Externo Brasileiro em Moeda. Abstract

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Analise Empirica do Endividamento Externo Brasileiro em Moeda

JESUS SANTOS DUBRAf)

Resume

O objetivo deste trabalho 6 analisar os de- terminantes do endividamento extemo do Brasil. Adicionalmente, procura-se avaliar as relagdes existentes entre a polftica monet^ria e a dfvida externa. As estimativas sao feitas para o perfodo de 1974 a 1982, de forma global e tamb6m de- sagregadas entre os setores privado e pdblico. O modelo utilizado 6 do tipo portfolio e consiste na adaptagSo do modelo de Kouri e Porter &s parti- cularidades da economia brasileira. Constatou- se que a mobilidade de capitals entre o Brasil e o exterior foi menos do que perfeita. Os fluxos de capitals neutralizaram apenas parcialmente a polftica monetciria, dando margem & formulagao de uma polftica monetdria relativamente inde- pendente. Verificou-se que o endividamento ex- terno total em moeda mant^m uma relagSo esta- tisticamente significativa com a taxa de juros interna e com o custo esperado das operagoes de crddito externo. Relagoes semelhantes se ve- rificam para o endividamento extemo do setor privado e do setor ptiblico. Assim, podemos con- duir que estfmulos de mercado s§o relevantes

O autor 4 t4cnico do Banco Central.

Abstract

This is a study of the factors affecting the Brazilian debt in foreign currencies. We look at the behavior of foreign debt of the public and of the private sectors; the total (public plus private) debt is also considered. Quarterly data from 1974 to 1982 are analyzed. A theoretical framework ta- king account of the special features of the Brazi- lian economy is designed, starting from the port- folio model of Kouri and Porter. We conclude that there is less than perfect international capital mo- bility in the Brazilian case. Monetary policy was only partially neutralized by international capital flows and so there was room for a partially inde- pendent monetary policy. Another conclusion is that there is a statistical significant relationship between foreign indebtedness of the public and of the private sectors and the domestic rate of in- terest and the cost of foreign credit operations. A similar relationship holds for the aggregate (pu- blic plus private) foreign indebtedness. Thus we may state the conclusion that the public sector as well as the private sector was sensitive to market factors in choosing between domestic and foreign

(*) Este artigo 4 baseado em nossa Tese de mestrado, apresentada i Faculdade de Economia e Admi- nistragSo da Universidade de SSo Paulo. Agradecemos os inestim^veis coment&ios e sugestdes do prof. Maurfcio Barata de Paula Pinto, nosso orientador, e dos professores Alkimar Ribeiro Moura, Ivo TorresrJuan Hersztajn Moldau e Simao Davi Silber.

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nas decisSes dos dois setores quanto ^ escolha sources for securing means to finance its activi- entre empr^stimos internes ou externos para o fi- ties,

nanciamento de suas atividades.

Key words: foreign debt, monetary policy, fo- Palavras-chave: dfvida externa, polftica mone- reign lending, foreign capitals,

t^ria, empr6stimos externos, capitals externos.

Introdugao

A partir de 1967 e .1968, o Brasil adotou urn processo de maior abertura de sua economia, visando atingir elevadas taxas de crescimento economlco. A opgao polltica pelo crescimento tomou necessdria a absorgao de poupanga ex- terna atraves do deficit em conta corrente do balango de pagamentos. For ou- tro lado, o sistema financeiro domestico revelou-se relativamente ineficiente na captagao e repasse de recursos internes, contribuindo este fator para a expli- cagao da entrada de recursos externos.

A absorgao sistem^tica de poupanga externa tomou necessaria a imple- mentagao de uma serie de condigoes favordveis, tais como a introdugao de le- gislagao mais proplcia ao capital estrangeiro, a manutengao de condigoes poll- ticas e institucionais est^veis, bem como a manutengao de urn diferencial posi- tivo entre a taxa de juros interna e a vigente no mercado financeiro internacio- nal, esta devidamente ajustada pelas expectativas de desvalorizagao cambial.

Igualmente importante foi a adogao, a partir de agosto de 1968, do siste- ma de minidesvalorizagoes, pois estas diminufram o risco cambial decorrente de desvalorizagoes acentuadas, que antes dessa data eram praticadas periodl- camente. AI6m disto, a polftica cambial garantiu que as desvalorizagoes no ano atingiriam no m^iximo a taxa de inflagao dom^stica, dando maior seguran- ga ao tomador de recursos externos. Nesse processo, foi significative a agao direta do setor publico na ampliagao da participagao brasileira no mercado fi- nanceiro internacional, tendo o endividamento publico externo em moeda che- gado a cerca de 61% do total em 1982.

O continue movimento de capitals externos em diregao ao nosso pafs acabou por trazer dificuldades na condugao de uma polftica monet^ria inde- pendente.

Outro grave problema foi a progressive mudanga nas causas de nosso endividamento. Nos primeiros anos do processo, busccivamos recursos exter- nos para sustentar altas taxas de crescimento. Com o passar do tempo, tornou- se premente a busca de capitals externos adicionais apenas para sustentarmos o pagamento da dfvida contrafda anteriormente.

Poucos sao os trabalhos relatives & natureza e determinantes dos movi- mentos internacionais de capitals para o Brasil. O assunto reveste-se de impor- tancia, merecendo an^lise aprofundada, nao s6 devido ao volume que tomam

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esses fluxes, mas tamb^m em virtude de seu impacto sobre as politicas mone- tciria e cambial internas. Tendo em vista que estas influenciam e sao influen- ciadas pelos influxes llquidos de capitals, e relevante a avaliagao da elastici- dade-juros desses fluxes para sabermos, per exemplo, se vale a pena impor medidas destinadas a encarecer o custo do erudite interne, bem come diminuir sua disponibilidade, se o governo tern come objetivo a obtengao de entrada de capitals de empr^stimos no pais. Essa questao 6 relevante, pois atualmente a oferta de recursos no mercado financeiro internacional para o Brasil nao 6 tao eldstica quanto era at^ meados de 1982. A indisposigao dos banqueiros inter- nacionais em emprestar ao nosso pais, diante da situagao de nossa economia, e urn fator que tern maior peso do que nossa determinagao de captar mais.

Jci que os crit^rios que norteiam o setor publico na captagao de recursos externos nem sempre se baseiam no diferencial de juros, e oportuno avaliar em que medida a expressiva participagao do Estado no endividamento externo influi na sensibilidade da balanga de capitais em relagao taxas de juros in- ternas e internacionais.

O objetivo deste artigo e apresentar urn modelo alternative de determina- gao do endividamento brasileiro em moeda estrangeira, avaliando empirica- mente sua validade e buscando estabelecer a contribuigao de cada varidvel explicativa. Analisaremos as relagoes existentes entre a polltica monetciria e os empr^stimos externos em moeda. Estimaremos as elasticidades dos empr6s- timos com relagao a taxa de juros interna e ao custo do credito externo nao s6 para o total da dfvida externa em moeda estrangeira, mas tamb^m decompon- do esse total entre os setores publico e privado. As regressdes serao baseadas em dados trimestrais, cobrindo o penodo que vai do segundo trimestre de 1974 ao terceiro trimestre de 1982.

O trabalho cont&n quatro segoes, al^m desta introdugao. Na primeira, propomos aplicar a abordagem de Kouri e Porter (1974) ao caso brasileiro. Toma-se a taxa domestica de juros como varicivel explicativa dos fluxos de ca- pitais e consideramos a endogeneidade dessa taxa e dos ativos dom^sticos llquidos do Banco Central. Na segunda segao, descrevemos as varteveis em que se basearam as estimativas e as respectivas fontes. Na terceira segao, aplicamos os metodos de mlnimos quadrados ordin^rios e de varteveis instru- mentais, a fim de testar o modelo proposto. Apresentaremos e discutiremos os resultados derivados das estimativas e testes estatlsticos correspondentes, e os compararemos a resultados emplricos obtidos por outros autores que trata- ram do mesmo assunto para o Brasil. Da-se tambem atengao a magnitude do coeficiente de compensagao da polltica monetdria, que permite avaliar em que extensao esta 6 contrabalangada pelas entradas llquidas de capitais. Ou seja, procuraremos saber como os fluxos de capitais afetam a capacidade de con-

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trole da oferta de moeda por parte das autoridades monet^rias. As conclusoes estao na ultima segao.

1. Um Modelo para o Brasil

Nosso modelo de estoque, bastante simples, e composto de um conjunto de equagoes simultaneas, tendo como ponto de partida o sistema de Kouri e Porter, incorporando o sistema de minidesvalorizagoes cambiais do Brasil.

A renda real e a conta corrente sao tidas como predeterminadas, ou seja, nao consideramos que exista simultaneidade entre variagoes nos componentes dom^stico e externo da base monetaria, bem como entre renda e moeda. Des- ta forma, o mercado de produto 6 tido como exogeno, pois desconsideramos os impactos da polltica monetaria sobre o setor real da economia e, portanto, sobre o resultado em conta corrente do balango de pagamentos. No entanto, acreditamos que este procedimento seja satisfatbrio, pois trabalharemos com dados trimestrais, jb que se pode supor defasados os efeitos de varibveis mo- netarias e financeiras sobre variaveis reais.

Essa nao e uma nova suposigao; varios autores a seguiram, destacando- se Kouri e Porter (1974), Argy e Kouri (1974), Moura (1978), Haddad (1979) e Montezano (1985).

Para contornar certos problemas, trabalharemos, na medida do posslvel, com varibveis reais. Kouri e Porter sao criticados por nao distinguirem entre va- ribveis reais e nominais, uma vez que para eles o nivel de pregos e constante, o que talvez se justifique no caso americano mas nao no brasileiro; a taxa de inflagao em nosso caso deveria ser tratada como endbgena, como apontam Mascolo e Guedes (1983).

O modelo de Kouri e Porter lida com tres mercados: o de moeda, o de tl- tulos dombsticos e o de titulos estrangeiros. No caso brasileiro, a demanda domestica por titulos externos, ou nossa oferta de emprbstimos para estrangei- ros, pode ser considerada pequena. Pelo lado dos residentes no exterior, con- sideramos que sua demanda por crbdito brasileiro, ou oferta de titulos estran- geiros para residentes no Brasil, pode ser negligenciada. Restam entao os mercados de moeda e de titulos brasileiros. Pela lei de Walras, basta que o mercado de moeda se equilibre para que o outro tambbm o faga. Represen- tando o mercado de moeda, teremos:

Md = M(Yf W, i, i*) Md = Ms /%=/?+ ADL R = K + CA (1) (2) (3) (4)

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onde:

demanda de base monetdria, em termos de estoque; oferta de base monetciria, em termos de estoque; renda real interna;

estoque de rlqueza dom^stica; taxa interna de juros;

custo esperado dos emprestimos externosO); componente externo da base monet^ria; componente dom^stico da base monetciria; estoque de divida externa em moeda;

contas autonomas correspondendo ao valor acumulado de todos os fluxos da conta corrente e outras contas do balan- go de pagamentos que nao se refiram a emprestimos em moeda.

A equagao (1) representa a demanda de moeda, considerando essa ulti- ma como sendo proporcional a base moneteria. A equagao (2) 6 a condigao de equilibrio do mercado monetario e as equagoes (3) e (4) determinam a oferta monetciria.

Temos quatro equagoes e seis varidveis consideradas como endbgenas: Mp, ^s, i, Ft, ADL e K. Para que o sistema seja determinado, faltam ainda duas equagoes, que serao consideradas mais adiante.

Resolvendo o sistema anterior para K, obtemos;

K = M(Y, W, i, i*) CA ADL (5)

Agora contamos com apenas uma equagao e tres varibveis tidas como endbgenas: K, i e ADL. A indeterminagao do sistema permanece, mas serb re- solvida posteriormente.

A equagao (5) descreve nossa demanda, em termos de estoque, por fun- dos externos, ou nossa oferta de titulos dombsticos para estrangeiros. Supo- mos que a economia nacional b pequena o bastante para aceitar a taxa de ju- ros internacional como dada, ou seja, consideramos que a demanda estrangei- ra por titulos dombsticos (ou oferta de fundos externos) b infinitamente elbstica a uma dada taxa de juros externa.

Essa b uma hipbtese bastante plausfvel, tendo em vista que o mercado financeiro internacional b muito grande e altamente competitive. Por outro la-

(1) Inclufmos i* na equagao (1) tamb^m para levar em conta a endogeneldade de um dos componen- tes da base monetciria: os depdsitos voluntcirios em moeda estrangeira no Banco Central. Para maiores detalhes, consultar MOURA DA SILVA & DORNBUSCH (1984).

md = Ms = Y W = i* = Ft = ADL = K CA =

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do, o excesso de liquidez no mercado internacional, que prevaleceu na maior parte do periodo, reforga o entendimento de que as entradas de empr6stimos externos no Brasil seriam determinadas principalmente pelas condigoes de demanda no pais (MOURA, 1981, p. 145).

E claro que o risco associado a empr^stimos ao Brasil faz com que a oferta de recursos externos seja menos do que infinitamente elcistica em rela- gao a taxa de juros internacional. Como veremos adiante, incluiremos o spread no custo do credit© externo, e isto, a nosso ver, restringe urn pouco a validade da hipdtese referente a exogeneidade de i* Esse ponto deve ser tido em conta ao interpretarmos os resultados.

Para tornar o modelo ainda mais realista, o ideal seria incluir mais duas varteveis: a riqueza internacional e a renda real externa. Tais variaveis destinar- se-iam a captar fatores que influem na composigao e crescimento do portfolio de residentes no exterior e a ampliagao ou estreitamento dos mercados finan- ceiros internacionais. For falta de dados, somos obrigados a descartar as va- riaveis representando a riqueza interna e a externa, que serviriam para captar o componente ajustamento de fluxo dos movimentos de capitais. Entretanto, as variciveis correspondentes k renda nacionaK2) e k renda estrangeira, que per- manecerao, servem para incorporar, em parte, o ajustamento de fluxo produzi- do pelo crescimento nos portfolios dom^sticos e externos, respectivamente(3).

A equagao (5), inteiramente linearizada e com as modificagoes introduzi- das, passa a ser representada por:

K = + a-fY + + 331* + + a^ADL + a^Y* + u (6)

onde:

Y* = renda real externa; u = varicivel aleatdria.

Convdm observar que nossa suposigao d que ao decidir entre obter urn emprdstimo externo ou contrair urn emprdstimo interne as empresas no pals levam em conta, primordialmente, 0 custo desses dois tipos de financiamento. Consideramos, portanto, que as decisoes de produgao, de investimento e as relativas ao financiamento interne jd foram tomadas. A empresa, depois de tomadas essas decisoes, tern que tomar uma decisao de portfolio (este d urn

(2) Y tamb^m servird para levar em conta aquela parcela dos fluxos de capitals resultante de urn au- mento na demanda de moeda.

(3) Em vista da necessidade e dificuldade de ampliar a dimensSo do modelo para tratar Y* como en- ddgena e em vista tamb^m da pequena contribuigSo que tal procedimento traria para a qualidade de nossos resultados, julgamos apropriado adotar a simplificagao anterior do sistemeu.

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portfolio negative, de passives), independente das anteriores: ela tem de es- colher, dados os riscos e os encargos relatives, a proporgao otima de suas obrigagoes em seu passive exigivel. Essas obrigagoes poderao ser em relagao a credores internes ou a credores externos. Supoe-se que a empresa ird buscar recursos externos ou internes de forma a minimizar o custo de seu endivida- mento total. Ao decidir-se pelo tipo de emprestimo a empresa tamb&n leva em conta a disponibilidade de erudite no pals. Urn aperto na liqiiidez forga a em- presa a recorrer a fontes de financiamento localizadas no exterior.

Voltemos agora a questao do numero de equagoes e do numero de va- riciveis enddgenas em nossas equagoes. Como vimos, as equagoes (5) ou (6) podem ser vistas como constituindo parte de urn sistema, cuja especificagao completa conteria mais duas equagoes para permitir determinar os valores das varidveis endogenas / e' ADL, ou seja, a taxa de juros interna e os ativos do- mdsticos llquidos do Banco Central.

Admitiremos que a taxa de juros domestica nao se ajusta totalmente a taxa de juros internacional, pois existem diversas distorgoes e restrigoes pre- sentes no mercado financeiro domdstico. Entre elas temos a regulamentagao da composigao do portfolio do sistema bancdrio, a obrigatoriedade dos bancos emprestarem parte dos depdsitos a vista para o financiamento d agriculture, exportagao e pequenas e mddias empresas a juros determinados pelo governo, tabelamento de juros, contingenciamentos de credito. Esses fatores fazem com que o diferencial entre as taxas de juros interna e externa seja observdvel, pelo menos a curto prazo, justificando a manutengao de / na equagao (5) ou (6), ao contrdrio do que normalmente se faz nos modelos de estoque, como por exemplo no de Kouri e Porter (1974).

Os tabelamentos de juros, contingenciamentos de emprestimos, subsi- dies creditlcios, a segmentagao do mercado de crddito entre urn setor livre e outro institucionalizado etc., tambdm tornam diflcil a especificagao completa de uma fungao para a taxa domdstica de juros, nao bastando levar em conta ape- nas a demanda e a oferta de moeda e a taxa de juros externa.

O ideal seria construir urn modelo complete para o mercado de crddito, englobando os emprestimos e o portfolio do sistema bancdrio, como o de Mo- reira (1985). Entretanto, isso tornaria nosso modelo consideravelmente mais complexo sem, pordm, trazer beneflcios que justifiquem tal complexidade.

O modelo de Kouri e Porter trata a variagao nos ativos domdsticos llqui- dos do Banco Central como exogena, levando em conta somente o efeito de variagoes no componente domdstico sobre o componente internacional da ba- se monetdria. Na prdtica, o que deve ocorrer d a simultaneidade entre as varia- goes observadas nos movimentos llquidos de capitais e nos ativos domdsticos llquidos das autoridades monetdrias, ou seja, a polltica monetdria interna in- fluencia e d influenciada pelos influxes llquidos de capitais.

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Para ilustrar essa questao, fagamos:

ADL = b0 + b-fR (7)

Quando o cr^dito dom^stico Wquido (ADL) e ajustado para contrabalangar os efeitos monet^irios de super^vits ou deficits no balango de pagamentos, by na equagao (7) tomaria valor negative. Este 6 o caso em que as autoridades monetarias tem como objetivo o controle da base moneteria.

For outro lado, pode acontecer que as autoridades monetarias controlem ADL com o objetivo de modificar o saldo do balango de pagamentos, e, neste caso, o coeficiente by de ADL seria positive, ao inv^s de negative, como ocor- re no caso em que esterilizagao.

Nossa hipdtese e que as autoridades monetcirias brasileiras se empenha- ram em pollticas de esterilizagao, acumulando reservas internacionais acima do que era necesscirio. A questao estd em saber em que medida elas tiveram sucesso nesse intento. Para verificarmos isso, postularemos urn padrao de comportamento para as autoridades monetcirias brasileiras.

Urn banco central, ao formular a polltica monetaria, escolhe certos objeti- vos da polltica economica. Entretanto, a escolha desses objetivos, bem como o curso de agao para alcang^-los, nao e uniforme atraves do tempo. Em relagao a atividade economica, por exemplo, a polltica monetaria pode ter urn compor- tamento prodclico em determinado periodo, antidclico ou ate mesmo neutro em outro.

Suporemos que as autoridades monetarias, no caso brasileiro, planejam a polltica monetaria levando em conta a liquidez internacional decorrente 6a per- formance das variciveis K e CA, o nlvel de renda real interna, a taxa anual de inflagao ocorrida no periodo anterior e o deficit publico, representado pelo re- sultado de caixa do Tesouro Nacional, tambem defasado de urn periodo.

Completa-se, assim, a especificagao de nosso modelo em termos do nu- mero de equagdes e varidveis enddgenas. A especificagao da equagao relativa a taxa de juros interna nao estci completa pelas razdes anteriormente mencio- nadas. Entretanto, nosso propdsito nao e a especificagao completa e inteira do modelo, mas sim chegar a uma escolha de varidveis instrumentais para esti- mar adequadamente / e ADLW. Por simplicidade computacional, decidimos que as varidveis instrumentais que forem usadas para ADL tambem serao utili- zadas para / e vice-versa.

A escolha dos instrumentos recaiu, em primeiro lugar, sobre variaveis exdgenas que expressam os objetivos das autoridades monetarias jd mencio-

(4) Nosso sistema agora compoe-se de tr^s equagoes simultSneas em que a equagao especificada para K 6 considerada estrutural, juntamente com as equagoes relativas a / eADL.

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nados. Note-se que tais instrumentos sao bastante adequados para explicar a taxa de juros interna. A renda real interna 6 um dos elementos que influi na demanda agregada que, per sua vez, se reflete na demanda de moeda. As contas autonomas sao parte do total da oferta monetciria. A inflagao defasada de um penodo serve como proxy para a inflagao esperada pelos agentes eco- nomicos, constituindo-se num importante elemento formador da taxa de juros interna. O deficit de caixa do Tesouro Nacional, tamb^m defasado de um pe- nodo, capta a agao do governo sobre as taxas internas de juros enquanto de- mandante de credito para o financiamento do deficit publico.

Outros instrumentos escolhidos foram as variaveis representando o custo esperado dos empr^stimos externos e a renda real externa presentes na equa- gao (6) acima. No custo esperado dos empr^stimos externos, alem da taxa de juros externa, inclui-se a desvalorizagao cambial esperada, importante elemen- to na explicagao dos movimentos da taxa de juros interna.

O ultimo instrumento selecionado foi a taxa de recolhimento compulsorio de parte dos depdsitos a vista dos bancos comerciais no Banco Central. Essa varidvel serviria para captar alteragdes no multiplicador bancdrio, podendo ser vista como mais um determinante da oferta de moeda, afetando, portanto, a taxa interna de juros.

A lista dos instrumentos ate agora obtida e que serd utilizada mais adian- te em nossas estimativas, compoe-se entao de Y, /*, CA, Y*f RR, INFL(-1), DEFf-lp), onde:

RR

INFL(-1)

DEF('1)

= proxy para a taxa de recolhimento compulsorio dos bancos comerciais no Banco Central, em termos per- centuais;

= taxa anual de inflagao verificada no trimestre, defasada de um penodo;

= resultado de caixa do Tesouro Nacional, defasado de um penodo.

2. Descrigao das Variaveis e Respectivas Transformagoes

Nesta segao, definimos as variciveis a serem utilizadas at6 o final do tra- balho e descrevemos o tratamento a elas dispensado(6).

(5) Note-se que a equaqSo estrutural para K 6 sobreidentificada, pois exclui mais de duas variaveis - RR, INFL(-1) e DEF(-1) - presentes no modelo.

(6) A lista dos dados brutos e as respectivas fontes encontram-se no anexo da mencionada tese do autor.

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2.1. Renda Real Interna^V^

Como indicador da renda real em bases trimestrais, utilizamos as estima- tivas basicas preliminares para o RIB real de Contador e Santos Filho (1987), nao corrigidas para sazonalidade, base 1980 = 100.

2.2. Taxa de Juros Interna (i)

Utilizamos a serie de taxas de juros das financeiras - credito direto ao consumidor, custo do dinheiro para o mutucirio, prazo de 360 dias, juros com- postos ao mes, em percentuais, taxa da ultima terga-feira de cada mes(7). A s^rie mensal foi anualizada. Em seguida, os dados foram trimestralizados, me- diante madias aritm^ticas simples das taxas mensais correspondentes.

2.3. Custo Esperado dos Empr6stimos Externos (i*)

O custo esperado dos emprdstimos externos, em percentagem anualiza- da, ser^ expresso por:

i* = [(1 + rQ/100) (1 + ke/roo; 11 100

onde:

'\e = expectativa de desvalorizagao cambial, em termos percen- tuais, ao ano;

re = taxa de juros internacional efetiva em percentagem ao ano.

A taxa de juros internacional efetiva 6 igual a:

re = (r + s) (1 + t/100) DC, onde:

r = taxa externa de juros em percentagem ao ano; s = spread em percentagens anuais;

(7) A representatividade dessa taxa de juros, no contexto da economia brasileira, tambdm pode ser questionada se levarmos em conta que o ideal seria a utilizagao das taxas de juros dos empr^sti- mos ^s empresas e n5o as de cr^dlto ao consumidor. Entretanto, em relagao ^s demais taxas, es- tas foram as que estiveram menos sujeitas a controles governamentais. AI6m do mais, essa era a s^rie mais longa que dispdnhamos. Por outro lado, todas as series de taxas de juros no Brasil sSo deficientes, de baixa qualidade. Espera-se que tais dificuldades sejam quase que inteiramente removidas pelo uso da vartevel que serve como proxy para o credito dom^stico Ifquido (ADL).

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t = alfquota liquida do imposto de renda medida em percen- tuais;

DC = fator de ajuste relative aos depdsitos compulsdrios sem ju- ros no Banco Central.

2.3.1. Desvalorizagao Cambial Esperada (\e)

Os emprdstimos externos quase sempre devem ser liquidados na moeda estrangeira em que foram contratados. For essa razao, a desvalorizagao espe- rada do cruzeiro em relagao a moeda de contratagao do emprdstimo constltui- se num onus para o devedor. Naturalmente, quanto maior a desvalorizagao cambial esperada maior serd o custo da captagao externa.

A desvalorizagao cambial esperada, por nao ser conhecida com precisao no momento da contratagao do emprdstimo, constitui-se num elemento de ris- co, de incerteza e, portanto, deve ser objeto de estimativas por parte do toma- dor dos recursos externos.

Para calcularmos Xg, levaremos em conta a politica cambial seguida no Brasil.

Atd o final de 1978, a taxa de cambio foi ajustada de forma a seguir de perto a paridade do poder de compra entre a nossa moeda e o ddlar norte- americano. Assim, atd o final desse ano, admitiremos simplesmente que a ex- pectativa quanto k desvalorizagao cambial, em termos anuais, para o trimestre t, no trimestre t-1, depende do diferencial entre as inflagoes anuais esperadas no Brasil e no exterior para o trimestre t, ou seja:

Pe . (1 t ,00 dt 1+17*2/100

As expectativas relativas as inflagoes domdstica e externa para t, em t-1, serao dadas pelas respectivas taxas anuais de inflagao efetivamente ocorridas no trimestre t -1.

Em janeiro de 1979, ocorreu uma reforma que produziu grande mudanga na politica cambial, pois a taxa de variagao do cambio tornou-se superior ao di- ferencial entre os pregos domdsticos e internacionais. A partir dessa data, os

(8) O fndice de pregos domdsticos utilizado d o IPA-DI {fndice de pregos por atacado - disponibilidade interna), base 1977 = 100. Os dados mensais foram transformados em trimestrais atravds de md- dias aritmdticas simples.

(9) O fndice de pregos intemacional d representado pelo fndice de pregos por atacado - total dos Es- tados Unidos, base 1975 = 100, mddias trimestrais. Veremos, maisadiante, queeste fndice tam- bdm servird como deflator para os valores expresses em ddlares.

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tomadores de empr^stimos externos tiveram que se acostumar com uma exa- cerbagao no risco cambial, traduzido nas expectativas quanto a uma desvalorl- zagao real do cambio. Anunciou-se uma desvalorizagao real do cambio de 6% para o ano de 1979, sendo que em dezembro/79 promoveu-se uma maxides- valorizagao do cruzeiro da ordem de 30%.

Em janeiro de 1980, o governo prefixou para o ano todo a desvalorizagao cambial em 40%. No final de junho de 1980, o governo anunciou que, para o penodo de julho de 1980 a junho de 1981, a corregao cambial poderia ir at^ 50%, deixando inclusive implicito que a meta de 40% poderia ser modificada, tendo a probabilidade de chegar a 50% nesse ano. Ao final de 1980, a desvalo- rizagao ficou em 54%.

Em novembro de 1980, as autoridades economicas abandonaram a prefi- xagao cambial sendo que, ao final de 1980, a politica cambial foi novamente modificada. As autoridades anunciaram que a desvalorizagao da taxa Cr$/US$ seria equiparada somente a inflagao interna, desprezando-se, portanto, a taxa de inflagao externa. Ao final de 1981, a desvalorizagao do cambio real foi prati- camente igual a inflagao dos EUA, o que significa que a desvalorizagao prati- camente acompanhou a inflagao interna.

No final de 1981, o governo anunciou que, em 1982, a politica cambial seguiria o mesmo esquema de 1981, o que levou a expectativa de desvaloriza- gao real do cambio. Ocorre que nao foi cumprido o prometldo, de forma que, no primeiro semestre de 1982, o cruzeiro valorizou-se em termos reais em re- lagao ao ddlar. Somente no segundo semestre e que o governo voltou a pro- mover desvalorizagoes reais do cambio.

Vimos que as autoridades economicas frequentemente deixavam de cumprir totalmente, no tocante a politica cambial, o que determinavam resolu- goes ou declaragoes junto a imprensa, notadamente a partir de dezembro de 1979. Entretanto, suporemos que os agentes economicos levavam em conta, ainda que parcialmente, as decisoes comunicadas pelos gestores de politica economica, cabendo a uma dummy, que serci introduzida mais tarde, captar a perda de confianga na politica cambial anunciada pelas autoridades. Dessa forma, a desvalorizagao cambial anual esperada, em termos percentuais, serd igual a:

- {[(1 + /100)] 1,06 - 1} 100 para cada trimestre de 1979;

- 40 para cada urn dos dois primeiros trimestres de 1980 e 50 para os dois ultimos;

- taxa anual de inflagao interna, em percentagem, ocorrida no trimestre anterior, medida pelo INPC(10)> para todos os trimestres de 1981 e os tres pri- meiros de 1982.

(10) Os dados trimestrais do fndice nacional de pregos ao consumidor restrito -INPC, base margo/79 = 100, foram construfdos a partir de madias simples dos dados mensais.

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2.3.2. Taxa de Juros Internacional (r)

Como taxa bcisica de juros no mercado internacional (r), utilizamos a principal taxa do mercado de eurodolares, a LIBOR, em percentagem ao ano, madias mensais, para emprestimos em ddlares pelo prazo de seis meses, em relagao ao mercado de Londres. As taxas trimestrais foram construidas a partir de medias simples das taxas mensais.

2.3.3. Spread (s)

O spread, tamb^m conhecido como "taxa de risco pafs", 6 uma margem acrescentada ^ taxa b^sica de juros externa e varia de acordo com a avaliagao que os banqueiros fazem sobre a capacidade de determinado pais em saldar seus compromissos financeiros externos. Na formagao do spread, os banquei- ros levam em conta alguns indicadores tais como o nfvel de reservasf11), as relagoes servigo da dlvida/exportagoes, divida liquida/exportagoes, o perfil da dlvida externa etc., al^m de outros fatores, como a situagao politica do pais devedor. Os dados relatives ao spread^2), em percentagens ao ano, sao tri- mestrais, estao disponiveis somente a partir do segundo trimestre de 1974 e referem-se as condigoes financeiras medias dos registros dos emprestimos em moeda no Banco Central. Estao classificados entre Resolugao n9 63, Lei n9 4131 e total (m&jia ponderada pelos valores equivalentes em dblares dos flu- xes trimestrais de emprestimos sob essas duas modalidades).

(11) LEITE (1979, p. 448) explica que o governo de um pafs que enfrenta um deficit persistente no ba- lango de pagamentos pode ser obrigado ^ imposigao de controles sobre movimentos de capitais, caso outras polfticas dom^sticas, como por exemplo uma desvalorizagao cambial, n§o derem cer- to. Um nfvel de reservas baixo aumenta as chances de que os controles de capital sejam imple- mentados, acarretando prejufzos para o credor estrangeiro em virtude da demora em receber o valor do investimento e/ou seus rendimentos. Assim, um maior nfvel de reservas diminui o risco de controles de capitals, o que reduz o risco do banqueiro internacional. Leite encontrou para o Bra- sil, trabalhando com dados anuais para o perfodo 1948 a 1969, uma relagao positiva e significativa entre as reservas internacionais e os fluxos de capitais, ou seja, um maior nfvel de reservas favo- rece a entrada de capitais, constituindo-se no chamado "efeito confianga" das reservas interna- cionais. Em seu trabalho, o autor tambdm leva em conta a endogeneidade das reservas, pois se admitimos que estas atraem capitais externos, os fluxos de capitais levam a um aumento nas re- servas. Como consideramos que o spread serve como aproximagao adequada para medir o "grau de confianga" dos emprestadores externos, deixamos de utilizar a variclvel reservas com essa fina- lidade.

(12) MOURA (1978, p. 102-104) argumenta que os dados relatives ao spread ou country-risk para o Brasil nao sao consistentes e que 6 provdvel que eles estejam subestimados. E que o pafs pode ter tentado disfargar a deterioragao de sua situagao financeira atrav§s da obtengao de menores spreads ^ custa, por6m, do aumento nas comissoes pagas antecipadamente aos banqueiros. Apesar dessas consideragoes, resolvemos utilizar as series que dispunhamos relativas ao spread.

(14)

2.3.4. Ccilculo de t e DC

Procuramos medir da forma mais exata possivel a taxa de juros interna- cional efetivamente paga. Para isso procuramos tamb6m incluir, na medida do possivel, os efeitos da legislagao relativa aos empr^stimos externos.

A legislagao utilizada pelo Banco Central do Brasil, afetando o custo dos empr^stimos externos, e aqui quantificada, foi agrupada em dois instrumentos: o imposto de renda ajustado pelos beneflcios fiscais e os depdsitos compulsd- rios permanentes. A metodologia para o cdlculo de f e DC d a mesma utilizada por Castello Branco (1981, p. 65-68).

O imposto de renda pode ser por conta do devedor ou por conta do cre- doK13). N6s aqui vamos supor que as elasticidades das curvas de demanda e oferta de recursos externos fagam com que o imposto de renda recaia sobre o devedor brasileiro, de modo que trabalharemos com allquotas "por fora"

As allquotas mddias do imposto de renda efetivo para cada trimes- tre, em termos percentuais, foram calculadas levando-se em conta as allquotas do imposto de renda e os beneflcios pecuniarios estabelecidos em Resolugoes do Banco CentraK15), bem como o numero de dias de vigencia de cada uma.

Os fatores de ajuste (DC), que permitem adicionar o custo representado pelos depdsitos compulsdrios permanentes no Banco Central, sem juros, sao calculados assim:

DC = . onde: 1 - d/100

d =percentual de retengao dos emprestimos externos em moeda, apurado para cada trimestre com base nos percentuais estabe- lecidos em Resolugoes do Banco CentraK16), bem como no numero de dias de vigencia de cada uma delas.

(13) Na maior parte do perfodo sob consideragSo, os juros, comissoes e demais despesas relativas a emprestimos e financiamentos externos eram taxados e alfquota de 25% de imposto de renda, no caso em que o tribute era de responsabilidade do credor externo. Quando o imposto corria por conta do devedor no pafs, o valor correspondente aos encargos remetidos era considerado Ifqui- do, sofrendo entao urn reajustamento sobre o qual recafa o tribute, ou seja, considerava-se como base tributevel o valor dos juros, spread e outras despesas, aiem do prdprio imposto, aplicando-se sobre ela a alfquota de 25%. Dessa forma, o cdlculo da taxa de 25% 6 "por dentro", sendo que a alfquota "por fora" (somente sobre os encargos) 6 de 33,33%.

(14) Os dados retativos a t sao vdlidos tanto para o setor pdblico quanto para o setor privado e encon- tram-se em DUBRA (1988, p. 119).

(15) Ver a oitava segao do capflulo 2 de DUBRA (1988). (16) Ver a quinta segao do capftulo 2 de DUBRA (1988).

(15)

Jesus S. Dubra

Cabe observar que os fatores de ajuste sao diferentes para o setor priva- do e para o setor publico(17). As series do spread para os empr6stimos sob a Resolugao n9 63 e Lei n9 4131 serao utilizadas como series de spread para os setores privado e publico, respectivamente. Dessa forma, o custo esperado dos recursos externos (i*) ser^ diferente, conforme se referir ao setor privado, ao se- tor publico ou ao total dos devedores em moeda estrangeira.

2.4. A Base Monet^ria e Seus Componentes

Seguindo Kouri e Porter (1974) utilizaremos a base monet^ria como sen- do a oferta de moeda, o que equivale a considerar o multiplicador monetario

igual a urn.

A base monetciria e composta dos ativos internacionais do pais e dos ati- vos dom^sticos liquidos das autoridades monetdrias.

O estoque da base monetciria 6 medido em Cr$ milhoes e estci disponfvel em termos mensais. Tomamos os saldos do final do trimestre, convertendo-os em US$ milhoes, mediante aplicagao da taxa de camblo m&Jia de compra do mes final do trimestre. Em seguida a s^rie foi deflacionada pelo indice de pre- gos por atacado - total dos Estados Unidos.

2.4.1. Reserves Internacionais

O primeiro componente da base monetdiria serd mensurado pelo nfvel das reservas internacionais, segundo o conceito do FMI, que corresponde a li- quidez externa das autoridades moneterias, englobando a soma dos valores de ouro, direitos especiais de saque, posigao no FMI e divisas converslveis. A s6- rie est£ disponfvel em forma mensal. A serie trimestral foi construfda mediante o deflacionamento dos saldos em US$ milhdes de final de trimestre pelo fndice de pregos por atacado - total dos Estados Unidos.

Dividiremos o componente externo da base monetciria em duas partes, que serao vistas a seguir.

2.4.1.1. Dfvida Externa Registrada em Moeda (K)

O estoque do endividamento relative a empr^stimos externos em moeda (Lei n9 4131, Resolugao n9 63 e Instrugao n9 289) este expresso em US$ mi-

(17) Os fatores est5o listados em DUBRA (1988, p. 120).

(16)

Ihoes, posigao de fim de trimestre. Esta serle tambem esta desagregada entre divida do setor privado e do setor publico. Os valores correntes foram deflacio- nados pelo fndice de pregos por atacado - total dos Estados Unidos.

2.4.1.2. Contas Autdnomas (CA)

Esta vanavel foi obtida pela diferenga entre os estoques das reservas in- ternacionais e da divida externa em moeda, aproximando-se, portanto, do saldo acumulado em US$ milhoes constantes dos valores de todas as balangas de transagoes correntes, de todos os fluxqs correspondentes a investimentos dlre- tos llquidos, financiamentos de importagoes, erros e omissoes e outros capitals autonomos que nao empr^stimos em moeda.

A varicivel CA tambem assumird valores diferentes de acordo com o tipo de devedor em moeda estrangeira. No caso em que estivermos estimando a fungao demanda total de recursos externos em moeda, CA serd computado da forma acima descrita. Para o setor privado, CA serd igual ao saldo das reser- vas internacionais menos a divida externa em moeda do setor privado. Da mesma forma, CA para o setor publico resultara da diferenga entre os estoques de reservas e de divida em moeda estrangeira do setor publico. Assim, a soma de CA do setor publico e do setor privado serd diferente de CA referente a di- vida externa total em moeda.

2.4.2. Ativos Dom6sticos Lfquidos das Autoridades Monetirias (ADL)

Constituem-se no excesso do saldo das aplicagoes das autoridades mo- net^rias, excluldas as reservas internacionais, sobre o saldo do passive nao monetdrio. Entre as aplicagoes figuram o estoque de creditos ao setor financei- ro e de empr6stimos do Banco do Brasil. O passivo nao monetcirio engloba, dentre outras, as seguintes rubricas; depbsitos a prazo no Banco do Brasil, de- pbsitos em moeda estrangeira, tltulos federals junto ao publico, contas llquidas de recursos prbprios do Banco Central e Banco do Brasil, saldo llquido de fun- dos e programas.

A varicivel ADL serb aproximada pela subtragao do nlvel das reservas in- ternacionais do estoque da base monetbria.

2.5. Nfvel da Renda Mundial (Y*)

Como proxy para o indicador da renda mundial, usamos o Indice de pro- 264 Est. econ., Sao Paulo, 19(2):249-276, maio-ago. 1989

(17)

Jesus S. Dubra

dugao industrial - total da O.C.D.E., nao ajustado para variagoes sazonais, madias trimestrais, base 1975 = 100.

2.6. Taxa de Recolhimento Compulsbrio (RR)

Moreira (1985) utilizou como proxy para a taxa de recolhimento do peno- do t a razao entre a reserva compulsdria em moeda dos bancos comerciais em t e o total dos depdsitos a vista dessas mesmas instituigoes emt-1. Este pro- cedimento d justificado por Moreira (1985), ao considerar que "... os criterios que norteiam o cdlculo do recolhimento compulsdrio em moeda ..." sao "... va- rteveis no periodo mas fundamentalmente calcados nos depdsitos a vista do mes imediatamente anterior..." (MOREIRA, 1985, p. 85).

Aqui resolvemos fazer o mesmo, s6 que, ao invds dos depdsitos compul- sdrios em moeda, consideramos os encaixes totais (em especie e titulos). A sdrie de encaixes compulsdrios totais e depdsitos a vista nos bancos comer- ciais 6 mensal, saldo em Cr$ milhdes. Tomamos como valores trimestrais os saldos verificados no ultimo mes do trimestre. O resultado da divisao do valor dos encaixes compulsdrios totais pelo valor dos depdsitos a vista no periodo anterior foi multiplicado por 100, de modo que RR sera express© em percen- tuais.

2.7. A Taxa Anual Trimestral de Inflagao (INFL)

A inflagao anual no trimestre foi apurada a partir do fndice geral de pre- gos - disponibilidade interna, base: mddia de 1977 = 100. O IGP do trimestre foi construfdo mediante mddias simples dos indices mensais.

2.8. Resultado de Caixa do Tesouro Nacional (DBF)

Esta varidvel foi construfda a partir da diferenga entre os fluxos trimes- trais da receita e despesa do Tesouro Nacional, que se encontravam em Cr$ milhdes. Os valores em moeda nacional foram transformados em US$ milhdes atravds da aplicagao da taxa de cambio media de compra do mes final do tri- mestre. Tais valores foram entao deflacionados pelo fndice de pregos por ata- cado - total dos Estados Unidos.

(18)

2.9. Taxa de Cam bio

A taxa m6dia do cruzeiro em relagao ao ddlar norte-americano 6 a de compra, do mes final do trimestre.

3. Resultados das Regressoes

O modelo tedrico proposto acima serd estimado na presente segao. Ana- lisaremos os nlveis de emprdstimos em moeda para o setor publico e para o setor privado. Analisaremos tambdm o total de emprestimos tornados pelos dois setores.

Antes de passarmos k apresentagao dos resultados, convdm fazer duas observagdes. A primeira d que todas as varidveis foram tomadas em termos de niveis, ao invds de diferenciais. Entretanto, ressaltamos que isto nao se consti- tui num abandono da teoria do portfolio. Moura (1978) tambdm adotou este procedimento.

A segunda observagao d que a forma de construir a varidvel contas auto- nomas (CA) para os setores publico e privado (ver segao anterior) traz implicita uma suposigao bastante forte. Ao estimarmos a demanda do setor privado pe- los emprdstimos externos, estamos supondo que o desequilibrio entre a de- manda e a oferta de moeda d satisfeito atravds do endividamento do setor pri- vado. Da mesma forma, quando efetuamos as regressoes do setor publico, su- pomos que, por exemplo, uma escassez de moeda na economia seja satisfeita atravds de influxes de capitals para o setor publico. Cabe ressaltar que nosso procedimento d semelhante ao de Kouri e Porter (1974), que realizaram esti- mativas para os fluxos de capitals privados, incluindo em CA os fluxos oficiais de capitals.

As estimativas cobrirao o penodo que vai do segundo trimestre de 1974 ao terceiro trimestre de 1982. As regressoes nao poderao ultrapassar este tri- mestre, tendo em vista que, a partir do quarto trimestre de 1982, os fluxos de capitais externos para nosso pals deixaram de ser inteiramente voluntarios, ou seja, os fatores de mercado deixaram de pesar na variagao da dlvida externa brasileira. O trimestre inicial escolhido se deve d disponibilidade de dados.

Inicialmente estimamos apenas a equagao (6) da primeira segao:

K: = ap + aiY + a# + ag* + + a^ADL + a^Y* + u (6a) (+) (+) (-) (-) (-) (+)

onde:

Kj = dlvida externa em moeda, com j = Tf PR e PU, representando a dlvida externa total, privada e publica, respectivamente. 266 Est. econ., Sao Paulo, 19(2):249-276, maio-ago. 1989

(19)

Jesus S. Dubra

Os sinais esperados dos coeficientes estao entre parenteses.

Os resultados obtidos atrav^s do metodo de minimos quadrados encon- tram-se na tabela 1.

Observe-se que as equagoes (4) a (6) da tabela contem uma varicivel dummy, assumindo valor um do primelro trimestre de 1980 em diante e zero para o periodo anterior. O objetivo ^ captar o risco decorrente da possibilidade de uma nova maxidesvalorizagao. A maxi de dezembro de 1979 trouxe grandes prejulzos aos devedores em moeda estrangeira, erodindo a confianga nas auto- ridades monetdrias, pois constituiu-se numa mudanga radical na polltica cam- bial, quebrando uma regra que vinha sendo usada hci mais de onze anos. A partir de 1980, o risco cambial se acentuou tamb^m devido a prefixagao da corregao cambial para esse ano. Espera-se um sinal negative para essa varici- vel.

Analisando em primeiro lugar as regressoes sem a dummy, notamos que todas as varteveis entram com o sinal correto, exceto Y na primeira regressao. O coeficiente da renda real interna nao e significativo em nenhuma dessas re- gressoes, conforme indicam estatisticas t muito baixas em valor absolute. Com relagao & renda real externa, aceitamos a hipbtese de que seu coeficiente 6 significativamente diferente de zero ao nfvel de 1% nas equagoes (1) e (3) e ao nivel de 5% na equagao (2).

O endividamento externo b senslvel ao custo esperado dos recursos ex- ternos, conforme indicam os coeficientes significativos ao nivel de 5% na se- gunda equagao e de 1% nas demais. Isto significa que a entrada de recursos externos serb tanto maior quanto menor for o custo da divida externa (incluindo taxa de juros externa, spread, desvalorizagao cambial esperada e outros custos impostos pela legislagao).

Rejeitamos a hipotese de que o parametro da taxa dombstica de juros seja signficativo nas duas primeiras regressbes, porbm aceitamos que seja significativo ao nivel de 5% na terceira.

Quanto a polltica monetbria e as contas autonomas do balango de pa- gamentos, o nivel de significancia b de 1% em todas as estimativas, a excegao do coeficiente de CA na equagao (2), cujo nivel de significancia b de 5%.

Os coeficientes de determinagao sao altos e significativos, como indicam as estatisticas F, sendo menores para o setor privado.

Verificamos que, nas regressoes, a estatistica de Durbin-Watson b baixa, sugerindo a presenga de autocorrelagao dos residues. Isto normalmente ocorre quando um modelo nao estb bem especificado, seja porque a forma funcional nao b adequada, seja porque varibveis importantes sao omitidas.

Quando introduzimos a dummy, notamos que a correlagao serial dos re- sidues b eliminada e que aumentam os coeficientes de determinagao, sendo que os relatives ao setor privado melhoram sensivelmente. As estatisticas F

(20)

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(21)

Jesus S, Dubra CM 5 LU m < < DC LU O < DC \— CO LU Q O O □ 22 > iiJ Q < Q LU LU 3 o o CO O Q CO LU o Q < > DC CL DC O < DC < CL 9 0 »< Q O - < 3 o LU < Q CO < > CO LU w CO ■4—' c CD E 3 v— -4—' 0) _c CO *0 > KO 'k_ 0 > 0 ■O o TD O LU CO ^ R g Q c\j ICC cvi cc <0 o c 0) T5 C 2L 0) •O c to "O co > 3 Q Q < 5 a> c iS CO c o O "CO — C CD ^ S C CO > CO W 3 <D o-'o LU ^ Q- m M" CO h- M" o co o M" CD co O T— cvT ID CD M- ID O CO y— h- o CO CM T— cvT r>. ,r" 00 CO 00 CO y— CO o> CD o" o" CO ID M" y- r^ r-- VD CD CD o" CO o" SS 5S' id ^ 5 7" ca CD CO C\J CD CD ID CO CM" o> CM O CM" g CD ® CD d T CD O (0 - o id ID Tt CO - r- id CM i 3 co o> O N- id" cm" s,*-' ID — O CM CD ^9. 00 T- CM -L cc CL 00 ^ ID S- ID ^2' CO CM ZZ CO P 00 £• M" CD CM h." cm ID 00 CM T- o M" CD CD co ID CO o 00 M- CM CO CD CO o" o" o" cm" o" o"

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(22)

apresentam grande incremento. O sinal da renda real interna torna-se positive na regressao para o total da dlvida em moeda estrangeira. Os das demais va- rteveis nao se alteraram. Todas as varteveis, com excegao da renda real inter- na, ficaram significativamente diferentes de zero ao nivel de 1%.

A inclusao da dummy conseguiu tornar significativa a variavel / apenas na equagao para o setor privado, ainda que somente ao nlvel de 10%.

O coeficiente negative e significative da dummy em todas as regressoes em que aparece revela que a maxidesvalorizagao ocorrida em dezembro de 1979, ao provocar incertezas quanto a novas desvalorizagoes acentuadas do cambio e tambem perda da credibilidade na politica economica do governo, le- vou a urn desestimulo nas entradas de capitais externos. E de se notar que o tamanho em valor absolute e a significancia dessa dummy e maior para o se- tor privado do que para o setor publico.

A significancia da renda real externa sugere que o crescimento dos pai- ses desenvolvidos, ao ampliar a riqueza externa e consequentemente os mer- cados financeiros internacionais, faz com que aumente a disponibilidade de fundos para emprestimos ao Brasil.

A significancia da taxa domestica de juros e do custo esperado dos em- prestimos externos nao so para o setor privado, mas tambem para o setor pu- blico e para o total dos devedores em moeda estrangeira, contrasta com os re- sultados encontrados por Castello Branco (1981). Recordemos que a autora, utilizando urn modelo de fluxo, encontrou relagao significativa entre o diferen- cial de custos do endividamento interne e externo para o caso do setor privado, mas nao para o setor publico nem para o endividamento externo total. E de se ressaltar que Moura (1978) e Montezano (1985), usando modelos de estoque para o total de emprestimos, encontraram significancia para o custo das opera- goes de cr&fito externo, o primeiro aos mveis de 5 e 10% e o ultimo ao mvel de 1%. Haddad (1979) fez experimentos com modelos de estoque, de fluxo e de uma mistura entre esses dois, nao encontrando relagao significativa entre o custo dos emprestimos externos e os movimentos totais de capitais.

Os coeficientes de CA sao prdximos a -1 para a divida totaK18) e publica, estando perto de -0,75 para a divida privada.

Os coeficientes de ADL encontrados sao muito altos, indicando que as autoridades monetehas nao conseguiriam manter uma polftica moneteria inde- pendente, devido a alta mobilidade de capitais externos. Entretanto, esses coe- ficientes de compensagao altos podem ser decorrentes de politicas de esterili-

(18) MOURA (1978), HADDAD (1979) e MONTEZANO (1985) encontraram coeficientes em torno de 0,41, 0,72 e 1,00, respectivamente, em valores absolutos. Moura, ao contrSrio dos demais, traba- Iha com todas as vari^veis, inclusive a dependente, em termos de estoque, exceto a contacorren- te, sendo que esta variavel explicativa n§o engloba as outras contas autdnomas do balango de pagamentos.

(23)

Jesus S. Dubra

zagao. Sabemos que quando integragao perfeita entre os mercados de capi- tals as autoridades monetcirias nao conseguem levar a efeito pollticas de este- rilizagao. A entrada de capitals anulaici os efeitos de uma polftica monet^ria restritiva. Mas, se a integragao 6 menos do que perfeita e ha esterilizagao completa, o coeficiente de ADL sera igual a -1. Com esterilizagao parcial, esta- rci enviesado em diregao a esse valor. Para resolvermos essa questao e tam- b^m levarmos em conta a endogeneidade da taxa de juros dom^stica, passe- mos as estimativas pelo m^todo de variciveis instrumentais.

AI6m dos instrumentos jci referidos na primeira segao, ou seja, V, /*, CA, Y*, RR, INFL(-1) e (DEF(-1), utilizaremos tambem a dummy como mais uma vartevel instrumental.

Na tabela que se segue, mostramos as estimativas da equagao {6a) atra- v6s do metodo de variaveis instrumentais.

Os resultados econometricos em termos de significancia estatistica nao diferiram substancialmente daqueles obtidos nas equagoes (4) a (6) da tabela 1, excetuando-se os coeficientes de ADL, que nao se revelaram significativos nas regressoes para o setor publico e para a economia como urn todo, sendo que para o setor privado a significancia e de 5%.

Novamente constatamos a nao significancia da renda real interna na ex- plicagao dos movimentos de capitals em moeda estrangeira, desta vez tam- bem para o setor privado.

Os coeficientes para as variaveis taxa de juros interna e custo esperado dos recursos externos aparecem significativamente maiores que zero ao nlvel de significancia de 1% na regressao relativa ao setor privado e de 5% nas de- mais regressoes. Isto mostra que os custos do endividamento interne e externo sao relevantes para as decisoes nao so dos agentes do setor privado, mas tambem do setor publico, muito embora sejam urn pouco mais relevantes para o setor privado.

Os coeficientes de CA continuam estatisticamente diferentes de zero ao nivel de 1% nas equagoes para a economia como urn todo e para o setor pu- blico. Para o setor privado, o coeficiente e menor e significative ao nfvel de 5%. O coeficiente bem alto e bem significative para essa vartevel na equagao rela- tiva a divida total em moeda mostra que o valor acumulado das contas auto- nomas 6 quase que totalmente neutralizado pelos movimentos de capitals, ou seja, a divida externa em moeda tern servido para financiar, em larga es- cala, o saldo acumulado das contas autonomas do balango de pagamentos.

Quanto a renda real estrangeira e a DUMMAX, verificamos que aparecem significativas a 1% nas duas primeiras regressoes e a 5% na ultima, sendo que o coeficiente da dummy risco cambial 6 maior para o setor privado do que para o setor publico, em valor absolute.

Os sinais estao todos corretos, exceto o da vartevel Y na equagao (3). O Est. econ., Sao Paulo, 19(2):249-276, maio-ago. 1989 271

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poder explicative das equagoes estimadas continua alto, conforme atestam os coeficientes de determinagao multipla elevados e significativos, sendo meno- res para o setor privado

Os valores da estatlstica de Durbin-Watson observados nas regressoes (1) e (3) levam-nos a nao aceitar a hipdtese da existencia de correlagao serial nos residuos. A mesma conclusao d adotada em relagao a equagao (2), tendo em vista que a estatlstica 6 superior a 1,70 e e bem prdxima de 1,81, limites superiores, para 34 observagoes e cinco variciveis independentes, ao nlvel de significancia de 2,5% e 5%, respectivamente, da tabela de Durbin-Watson.

O coeficiente de compensagao diminuiu bastante em termos absolutes, passando para -0,418, -0,569 e -0,248 para o endividamento externo em moeda totaK19), privado e publico, respectivamente, embora, como jci vimos, s6 seja significativo para o setor privado. O coeficiente de compensagao para o setor privado indica que uma restrigao no cr&Jito dom^stico llquido das autoridades monetarias da ordem de US$ 100,00 milhoes seria contrabalangada por um aumento no endividamento externo (ou um influxo de capitais externos em moeda) desse setor da ordem de US$ 56,90 milhoes.

Um deficit nas contas autonomas de US$ 100,00 milhoes reduz a liqiii- dez, provocando uma entrada de capitais externos em moeda de US$ 92,70, US$ 56,80 e US$ 86,70 milhoes, para toda a economia, para o setor privado e para o setor publico, respectivamente.

Aumentos de 1% na taxa de juros interna geram entradas de capitais em moeda de US$ 60,95, US$ 112,22 e US$ 93,48 milhoes, aproximadamente, pa- ra o setor privado, setor pdblico e os dois conjuntamente, respectivamente. In- fluxes de capitais de cerca de US$ 63,23, US$ 131,98 e US$ 109,96 milhoes ocorrem na mesma ordem para esses agentes quando o custo dos recursos ex- ternos se reduz em 1%, fazendo-se a suposigao de que a taxa dom6stica de ju- ros e constante(20).

Nas tabelas 3 e 4 mostramos, com base nos valores medios das varici- veis, as elasticidades da dlvida externa em moeda total, privada e publica. As elasticidades calculadas a partir das tres ultimas regressoes por mlnimos qua- (19) Registramos que MOURA (1978) encontrou valor pr6ximo a -0,95 para o coeficiente de compen- sagao. Entretanto, a varidvel independente que utilizou foi a base monetSria total e n5o apenas o cr^dito dom^stico Ifquido. HADDAD (1979) obteve valores em torno de -0,7. MONTEZANO (1985) encontrou parSmetros ao redor de -0,5 e -0,8.

(20) Naturalmente, cada coeficiente em todas as regressdes mede o efeito que uma mudanga em de- terminada varidvel independente provoca no endividamento externo em moeda, fazendo-se a su- posigdo de que as demais variciveis s§o constantes, inclusive a taxa domdstica de juros. Nas equagoes relativas a movimentos de capitais em que a taxa domdstica de juros nao aparece como varidvel independente, tal raciocfnio nao se aplica. Por exemplo, no modelo de KOURI & POR- TER (1974), o coeficiente de i* mede o efeito da mudanga de 1% no custo dos empr6stimos exter- nos sobre a conta de capital, quando a taxa dom^stica de juros se ajusta completamente. Para maiores detalhes a respeito, consultar KOURI (1975, p. 26).

(25)

Jesus S. Dubra

drados ordindrios estao na tabela 3. Resultados obtidos a partir das regressoes por varidveis instrumentais sao apresentados na tabela 4.

As elasticidades para a renda real estrangeira sao maiores, em mbdulo, do que para as outras variaveis independentes, exceto em relagao a variavel contas autonomas, no caso da dlvida total em moeda, na tabela 3.

Na tabela 3, verificamos que as elasticidades do setor publico sao maio- res, em termos absolutes, do que as mesmas elasticidades para o setor priva- do, exceto aquelas referentes a renda real interna, taxa domestica de juros e renda real estrangeira. Essa mesma relagao e verificada na tabela 4, com ex- cegao das elasticidades relatives a renda real interna e ativos domesticos li- quidos, sendo que as elasticidades do setor publico correspondem quase ao dobro das mesmas elasticidades para o setor privado.

Esses resultados encerram uma aparente contradigao, pois seria de se esperar que a maior parte das elasticidades do setor privado fossem maiores que as do setor publico. Entretanto, devemos lembrar que uma grande parcela da divide externa do setor publico inclui a dlvida em moeda estrangeira das empresas do setor produtivo estatal, constituldo por sociedades de economia mista e empresas publicas. Essas empresas tern uma filosofia empresarial muito semelhante aquela do setor privado, visando tambem a obtengao do lu- cre. As empresas estatais tern grande capacidade de mobilizagao de recursos externos. O acesso delas aos mercados financeiros internacionais e as infor- magoes sobre a evolugao das condigoes de tais mercados pode ser considera- do superior ao da maioria das empresas privadas, notadamente daquelas ge- nuinamente nacionais. O acesso destas aos recursos externos da-se prtmor- dialmente de forma indireta, atraves do sistema bancario domestico, mediante o mecanismo da Resolugao n9 63. Por outro lado, as estatais mostraram-se mais capazes de captar diretamente seus recursos no exterior, atraves da Lei n9 4131. Dessa forma, elas conseguiram se aproveitar melhor e mais rapida- mente de situagoes favordveis do mercado financeiro intemacional. Isso expli- caria o fato de algumas elasticidades observadas serem maiores para o setor publico do que para o setor privado em termos de valores absolutes.

Consideragoes Finals

Neste artigo, estimamos urn modelo para o estoque de empr^stimos ex- ternos em moeda nao s6 para o total da economia brasileira, mas tambem pa- ra os setores privado e publico, utilizando os metodos de mlnimos quadrados ordincirios e de variaveis instrumentais.

Nosso modelo, em termos de sinais dos coeficientes e significancia das variaveis explicativas, apresenta resultados que podem ser considerados satis-

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TABELA 3

ESTIMATIVAS DAS ELASTICIDADES DA EQUAQAO PARA O ESTOQUE DE EMPRESTIMOS EXTERNOS EM MOEDA

(Metodo de Minimos Quadrados Ordin^rios)

Elasticidades

Varteveis Total Setor Setor

Privado Publico

Renda real interna (Y) Taxa de juros domestica (i)

Gusto esperado da dfvida externa (i*) Contas autonomas (CA)

Ativos dom^sticos liquidos (ADL) Renda real estrangeira (Y*)

0,009 0,143 0,032 0,100 0,213 0,212 -0,128 -0,203 -0,246 0,749 0,336 0,486 -0,086 -0,149 -0,159 0,525 1,101 1,019 TABELA 4

ESTIMATIVAS DAS ELASTICIDADES DA EQUAQAO PARA O ESTOQUE DE EMPRESTIMOS EXTERNOS EM MOEDA

{Metodo de Variciveis Instrumentais)

Varidveis

Elasticidades

Total Setor Setor Privado Publico

Renda real interna 09 0,016 0,206 -0,035 Taxa de juros domestica (7) 0,421 0,576 0,967 Gusto esperado da dfvida externa (i*) -0,355 -0,435 -0,807 Contas autonomas (CA) 0,683 0,255 0,431 Ativos domesticos Ifquidos (ADL) -0,041 -0,117 -0,046 Renda real estrangeira (Y*) 0,846 0,895 1,718

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Jesus S. Dubra

fat6rios, consistentes e de acordo com o previsto pela teoria. As equagdes apresentaram um alto poder de explicagao ta! como indicado pelos respectivos

R2.

A renda real interna sao se revelou significativa na determinagao do endi- vidamento externo. For outro lado, a renda real externa tem influencia significa- tiva na evolugao das entradas de capitais externos, o mesmo ocorrendo com a varicivel dummy inclufda para captar as incertezas dos agentes economicos a partir de 1980 quanto ^ situagao economica do pals e k polltica economica go- vernamental. Essa incerteza desestimulou a demanda de capitais externos. As contas autonomas do balango de pagamentos tern relagao negativa com o en- dividamento externo em moeda, ou seja, os capitais externos compensam as mudangas ocorridas no saldo da conta corrente e outras contas do balango de pagamentos que nao emprestimos externos em moeda.

Em economias pequenas e abertas, com taxas de cambio fixas, os fluxos de capitais neutralizam completamente a polltica monetciria se os mercados de capitais dom6sticos e externo forem completamente integrados. No caso bra- sileiro, a polltica monetciria foi relativamente independente, conforme sugerem os coeficientes de compensagao baixos, os quais nao sao significativos para a economia como um todo e para o setor publico nas regressoes por varidveis instrumentais. Isso nos leva a acreditar que os fluxos de capitais compensaram a polltica monetciria apenas de forma incompleta. Entre os fatores responsd- veis pela neutralizagao imperfeita temos a polltica cambial de minidesvaloriza- goes que aliviou parcialmente a pressao monetciria de origem externa. Da mesma forma, as diversas distorgdes e imperfeigoes presentes no mercado fi- nanceiro domestico tambem contribulram para que a economia fosse menos do que perfeitamente integrada aos mercados financeiros mundiais. Esta inte- gragao menos do que perfeita tambem resultou da legislagao relativa a capitais externos, que mesmo sendo condigao indispensdvel para o excepcional incre- ment© nas entradas de capitais externos, impediu a livre entrada e salda de capitais do pals. Finalmente, outro fator importante foram as medidas adminis- trativas, como por exemplo os depositos compulsdrios permanentes e transitd- rios impostos pelas autoridades monetarias em determinados perlodos para suplementar as medidas cldssicas de esterilizagao dos efeitos monetdrios do balango de pagamentos sobre a base monetaria.

A significancia da taxa de juros domestica e do custo dos emprdstimos externos foi confirmada nao so para o setor privado, mas tambdm para o setor publico e para o total da dlvida externa em moeda. A significancia dos coefi- cientes dessas varidveis d maior para o setor privado do que para o setor pu- blico, enquanto que a relagao inversa se verifica, de maneira geral, quanto as elasticidades dos emprdstimos com relagao a essas mesmas varidveis. O fato dos emprdstimos externos obtidos pelo setor publico tambdm reagirem signifi-

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cativamente a estfmulos economicos, tais como taxas de juros, nos leva a con- cluir que, apesar da expressiva participagao do Estado no endividamento ex- terno, o movimento de capitals em moeda reagiu a taxa de juros intema e ao custo esperado de captagao no mercado financeiro internacional. Esse § um resultado extremamente importante, uma vez que o objetivo de se conseguir um aumento em nosso endividamento externo pode ser obtido atraves do es- treitamento da liquidez da economia, provocando uma elevagao na taxa de ju- ros dom^stica, o que forgar^ as empresas, tanto do setor privado quanto do se- tor publico, a recorrerem ao mercado financeiro internacional para financiarem suas atividades.

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