros
real igual a zero durante o período em estudo. Os resultados desta investigação
encontram-se sumariados na tabela 6.
Tabela 12
Função impulso resposta não convencional para um VAR com 3 lags
inovação em: T
efeito
sobre:
PVA(AT)
estimativas -1.75
casol.(p = 0,94)
T G
PVA(AG)
PVA(AT)
-0.23 1,74
G
PVA(AG)
0,14
inovação em:
efeito sobre:
estimativas:
T
PVA(AT)
-1,000
caso2.
T
PVA(AG)
0
(P = 1)
G
PVA(AT)
0.86
G
PVA(AG)
Tabela 13
Função impulso resposta não convencional para um VAR com 4 lags
casol.(p = 0,94)
inovação em: T T G G
efeito
sobre:
PVA(AT)
PVA(AG)
PVA(AT)
PVA(AG)
Estimativas: -3,2 -0,61 2,9 0,4
caso2. (p = 1 )
inovação em: T T G G
efeito
sobre:
PVA(AT)
PVA(AG)
PVA(AT)
PVA(AG)
estimativas: -1,000 0 0,86 -0,14
A análise feita nas tabelas 12 e 13 nos permite extrair dois resultados bastantes
interessantes. O primeiro resultado diz respeito a inelasticidade dos gastos públicos em
relação as inovações correntes nas variáveis fiscais( GT , TT ) do modelo. Em ambos os
VARs , a função impulso resposta nos mostra que , na ausência de erros(p=l), os
déficits gerados por aumentos nos gastos ( num sentido estatístico ) são eliminados
principalmente por aumentos nos impostos.( 86% de aumento nos impostos futuros
contra apenas 14% de redução nos gastos futuros ).
Um outro resultado bastante interessante extraído das tabelas acima, diz respeito
a equivalência Ricardiana. A principal implicação advinda da abordagem Ricardiana
de déficits orçamentários ( Barro, 1974; 1989 ) é a crença de que os consumidores não
gastarão mais se ocorrer um déficit provocado por cortes nos impostos. O argumento é
que os indivíduos racionais e altruístas economizam uma parcela adicional de suas
rendas disponíveis pois antecipam que os cortes ocorridos nos impostos, dada uma
seqüência de gastos públicos, serão extamente compensados , em termos de valor
presente, por aumentos futuros nos impostos. Sendo assim , segue-se que a renda
disponível e, portanto, o consumo, permanecem inalterados.
De fato, os dados confirmam ( para ambos os VAR's usados ) que os déficits
provocados por cortes( num sentido estatístico ) nos impostos são eliminados por , e
exclusivamente, aumentos futuros nos impostos. Portanto, dada a série de gasto público
brasileiro, o consumidor ricardiano deve considerar que reduções nos impostos
ocorridas aqui no Brasil, não aumentarão a sua riqueza líquida.
Observe que no caso 1 temos que 1= -fo(G) + fo(T), isto ocorre em virtude da
presença Qt na equação (12'). No caso 2, o erro relacionado a estimativa é praticamente
nulo( ver apêndice 2 ) e, por conseguinte, pode-se observar que 1 = -fo(G) + fc(T).
Segundo Pastore ( 1995 ), a sustentabilidade do crescimento da dívida interna
implica que a primeira diferença da dívida é estacionaria e vice-versa. Portanto, ao
constatar que a primeira diferença da dívida era estacionaria, Pastore corretamente
concluiu que o crescimento da dívida interna no Brasil não tem um comportamento
explosivo.
No tocante a este estudo, é importante notar que o mesmo testa a
estacionariedade do déficit público que , por sua vez , é igual, por definição, a primeira
diferença da dívida pública interna. ( ver equação 2 ). Ademais, a análise de impulso
