Tito Belchior Silva Moreira

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1º Lugar

Tito Belchior Silva Moreira

Mecanismos de Transmissão da Política Fiscal no Brasil:

uma investigação empírica.

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XIV PRÊMIO TESOURO NACIONAL – 2009: Homenagem

a Euclides da Cunha

TEMA 1. POLÍTICA FISCAL E DÍVIDA PÚBLICA

1.1 – EQUILÍBRIO FISCAL E POLÍTICA

MACROECONÕMICA

Mecanismos de Transmissão da Política Fiscal no

Brasil: uma investigação empírica

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Mecanismos de Transmissão da Política Fiscal no Brasil: Uma Investigação Empírica

Resumo: Esse artigo testa empiricamente se a política fiscal brasileira no período de 1995: I a 1998: III é ativa ou passiva. Nós analisamos os canais de transmissão da política fiscal pela estimativa de funções onde a razão dívida publica/PIB afeta superávit primário, demanda por moeda, taxa de juros nominal, investimento, hiato do produto e a taxa de crescimento do produto. Utilizamos testes de Cointegração de Johansen, além de modelos de equações simultâneas - GMM com variáveis instrumentais. Os resultados indicam que a razão dívida publica/PIB é estatisticamente significante e afeta positivamente a demanda por moeda, o superávit primário e a taxa de juros e afeta negativamente o nível de investimento, o hiato do produto e a taxa de crescimento da economia. Além disso, mostrou-se no mesmo período que a razão superávit primário/PIB reage positiva e diretamente a incrementos na razão dívida/PIB e que a razão dívida/PIB afeta negativa e indiretamente o hiato do produto via superávit primário e positiva e indiretamente a taxa de juros nominal, também via superávit primário. Por fim, as estimativas com base no modelo de Leeper mostram que a economia brasileira encontra-se numa situação de dominância fiscal, que descreve a teoria fiscal do nível de preços. Nesse contexto, nós encontramos evidencias empíricas de que a economia brasileira apresenta uma política fiscal ativa e uma política monetária passiva. Esses resultados sugerem um processo de dominância fiscal no período analisado e, portanto, um regime não Ricardiano. Quando o regime é Ricardiano, implicando que a política monetária é ativa e a política fiscal é passiva, faz sentido analisar apenas os mecanismos de transmissão da política

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monetária. Mas no caso de um regime não ricardiano, onde a política fiscal é ativa e a política monetária é passiva, podemos e devemos analisar os mecanismos de transmissão da política fiscal, o que constitui a principal contribuição desse trabalho. Isso posto, podemos inferir que se a dívida pública afeta positivamente a demanda por moeda, ela também deve alterar a taxa de juros. Por outro lado, quando há um incremento no superávit primário há uma redução da base monetária, tudo mais constante. Redução da base monetária leva a uma redução da oferta de moeda, ceteris paribus. Também encontramos evidências empíricas de que incrementos na dívida pública geram incrementos na Selic. Nesse contexto, taxas de juros mais elevadas implicam em menores níveis de investimentos e, por sua vez, menores níveis de hiato do produto e de crescimento do PIB. Esses resultados são suportados pelas evidências empíricas. Vimos também que dívida pública afeta negativamente o hiato do produto e afeta positivamente a taxa de juros via superávit primário. Tais conexões mostram como os efeitos da política fiscal são propagados ou transmitidos na economia. Os resultados aqui apresentados também podem contribuir para explicar por que o Brasil é um dos países que possuem uma das mais elevadas taxa de juros do mundo. Com base nos resultados empíricos apresentados, mostramos que variações positivas da dívida pública têm impacto positivo sobre a taxa de juros.

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1. Introdução

O Brasil tem adotado um regime de meta inflacionaria desde 1999 em ambiente de desequilíbrio fiscal, haja vista os sucessivos déficits nominais gerados nas últimas décadas. Apesar dos sucessivos superávits primários implementados nos últimos anos e de uma relativa estabilidade da razão dívida/PIB, o país ainda apresenta uma trajetória e perfil da dívida pública preocupante, principalmente se considerarmos uma provável trajetória ascendente da razão dívida/PIB após a recente crise bancária/financeira (crise do subprime) que assola todo o mundo. Com a forte redução do nível de atividade econômica desde o último trimestre de 2008 e a expectativa de forte retração da taxa de crescimento do produto no Brasil em 2009, as receitas públicas devem reduzir, enquanto que o nível de gastos do governo tende a manter-se.

As elevadas taxas de juros utilizadas pelo Banco Central (BACEN) como instrumento para alcançar as metas inflacionarias contribuem para que o valor relativo ao pagamento do serviço da dívida seja superior ao do superávit primário. Apesar da recente redução da Selic em 2009, o Brasil ainda apresenta uma das maiores taxas de juros reais do mundo. Um contínuo crescimento do déficit nominal e, conseqüentemente, da dívida pública torna o desequilíbrio fiscal particularmente preocupante, dado o elevado estoque da dívida pública e dos elevados passivos de curto prazo num contexto de forte retração da economia mundial e, conseqüentemente, nacional.

O contexto do desequilíbrio fiscal supracitado faz muitos economistas acreditarem que o BACEN deva incluir na sua regra monetária alguma variável fiscal relevante. Morais e Andrade (2004), por exemplo, calculam a regra ótima

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de política monetária supondo que a autoridade monetária segue um regime flexível de metas de inflação, no qual existe possibilidade de inclusão de uma meta para a razão dívida/Produto Interno Bruto (PIB). No modelo proposto, a dívida pública afeta diretamente o prêmio de risco e, conseqüentemente, a taxa de câmbio. Os autores incluem uma meta para a razão dívida/PIB na função de perda da autoridade monetária.

Outros economistas têm-se preocupado em discutir essa temática e em propor formas alternativas para a construção de regras monetárias que levem em conta as restrições fiscais do caso brasileiro. A maioria deles impõe uma IS (Investment-Save) fiscal que redunda em uma regra ótima de reação da taxa de juros que inclui também uma variável fiscal.

Freitas e Muinhos (2002) estimam equações de Philips e IS para o Brasil após o Plano Real para estudar o mecanismo de transmissão da política monetária. Eles mostram que regras subótimas simples, como as do tipo Taylor, podem ter desempenho tão bom quanto às regras ótimas, dependendo dos parâmetros escolhidos e das preferências do Banco Central. Os autores trabalham com uma IS fiscal em que o hiato do produto depende da taxa de juros real, do hiato defasado, da taxa de câmbio e também do déficit fiscal. 1

Verdini (2003) desenvolve um modelo com o propósito de avaliar se as regras monetárias derivadas sob regime de metas para a inflação podem ser adaptadas para corrigir desvios explosivos da dívida pública. Os resultados mostram que, apesar da potencial solvência de longo prazo, a dívida ainda pode gerar preocupações no curto prazo, mesmo se o Banco Central, na sua

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reação de política, considerar problemas com a administração da dívida e atuar com base na previsão de inflação.

Blanchard (2004) discorre sobre a eficácia da política monetária brasileira em 2002 e 2003, mostrando os efeitos perversos dessa política num contexto em que o BACEN perseguiu a meta inflacionaria em um ambiente de dominância fiscal.

O argumento ou a intuição de que a política fiscal brasileira afeta, em certa medida, a política monetária parece ter fundamento e nota-se que parte dos economistas comunga com essa percepção. Nesse contexto, parece fazer sentido que variáveis de política fiscal devam ser consideradas na regra ótima de política monetária do Banco Central.

Entretanto, ao se admitirem variáveis fiscais na regra ótima de política monetária, permite-se que a política fiscal engendrada na economia brasileira restrinja os resultados e o alcance da política monetária. Nesse contexto, a política monetária seria ineficaz ou não tão eficaz. Geralmente, os modelos de política monetária ótima consideram que a política fiscal é dada e não depende da política monetária corrente e futura. Isso quer dizer que a autoridade responsável pela política fiscal escolhe uma taxa de tributação tal que a dívida

pública seja solvente do ponto de vista intertemporal.2 A hipótese de

equivalência ricardiana é válida e, nesse contexto, tem-se uma política monetária ativa3 e uma política fiscal passiva.

O argumento de que a política fiscal brasileira afeta a política monetária parece ter acolhida por parte dos economistas. Ao assumir que o BACEN

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Isso significa, grosso modo, que a política fiscal é passiva. 3

De forma simplificada, uma política monetária é ativa quando a política fiscal não impõe restrições sobre a política monetária e esta está preocupada tão-somente com a meta

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precisa levar em conta, em sua regra monetária, a restrição fiscal admite-se implicitamente que a política monetária não é ativa e/ou que a política fiscal não é passiva. Contudo, deve-se ponderar que uma variável fiscal pode afetar diretamente o hiato do produto via curva IS e indiretamente a taxa de inflação via curva de Phillips. Mas isso não significa que a política monetária deva reagir diretamente a variáveis fiscais por meio de uma regra ótima de política monetária a la Taylor. Uma boa analogia é o impacto da taxa de câmbio sobre a taxa de inflação. A maioria dos Bancos Centrais que adotam um regime de metas inflacionaria fazem uso de uma política monetária que não reage diretamente a mudanças na taxa de câmbio. De fato, a reação é indireta via impacto inflacionário. Em outras palavras, a tradicional regra de Taylor assume que o Banco Central reage somente à taxa de inflação e ao hiato do produto, independentemente da origem das variações dessas variáveis. Isso posto, o policymaker pode utilizar uma regra ótima de política monetária incluindo outras variáveis como déficit fiscal ou taxa de câmbio apenas para ter informações sobre como estas variáveis afetam a taxa de juros. Por exemplo, eles poderão saber se as variáveis fiscais afetam a taxa de juros e a taxa de inflação, o que revelaria uma política monetária com certa passividade. Dessa forma, trata-se de um instrumento de avaliação e gestão de política econômica.

A principal proposta deste trabalho é testar empiricamente para o período de 1995:I a 2008:III, com base em modelos não Ricardianos, se as políticas fiscais têm impacto em variáveis reais e nominais tais como, demanda por moeda, taxa de juros nominal, investimento, hiato do produto e taxa de crescimento da economia. Devem-se testar alguns desses modelos tais como:

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Martins (1980), Araújo e Martins (1999), Kneebone (1989), Scarth (1996) e Leeper (1991). Especificamente, pretende-se avaliar o impacto da razão divida/PIB sobre todas as variáveis mencionadas. Dessa forma, pretende-se delinear os canais de transmissão da política fiscal e investigar se a política fiscal é ativa no período analisado.

O que está por trás de toda essa discussão é a idéia de equivalência Ricardiana, conforme Barro (1974). A hipótese de equivalência Ricardiana assume que financiar o governo com dívida é equivalente a financiá-lo com impostos. A implicação da equivalência Ricardiana é que um corte fiscal financiado por dívida deixa o consumo inalterado. As famílias poupam a renda disponível extra para pagar a obrigação fiscal futura que o corte fiscal acarreta. Esse aumento da poupança privada compensará exatamente o decréscimo da poupança pública. A poupança nacional permanece a mesma.

Dessa forma, pretendemos investigar se a dívida pública realmente importa. Destacamos ainda que tais resultados tenham contribuições relevantes, uma vez que esse tema não tem tido a devida atenção desde que grande parte da academia admite a equivalência Ricardiana quase como um dogma. A idéia é chamar a atenção para essa discussão novamente, que tem ficado em estado de hibernação desde os anos setenta, com a publicação do paper seminal do Barro (1974) intitulado: “Are Government Bonds Net Wealth?”.

2. Interação entre política fiscal e monetária

O Brasil vem apresentando sistematicamente desequilíbrios macroeconômicos interno e/ou externo especialmente a partir dos choques do

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petróleo na década de 70. As políticas de estabilização de preços e de produto recorrentemente resultam em desequilíbrios das dívidas interna e/ou externa.

Uma das possíveis explicações dos desequilíbrios dos estoques das dívidas deve-se às possíveis inconsistências entre as políticas fiscal e monetária. Bittencourt (2003) discute esse tema desde o compromisso dos ideais liberais em Friedman (1948) até as proposições dos novos keynesianos e da Teoria Fiscal do Nível de Preços (TFNP).

Para Friedman (1948), o orçamento do Governo é uno e, portanto, não há separação entre as políticas fiscal e monetária. Nesse contexto, não faz sentido discutir coordenação de políticas. A inconsistência entre as políticas seria meramente nominal. O orçamento do Governo seria respeitado via ajuste tributário ou inflacionário. Em outras palavras, a emissão monetária seria decorrente de formação de déficit fiscal. O orçamento tenderia a ser sempre equilibrado, sujeito apenas a variações cíclicas. A taxa de câmbio deveria simplesmente flutuar. 4

Friedman (1959) propõe uma regra monetária de crescimento da moeda de forma fixa e consistente, além de algumas sugestões sobre o funcionamento do Tesouro e do sistema bancário. Ao contrário de sua proposição de 1948, ele sugeria separação das políticas monetária e fiscal. A proposta de 1959 seria mais factível (e também mais simples e transparente) em termos de implementação do que a de 1948. O controle discricionário da oferta monetária poderia minimizar ou suavizar os ciclos econômicos. Com a regra de expansão monetária alinhada à taxa de crescimento natural da economia, emergia o Friedman monetarista.

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Podem-se observar, grosso modo, duas vertentes quanto à interação entre as políticas monetária e fiscal: os monetaristas, que procuram reduzir ações intervencionistas e que são contra políticas econômicas discricionárias, e os keynesianos, que são mais intervencionistas e se destacam por procurar estabelecer políticas monetárias e fiscais ótimas. Na linha monetarista, destacam-se os trabalhos de Kydland e Prescot (1977), Lucas (1983), Sargent e Wallace (1981) e Sargent (1982). Por outro lado, várias contribuições destacam-se na linha keynesiana, como os trabalhos de Leeper (1991), Taylor (1993), Sims (1994) e Woodford (1995), dentre outros.

De certa forma, as críticas dos monetaristas aos keynesianos quanto à discricionariedade do policymaker na condução das políticas econômicas impulsionaram essa literatura e, portanto, o debate acadêmico. Os keynesianos buscaram regras de políticas ótimas, modeladas com fundamento microeconômico e com ênfase no papel das expectativas. Eles também incorporaram as expectativas racionais e fundamentaram melhor a rigidez de preços para se defenderem das críticas dos monetaristas. Tais esforços mantiveram em evidência a curva de Phillips e os efeitos não neutros da política monetária no curto prazo. Nesse contexto, os keynesianos cresceram com as críticas monetaristas.

No embate entre monetaristas e keynesianos, parece que a visão intervencionista keynesiana tem levado vantagem atualmente. Entretanto, com a inserção da hipótese de equivalência ricardiana, a política fiscal ficou relegada ao segundo plano, gerando distanciamento entre as literaturas de políticas monetárias e fiscais ótimas. Houve maior desconexão entre as

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políticas monetária e fiscal, arrefecendo o debate sobre a coordenação entre as duas políticas.

A polêmica sobre as políticas monetária e fiscal tem-se restringido basicamente à discussão entre regras versus comportamento discricionário. Atualmente, essa contenda tem enfatizado principalmente as propostas de metas inflacionarias. A regra de política monetária ótima assevera que a política fiscal não tem relevância para a política monetária, pois se considera implicitamente que a dívida pública é solvente. Em outras palavras, a autoridade fiscal sempre ajusta os tributos para garantir a solvência da dívida. De fato, num regime fiduciário, a dívida sempre será solvente, uma vez que se pode utilizar a senhoriagem como fonte de receita. Nesse contexto, com a política fiscal relegada ao segundo plano, a discussão sobre coordenação entre políticas monetária e fiscal enfraquece-se.

Países que correntemente empregam o regime de metas inflacionariam como Reino Unido, Canadá e Nova Zelândia, não possuem sérios desequilíbrios fiscais, ao contrário de boa parte dos países emergentes. No caso específico do Brasil, a elevada taxa de juros, que é muito superior à taxa de crescimento da economia, gera efeito desestabilizador ao impor sucessivos déficits nominais. Nesse sentido, parece correto considerar a possibilidade de coordenação das políticas monetária e fiscal para se manter a estabilidade econômica. Sargent e Wallace (1981) discutem essa questão no seu trabalho seminal relativo à desagradável aritmética monetarista.

Sargent e Wallace (1981) consideram que, se a política monetária afeta a extensão na qual a senhoriagem é explorada como fonte de receita, as políticas monetárias e fiscais devem ser coordenadas. Nesse sentido, a política

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de estabilização de preços depende da seguinte questão: Quem age primeiro, a autoridade fiscal ou a monetária? Visto de outra forma, quem impõe disciplina sobre quem? A desagradável aritmética monetarista sugerida pelos autores surge de um processo de coordenação de políticas no qual a política fiscal domina a política monetária, e a autoridade monetária se depara com restrições impostas pela demanda por títulos do Governo. Esse é um possível caso de política fiscal ativa e de comportamento monetário passivo.

Muitos trabalhos mostram a política de equilíbrio como resultado de um jogo entre autoridades fiscal e monetária. Sargent (1986), por exemplo, descreve um regime ricardiano no qual a autoridade monetária é o jogador dominante enquanto a autoridade fiscal é o seguidor. Nesse sentido, a autoridade fiscal aumenta a alíquota tributária para satisfazer a condição de equilíbrio orçamentário. Esse é um exemplo de política fiscal passiva e de política monetária ativa.

Para Leeper (1991), o que distingue uma política ativa de uma passiva é o fato de que a política ativa não se preocupa apenas com o comportamento de variáveis corrente ou passada (política passiva), mas também com o comportamento esperado de certas variáveis em dado período futuro. Nesse contexto, uma política ativa não é restringida pelas condições correntes, mas é livre para escolher uma regra de decisão que dependa de variáveis passada, corrente ou futura. Já uma política passiva ou uma autoridade (fiscal ou monetária) passiva é restringida pelas decisões de otimização do consumidor e pelas ações da autoridade ativa. Se a política fiscal é passiva, por exemplo, a regra de decisão da autoridade fiscal dependerá necessariamente da dívida pública corrente e/ou passada.

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Blanchard (2004) ressalta que a discussão relativa ao tema da dominância fiscal sobre a monetária não é nova, discorrendo desde a moderna literatura de Sargent e Wallace (1981), a exemplo de Some Unpleasant Monetarist Arithmetic, até a teoria fiscal do nível de preços de Woodford

(2003).5 Nesse sentido, estudos recentes, como os de Leeper (1991), Sims

(1994), Woodford (1994, 1995, 1997, 2001 e 2003) e Cochrane (1998,

2001a,b),têm mostrado renovado interesse na discussão sobre coordenação e

interação entre políticas monetária e fiscal. Destaque-se que antes do artigo de Sargent e Wallace (1981), Martins (1980) desenvolve um artigo seminal onde estabelece que os preços dos títulos sejam equivalentes ao nível de preços, e a taxa de juros nominal é determinada pela razão estoque da dívida e estoque de moeda. Nesse contexto, a divida afeta da taxa de juros nominal. Araújo e Martins (1999) mostram que a presença da dívida do governo afeta adversamente a taxa de crescimento do estoque de capital.

O principal ponto enfatizado pela linha de pesquisa da TFNP é que o valor presente da restrição orçamentária do Governo e a política fiscal são fatores determinantes na determinação do nível de preços.

O argumento supracitado vai de encontro à teoria tradicional de determinação dos preços, na qual o estoque de moeda e, portanto, a autoridade monetária é o único determinante do nível de preços. Além disso, a política fiscal, explícita ou implicitamente, ajusta passivamente o superávit primário para garantir a solvência do Governo para qualquer nível de preços. 6

O argumento contrário ao parágrafo supracitado releva o ponto da TFNP. Se a autoridade fiscal é livre para escolher o superávit primário

5

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independentemente da dívida do Governo, então é o nível de preços que deve se ajustar para satisfazer o valor presente da restrição orçamentária do Governo, de forma que exista somente um nível de preços compatível com o equilíbrio. 7

A teoria fiscal do nível de preços pode ser entendida, de forma simplista, como uma aplicação de um dos aspectos discutidos por Sargent e Wallace (1981), em que o comportamento da política fiscal pode impor restrições sobre os resultados que a política monetária pode alcançar.

A principal distinção entre a teoria clássica e a TFNP está na interpretação do valor presente da restrição orçamentária do Governo. De acordo com a interpretação de tradição monetarista, a equação intertemporal do Governo é uma restrição assegurada para qualquer nível de preços. De acordo com a TFNP, a equação intertemporal do Governo é uma condição de equilíbrio e, como tal, seleciona o nível de preço de equilíbrio.

A distinção entre regimes ricardianos e não ricardianos traz importantes implicações para a política econômica. Com base na tradição monetarista, uma boa prescrição de política monetária é condição necessária e suficiente para a garantia de baixa inflação. Um banco central independente, com forte compromisso institucional para garantir a estabilidade de preços, deverá compelir a autoridade fiscal a adotar uma política fiscal correta e responsável.

Para a TFNP, uma boa prescrição de política monetária não é uma condição suficiente para a garantia de baixa inflação, a menos que medidas adicionais sejam levadas em conta para restringir a liberdade da autoridade

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Esse regime é denominado por Woodford (1995) de Ricardian price determination. 7

Inversamente, esse regime é denominado por Woodford (1995) de Non-Ricardian price determination.

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fiscal. Nesse contexto, torna-se imprescindível a coordenação entre as políticas monetária e fiscal.

3. Revisão da literatura sobre a validade do regime ricardiano para a economia brasileira

Loyo (1999) foi o primeiro a argumentar que a TFNP pode explicar as elevadas taxas de inflação observadas no Brasil no final dos anos 70 e início dos anos 80.

Tanner e Ramos (2003), utilizando uma base de dados mensal, examinam várias questões a respeito da sustentabilidade e ajustamento fiscal de 1991 a 2000. Eles mostram que antes do Plano Real (1994), o regime parece ter dominância fiscal (não ricardiano) ao contrario da dominância monetária, uma vez que o superávit primário não responde a mudanças da dívida real do governo. Após o Plano Real, há evidencias de dominância monetária com base em curtos períodos de análise. Os autores concluem, com base nos resultados encontrados, que não necessariamente há impedimentos para uma política monetária independente e para comprometer a credibilidade do regime de meta inflacionaria. A metodologia utilizada inclui testes de raiz unitária, testes de causalidade de Granger e funções de impulso resposta.

Rocha e Silva (2004) seguem a metodologia proposta por Canzonery, Cumby e Diba (2001) para testar a validade do regime ricardiano para a economia brasileira de 1996 a 2000. Eles usam testes de raiz unitária e VAR para concluir que o regime ricardiano é confirmado no período analisado. Fialho e Portugal (2005) usam uma base de dados mensal de 1995:1 a 2003:9, e também seguem a metodologia de por Canzonery, Cumby e Diba (2001). Eles aplicam a abordagem de Muscatelli et al. (2002) para investigar as

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interações entre as políticas monetária e fiscal e usam o modelo de vetor autoregressivo Markov-switching (Krolzig, 1997). Eles concluem que a coordenação macroeconômica entre políticas monetárias e fiscais no Brasil foi virtualmente uma política substituta, com um regime de predominância monetária.

No período analisado por Blanchard em 2002 e 2003, de fato o Brasil encontrava-se numa situação muito delicada, de alta instabilidade e incertezas, pois 2002 foi ano pré-eleitoral e 2003, o primeiro ano do atual Governo. Os resultados de Blanchard (2004) mostram que o Brasil poderia estar operando numa situação onde a política fiscal seria ativa e a monetária passiva. Nesse contexto, justifica-se a expressão fiscal dominance utilizada pelo autor.

Nishijima (2005) estima uma regra ótima de taxa de juros para o período de 2001 a 2003, quando a taxa de inflação corrente excedia o intervalo estipulado pela meta inflacionaria, e também caracteriza tal período pela chamada “dominância fiscal”. Discute os canais de transmissão da política monetária relacionando a política de fixação de juros, que visa alcançar dada meta inflacionaria, com o risco de default da dívida pública, prêmio de risco da taxa de câmbio e risco-país. O autor destaca que a taxa de juros fixada pelo BACEN respondia diretamente ao incremento do risco-país e da dívida do Governo. Esse resultado mostra que a dívida pública afeta a taxa de juros e, portanto, interfere na determinação do nível de preços. Nesse contexto, tal resultado sugere uma política monetária passiva e uma política fiscal ativa, condizente com a TFNP ou com a chamada “dominância fiscal”.

Carneiro e Wu (2005) argumentam que a economia brasileira, no período de 1995 a 2002, apresenta características de regime de dominância

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fiscal. Destacam que o alto grau de endividamento interno e externo pode fazer com que decisões de política monetária possuam efeitos perversos sobre a economia e sobre a eficácia da política monetária como instrumento de controle da inflação. Os autores entendem efeitos perversos, em geral, como os efeitos inflacionários decorrentes das elevadas taxas de juros.

No contexto supracitado, alegam que elevado grau de endividamento público pode provocar efeito perverso sobre a eficácia da política monetária como instrumento de controle da inflação, na medida em que gera desconfiança. Mostram ainda que um segundo efeito perverso decorre do endividamento privado externo, na medida em que essa variável pode intensificar a magnitude do efeito contra cíclico da taxa de câmbio.

Moreira, Souza e Almeida (2007) usam o modelo de Leeper (1991 e 2005) para testar a TFNP e encontram evidencias empíricas em favor de um regime não-ricardiano com dados trimestrais de 1995:1 a 2006:4. Com base na estimativa de uma curva IS (que incorpora o déficit nominal) e de uma Curva de Phillips, os autores mostram que a variável fiscal é estatisticamente significante e que ela afeta de uma forma direta o hiato do produto e de uma forma indireta a taxa de inflação. Nesse contexto, eles atestam que a política monetária é passiva e que a política fiscal é ativa.

4. Alguns aspectos metodológicos

A base de dados trimestral relativo ao período de 1995:I a 2008:III teve como principal fonte o Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada - IPEA. A seguir relacionamos as variáveis que foram coletadas no ipeadata e as respectivas nomenclaturas adotadas nesse trabalho (entre parênteses): meio de pagamento – fim de período – em R$ milhões ( M ); PIB – preços de

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mercado - em R$ milhões (Y ); taxa de juros % – over/Selic ( R ) ; investimento ou formação bruta de capital fixo - em R$ milhões ( I ); deflator implícito do PIB ( P ); taxa de câmbio nominal – R$/US$ - comercial – compra – média ( E ); taxa de câmbio efetiva real – INPC – exportações ( e ); superávit primário ou NFSP – governo federal e banco central – primário – c/desvalorização cambial – em R$ milhões ( SP ); taxa de inflação – IPCA - % a.m. – (π ). A receita direta do governo federal, ou seja, os impostos diretos - em R$ milhões (ID) - resulta do somatório dos impostos de renda pessoa física e jurídica e imposto sobre a

propriedade territorial rural. Utilizamos como proxy para a dívida pública os

títulos públicos federais e operações de mercado aberto ( B ), cuja fonte é o Banco Central. Utilizamos também uma variável dummy para diferenciar o período de câmbio administrado (1995:I a 1998:IV) do câmbio “flexível” no período subseqüente.

O PIB real foi calculado com base no deflator implícito do PIB. Para calcular o hiato do produto (y) usamos o filtro Hodrick-Prescott onde definimos como a diferença entre PIB real e PIB potencial (trend). Um valore positivo indica excesso de demanda. A taxa de crescimento do produto (

*

y) é calculada com

base no PIB real. Para calcular a taxa de juros real ( r ) utilizamos o IPCA8. Em todas as estimativas utilizamos as variáveis em log.

Os modelos de series temporais a serem estimados serão explicitados no item 5. Utilizaremos testes de Cointegração de Johansen e de raiz unitária, além de modelos de equações simultâneas - GMM com variáveis

8

A taxa de juros real foi calculada da forma tradicional, onde (1+R_t)= (1+r_t)* [1+E_t(π_t₊₁)], onde assumimos que E_t(π_t₊₁)=π_t₊₁

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instrumentais. Analisaremos as equações de longo prazo resultante dos testes de cointegração enfocando principalmente se a dívida pública é significante e se está com o sinal esperado com base no modelo teórico apresentado. Outras técnicas padrão de séries temporais também são utilizadas, como testes de fraca exogeneidade. As técnicas econométricas aqui utilizadas são largamente aplicadas na literatura e são apresentadas em vários livros de econometria a exemplo de Hamilton, (1994), Johsnton e DiNardo (1997), Green (2000), Maddala (2000).

Deve-se usar GMM com variáveis instrumentais para estimar sistemas de equações, a exemplo da equação IS fiscal e a equação que mostra a relação entre superávit primário e dívida pública. Sabe-se que quando as variáveis não são estacionárias, esperam-se problemas específicos relativos aos procedimentos convencionais de inferência com base em regressões por mínimos quadrados ordinários (MQO). Almeida, Pinheiro e Moreira (2002), destacam ao citarem Johnston e Dinardo (1997, p.317), que é importante saber se problemas similares surgem no contexto das regressões de mínimos quadrados em duas fases ao se defrontarem com esses problemas. Esse problema é investigado por Cheng Hsiao (1997a, 1997b). A conclusão do trabalho de Hsiao é a de que a inferência com estimadores de 2SLS com uso de variáveis instrumentais continua válida, mesmo no caso de séries não

estacionarias ou não cointegradas9. Nesse contexto, as mesmas conclusões de

Hsiao também são validas quando aplicado o GMM. Esse método também é amplamente utilizado na literatura a exemplo dos trabalhos de Almeida, Souza e Moreira (2004 e 2006), Moreira, Souza e Almeida (2007).

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5. Apresentação dos modelos não Ricardianos e seus resultados

Nessa seção apresentamos evidências empíricas de testes de sustentabilidade fiscais e estimativas de diversos modelos teóricos relacionando o impacto de variáveis fiscais sobre variáveis nominais e reais da economia. Optamos por fazer um breve resumo dos diversos modelos teóricos apresentados em cada subseção para o melhor entendimento dos resultados encontrados.

5.1- Efeito da dívida pública sobre a demanda por moeda

Kneebone (1989) define a demanda real por moeda como função de uma relação negativa com a taxa de juros nominal e positiva com o produto e a riqueza real10. A definição de riqueza liquida real é dada por

W =M/P+β(B/P) (1)

onde W é o valor da riqueza real líquida dos agentes privados; β é a fração dos títulos do governo que os agentes privados percebem como riqueza líquida

(0≤β ≤1); B é o estoque nominal dos títulos da dívida pública; Y/P é o

produto real; R é a taxa nominal de juros; P é o nível de preços e M é a oferta de moeda nominal. Assim, a definição da demanda real de moeda é dada por

M/P=L1(Y/P)+L2R+L3[M/P+β(B/P)] (2) Seguindo Kneebone (1989), após dividir a equação (2) por Y/P tem-se

m=L1 +L2R+L3(m+βb) (3) onde L₁ >0, L₂ <0 e L₃ >0; m=M/Y; b= B/Y.

A equação (3) pode ser escrita de outra forma como b L L R L L L L m=( ₁/1− ₃)+( ₂/1− ₃) +β( ₃/1− ₃) (4) 10

Scarth (1996) trabalha com uma abordagem similar para a demanda real por moeda em um contexto de equivalência não ricardiana.

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Agora, nós definimos uma equação estocástica a partir da equação (4) tal que t t t t R b m =β0 +β1 +β2 +η (5) onde β₀ =(L₁/1−L₃);β₁ =(L₂ /1−L₃)eβ₂ =β(L₃/1−L₃). Seβ₂ é estatisticamente igual a zero nós impomos a hipótese de equivalência Ricardiana.

Estimamos a equação (5) com as variáveis em logaritmo. A tabela em anexo A1 mostra que m, b e R são não estacionárias. Os testes de cointegração de Johansen mostram que há duas equações de cointegração ao nível de 5% de significância, conforme tabela em anexo A.4 e A.5. Também utilizamos a variável dummy (como variável exógena no VAR) no modelo aqui apresentado. A equação de longo prazo mostra que

t t

t R b

m =−1,924 −0,286 +0,820 (6) (0,088) (0,087) (0,114)

Os valores entre parênteses representam os desvios-padrão dos respectivos coeficientes estimados. De acordo com a equação de longo prazo, nota-se que para cada 1% de incremento da relação Divida/PIB, há um incremento de 0,82% da demanda por moeda. Há uma correlação (Pearson) positiva de 94,2% entres essas duas variáveis a um nível de significância de 1%. Com base na estatística Qui-quadrado, no valor de 15,197, rejeita-se a hipótese nula de fraca endogeneidade da relação Dívida/PIB (prob. < 0,001). Como esperado, há uma relação negativa entre taxa de juros e demanda por moeda. Nota-se que para cada 1% de incremento da Selic, há uma redução de 0,286% da demanda por moeda.

(23)

5.1.1 - Teste de sustentabilidade fiscal e efeito da dívida pública sobre a demanda por moeda

A literatura mostra que existem diversas formas de testar a sustentabilidade fiscal. Uma boa resenha e análise sobre testes de sustentabilidade fiscal são apresentadas por Luporini (2006). Nós utilizamos especificamente a abordagem de Buiter e Patel (1992), também descrita por Luporini (2006), por uma questão de conveniência metodológica, uma vez que podemos utilizar a equação sugerida pelos autores para estimar equações simultâneas via GMM.

Buiter e Patel (1992) propõem, com base no artigo de Wilcox (1989), um critério de solvência forte que além da estacionariedade da dívida, esta não pode possuir uma tendência positiva, estocástica ou determinística. O teste consiste em estimar a equação apresentada a seguir:

∑

∞ = − + + + = 1 1 0 i t i t i t trend B B α α β ε (7)

onde B é a dívida pública, trend é o termo da tendência e ε é o termo

estocástico. A insolvência poderá ocorrer se ao menos uma das condições abaixo for satisfeitas, conforme Buiter e Patel (1992).

i) As raízes de 1−β(L)não se encontram todas fora do círculo unitário, isto é, a equação diferencial não é estável;

ii) existe uma tendência determinística, tal que, α₁ ≠0 e o coeficiente é possivelmente positivo;

iii) a média expectacional é não nula, isto é, α₀ ≠0tal que o processo que rege a dívida pode ser estacionário, mas sua média expectacional não é nula.

(24)

Seguindo ainda Buiter e Patel (1992) onde t t

t trend B

B =α₀ +α₁ +β ₋₁ +ε (8)

a hipótese nula de insolvência é dada por β₁ =1 e α₁ =0. Nesse contexto, tem-se que:

i) Se a hipótese nula não é rejeitada, a dívida descontada é não estacionária, a política fiscal é insustentável e levará à insolvência se tal situação se mantiver indefinidamente;

ii) se a hipótese nula é rejeitada mas há uma tendência determinística positiva, a política fiscal é fracamente sustentável pois eventualmente o problema de insolvência surgirá;

iii) se a hipótese nula é rejeitada e não pode-se rejeitar β₁ <1 e α₁ =0, então se houver uma média positiva tal que α₀ >0, mais uma vez tal situação levará a uma eventual insolvência.

A equação (8) pode ser normalizada pelo produto tal que t t

t trend b dummy

b =α₀ +α₁ +β ₋₁+α₂ +ε (9)

com as variáveis em logaritmo, onde introduzimos uma dummy para diferenciar o período de câmbio fixo (administrado) do período de câmbio flutuante que começou a vigorar a partir de janeiro de 1999. Dessa forma podemos estimar as equações (9) e (5) em forma de sistema via GMM.

Os resultados apresentados na tabela 1 mostram que todas as variáveis são estatisticamente significantes ao nível de 1%, exceto a constante e a tendência. Com base no teste de Wald a hipótese nula não é rejeitada, onde Ho: β₁ =1 e α₁ =0, com um qui-quadrado no valor de 1,4286 e um p-value de 0,4895. Nesse contexto, como a hipótese nula não é rejeitada temos uma

(25)

política fiscal insustentável e que levará à insolvência se tal situação se mantiver indefinidamente.

Tabela 1 – Estimativa GMM com Kernel: Bartlett, Bandwidth: Fixed: bt =α0 +α1trend+βbt−1 +α2dummy+εt

Variáveis Coeficientes Desvio-padrão

Estatística t Valor prob. Constante 1,62E-06 0,0079 0,0002 0,9998 Tendência -0,0002 0,0003 -0,6881 0,4931

Dívida/PIB(-1) 1,0269 0,0243 42,3339 <0,0001

Dummy 0,0719 0,0107 6,6889 <0,0001

R2 0,9769 R2 ajustado 0,9754

Nota: Instrumentos b(-3,-4,-5,-6), m(-3,-4,-5,-6), R(-3,-4,-5,-6), constante

O método de GMM com Bartlett Kernel, aplicado conjuntamente para as duas equações em forma de sistema, conduz às estatísticas apresentadas nas tabelas 1 e 2. A especificação do modelo é testada pela estatística J associada com restrições de sobreidentificação. O valor da estatística J de 0,27 com um p-value de 0,975 não indicam evidencias para rejeitar a especificação do modelo.

Tabela 2 – Estimativa GMM Kernel: Bartlett, Bandwidth: Fixed: t

t t

t R b

m =β₀ +β₁ +β₂ +η

Estatística t Valor prob. Constante 0,1637 0,0027 60,9467 <0,001

Selic -0,0335 0,0041 -8,1930 <0,001

Dívida/PIB 0,0818 0,0030 27,0272 <0,001

R2 0,8616 R2 ajustado 0,8556

Nota: Instrumentos b(-3,-4,-5,-6), m(-3,-4,-5,-6), R(-3,-4,-5,-6), constante

Os resultados apresentados na tabela 2 mostram que todas as variáveis são estatisticamente significantes ao nível de 1%. Os coeficientes apresentam os sinais esperados de forma que para cada 1% de incremento da taxa de juros, há uma redução na demanda por moeda de 0,033% e para cada 1% de

(26)

incremento na razão dívida/PIB há um aumento de 0,082% na demanda por moeda. Isso mostra que uma parcela da dívida pública é considerada pelos agentes econômicos como riqueza liquida e, portanto, resulta num regime não ricardiano.

Destaque-se que os resultados apresentados nas tabelas 1 e 2 são consistentes ao mostrarem que no período considerado há evidências empíricas de que o Brasil possui uma política fiscal insustentável e que se encontra em um regime não ricardiano.

5.2 – Efeito da dívida pública sobre o superávit primário

Bohn (1998) procura avaliar a sustentabilidade da política fiscal a partir da resposta do superávit primário a mudanças na razão dívida/PIB. Simplificamos essa relação através de uma regressão com variáveis em logaritmo da seguinte forma:

SP/Y = 0,004 + 0,031*B/Y (10)

(0,002) (0,003)

As tabelas em anexo mostram que ambas as variáveis são I(1) e que cointegram ao nível de significância de 5%. Os valores entre parênteses representam os desvios-padrão dos respectivos coeficientes estimados. De acordo com a equação de longo prazo, nota-se que para cada 1% de incremento da relação Divida/PIB, há um aumento de 0,031% da razão Superávit primário/PIB. A correlação (Pearson) positiva entre as duas variáveis é de 74,7%, a um nível de significância de 5%. Destaque-se ainda que, com base na estatística Qui-quadrado, no valor de 1,168, não rejeita-se a hipótese nula de fraca endogeneidade (prob = 0,279) , isto é, a razão Divida/PIB é fracamente exógena.

(27)

5.2.1 - Teste de sustentabilidade fiscal e efeito da dívida pública sobre o superávit primário

Os resultados apresentados na tabela 3 mostram que todas as variáveis são estatisticamente significantes ao nível de 1%, exceto a constante e a tendência. Nesse contexto, como a hipótese nula não é rejeitada temos uma política fiscal insustentável e que levará à insolvência se tal situação se mantiver indefinidamente.

Tabela 3 – Estimativa GMM com Kernel: Bartlett, Bandwidth: Fixed: bt =α0 +α1trend+βbt−1 +α2dummy+εt

Estatística t Valor prob. Constante 0,0009 0,0086 0,1105 0,9122 Tendência -2,80E-05 0,0003 -0,0799 0,9365

Dívida/PIB(-1) 1,0123 0,0201 50,3442 <0,0001

Dummy 0,0691 0,0086 8,0382 <0,0001

R2 0,9815 R2 ajustado 0,9803

Nota: Instrumentos b(-2,-3,-4,-5,-6), sp(-2,-3,-4,-5,-6), R(-2,-3,-4,-5,-6), constante

O método de GMM com Bartlett Kernel, aplicado conjuntamente para as duas equações em forma de sistema, conduz às estatísticas apresentadas nas tabelas 3 e 4. O valor da estatística J de 0,274 com um p-value de 0,90 não indicam evidencias para rejeitar a especificação do modelo.

t

t b

sp =β₀ +β₁ +η

Estatística t Valor prob. Constante 0,0049 0,0006 7,6443 <0,0001 Dívida/PIB 0,0305 0,0014 21,7183 <0,0001

R2 0,6151 R2 ajustado 0,6070

Nota: Instrumentos b(-2,-3,-4,-5,-6), sp(-2,-3,-4,-5,-6), R(-2,-3,-4,-5,-6), constante

Os resultados apresentados na tabela 4 mostram que todas as variáveis são estatisticamente significantes ao nível de 1%. Os coeficientes apresentam

(28)

os sinais esperados de forma que para cada 1% de incremento da razão dívida/PIB, há um incremento na razão superávit primário/PIB de 0,03%. Isso mostra que o superávit primário reage às variações da dívida pública.

5.2.2 - Breve comentário sobre a relação entre superávit primário, conta única do tesouro nacional e base monetária

Vale à pena ressaltar que o superávit primário do governo federal está contabilizado na conta única do tesouro nacional. A conta única por sua vez faz parte do passivo não monetário do Banco Central. Considerando-se que a variação da base monetária é dada pela diferença entre a variação dos ativos do BACEN e a variação do passivo não monetário, se há um incremento do superávit primário e, portanto, da conta única do tesouro contabilizada no passivo não monetário, então, tudo o mais constante, haverá uma redução da base monetária. Nesse contexto, sucessivos aumentos do superávit primário levam à redução da base monetária, ceteris paribus, e por conseqüência, redução dos meios de pagamentos. Esse arranjo institucional mostra que há um canal direto de transmissão da política fiscal para a política monetária. Aliado a esse fato, se a dívida pública que responde a variações no superávit primário afeta positivamente a demanda por moeda, então é de se esperar que tanto a divida pública quanto o superávit primário afetem a taxa de juros. Mas em que direção?

Se considerarmos que a taxa de juros é determinado pela oferta e demanda por moeda, e se de um lado a demanda por moeda responde positivamente a variações da divida pública, dado a oferta de moeda, haverá um incremento da taxa de juros. Por outro lado, sabendo-se que incrementos do superávit primário afetam a base monetária reduzindo-a, mais uma vez

(29)

ceteris paribus, haverá um movimento no sentido de alta da taxa de juros. Esse é apenas um exercício intuitivo para avaliar a direção da taxa de juros dado um incremento da dívida pública, embora saibamos que num regime de metas inflacionárias a oferta de moeda é endógena, pelo fato do BACEN controlar a Selic Na subseção seguinte analisaremos os efeitos da dívida pública sobre a taxa de juros.

5.3 - Teste de sustentabilidade fiscal e efeito da dívida pública sobre a taxa de juros

Martins (1980) desenvolve uma teoria de determinação da renda e da taxa de juros nominais assumindo a hipótese de que em diferentes períodos os agentes econômicos podem carregar moeda e títulos públicos. Os agentes levam em conta a restrição orçamentária do governo e não se preocupam com a taxa de desconto futura dos passivos associados com a emissão de títulos do governo. De acordo com essa teoria, o preço dos títulos é análogo ao nível de preços. Além disso, a taxa de juros nominal é determinada pela razão entre os estoques de títulos do governo e de moeda e ela não guarda qualquer relação com a taxa de expansão do nível de preços. Esse resultado implica que a teoria de Fisher (Fisher [1930], chaps. 2 and 19) da taxa de juros nominal não se mantém.

Com base no modelo de Martins (1980) nós podemos escrever a equação fundamental como R_t = B_t/M_t onde R_t =(1+i_t). O subscrito t representa o tempo, i representa a taxa de juros nominal, B representa o estoque de títulos públicos e M representa o estoque de moeda. Aplicando logaritmo em ambos os lados da equação e representando-a de forma estocástica obtém-se

t t t t B M e R )=log( )−log( )+ log( (11)

(30)

Nesta seção estimaremos dois sistemas para avaliar o impacto da dívida pública sobre a taxa de juros (selic). O primeiro para avaliar o efeito direto da dívida pública sobre a taxa de juros, conforme tabelas 5 e 6. O segundo sistema, para avaliar o efeito indireto da dívida pública sobre a taxa de juros via superávit primário, conforme tabelas 7, 8 e 9. Dessa forma, também estaremos testando o efeito direto do superávit primário sobre a taxa de juros.

Os resultados apresentados na tabela 5 mostram que todas as variáveis são estatisticamente significantes ao nível de 5%, exceto a tendência. Nesse contexto, como a hipótese nula é rejeitada, mas há uma tendência determinística positiva, a política fiscal é fracamente sustentável, pois eventualmente o problema de insolvência surgirá.

Tabela 5 – Estimativa GMM com Kernel: Bartlett, Bandwidth: Fixed: B_t =α₀ +α₁trend+βB_t₋₁+α₂dummy+ε_t

Estatística t Valor prob. Constante 1,9346 0,6172 3,1344 0,0023

Tendência 0,0033 0,0019 1,7091 0,0908

Dívida (-1) 0,8522 0,0499 17,0591 <0,0001

Dummy -0,1051 0,0409 -2,5648 0,0120

R2 0,9957 R2 ajustado 0,9954

Nota: Instrumentos B(-2,-3,-4,-5,-6), R(-2,-3,-4,-5,-6), constante

O método de GMM com Bartlett Kernel, aplicado conjuntamente para as duas equações em forma de sistema, conduz às estatísticas apresentadas nas tabelas 5 e 6. A especificação do modelo é testada pela estatística J associada com restrições de sobreidentificação. O valor da estatística J de 0,22 com um p-value de 0,99 não indicam evidencias para rejeitar a especificação do modelo.

(31)

Tabela 6 – Estimativa GMM Kernel: Bartlett, Bandwidth: Fixed: t t t t B M R =β0 +β1 −β2 +η

Dívida 0,0245 0,0067 3,6683 0,0004

M 0,0325 0,0073 4,4298 <0,0001

R2 0,1225 R2 ajustado 0,0843

Nota: Instrumentos B(-2,-3,-4,-5,-6), R(-2,-3,-4,-5,-6), constante

Os resultados apresentados na tabela 6 mostram que todas as variáveis são estatisticamente significantes ao nível de 1%. O coeficiente da dívida pública indica que para cada 1% de incremento da dívida, há um incremento na taxa de juros de 0,02%. Isso mostra que a dívida do governo tem um impacto positivo e significante sobre a taxa de juros, sugerindo um regime não Ricardiano e uma política fiscal ativa. Podemos observar também que quando o governo aumenta a liquidez na economia, há uma redução na taxa de juros. Para cada 1% de aumento no agregado monetário M, obtém uma redução na taxa nominal de juros de 0,03%.

Os resultados relativos ao segundo sistema de equações são apresentados a seguir, com base em três equações, conforme tabelas 7, 8 e 9. Os resultados na tabela 7 mostram que todas as variáveis são estatisticamente significantes ao nível de 1%. Nesse contexto, como a hipótese nula é rejeitada, mas há uma tendência determinística positiva, a política fiscal é fracamente sustentável, pois eventualmente o problema de insolvência surgirá. O teste de Wald não aceita a hipótese nula de que β =1, com um p-value < 0,0001.

(32)

Tabela 7 – Estimativa GMM com Kernel: Bartlett, Bandwidth: Fixed: Bt =α0 +α1trend+βBt−1+α2dummy+εt

Estatística t Valor prob.

Constante 1,7303 0,1425 12,1408 <0,0001

Tendência 0,0025 0,0004 6,1506 <0,0001

Dívida (-1) 0,8691 0,0115 75,2616 <0,0001

Dummy -0,1086 0,0048 -22,4522 <0,0001

R2 0,9955 R2 ajustado 0,9952

Nota: Instrumentos B(-2,-3,-4,-5,-6), R(-2,-3,-4,-5,-6), SP(-2,-3,-4,-5,-6), constante

O método de GMM com Bartlett Kernel, aplicado conjuntamente para as três equações em forma de sistema, conduz às estatísticas apresentadas nas tabelas 7, 8 e 9. A especificação do modelo é testada pela estatística J associada com restrições de sobreidentificação. O valor da estatística J de 0,20 com um p-value de 0,90 não indicam evidencias para rejeitar a especificação do modelo.

Os parâmetros apresentados na tabela 8 são estatisticamente significantes a um nível de 1%. Observa-se que para cada 1% de incremento da dívida pública obtém-se um aumento do superávit primário de 0,85%.

t

t B

sp =β₀ +β₁ +η

Estatística t Valor prob. Constante -2,1326 0,0656 -32,4982 <0,0001

Dívida 0,8566 0,0048 177,7032 <0,0001

R2 0,6431 R2 ajustado 0,6355

Os resultados apresentados na tabela 9 mostram que todas as variáveis são estatisticamente significantes ao nível de 1%. Observa-se que para cada 1% de incremento do superávit primário há um incremento da taxa de juros nominal de 0,001%. Isso mostra que o superávit primário tem um impacto

(33)

positivo e significante sobre a taxa de juros, sugerindo uma política fiscal ativa e uma política monetária passiva, ou seja, um regime não Ricardiano. Podemos observar também que quando o governo aumenta a liquidez na economia, há uma redução na taxa de juros. Para cada 1% de aumento no agregado monetário M1, obtém uma redução na taxa nominal de juros de 0,006%.

t t

t SP M

R =β₀ +β₁ −β₂ +η

SP 0,0011 0,0001 6,8915 <0,0001

M 0,0065 0,0002 32,9243 <0,0001

R2 0,5067 R2 ajustado 0,4852

Considerando-se o efeito de um incremento da dívida pública ou do superávit primário sobre a taxa de juros, nada mais natural do que avaliarmos o efeito dessas mesmas variáveis fiscais sobre o nível de investimento da economia. Na próxima subseção analisaremos essa relação.

5.4- Efeito da dívida pública sobre o investimento

Araujo e Martins (1998) demonstram que é possível um crescimento de longo prazo sustentável em um modelo de um setor com gerações superpostas. Eles assumem uma tecnologia convexa, sem redistribuição de renda da geração mais velha para a mais nova, com taxação via imposto sobre a renda e sem altruísmo puro a la Barro (1974). Trabalhando com uma função de produção AK e assumindo uma hipótese na qual a função utilidade do agente incorpora um motivo herança absoluto, os autores derivam uma clara

(34)

implicação de política do modelo: um incremento na dívida governamental afeta negativamente a taxa de crescimento do estoque de capital tal que

) 1 )( 1 ( / 1 1 ₁ 1 1 δ δ δ + + − + − = − ₋ − − A K B A K K K _t _t t t t ₍₁₂₎

onde Kt é o estoque de capital no início do período t, Bt é o estoque de títulos

da dívida do governo no início do período t, A representa a tecnologia e o

coeficiente δ indica as preferências dos agentes. Essa equação mostra que a

taxa de crescimento do estoque de capital é endógena. Nesse contexto, o fluxo de financiamento da dívida como proporção do estoque de capital no período anterior afeta negativamente a taxa de acumulação de capital. Esse resultado deve-se do efeito deslocamento da redução do investimento produtivo em decorrência do incremento da dívida pública.

Considerando-se que a diferença entre o estoque de capital em t e t-1 é o investimento, Kt −Kt−1 =It, e que Yt−1 = AKt−1, podemos reescrever a equação (12) da seguinte maneira:

) / ( * / t−1= 0 + 1 t t−1 t Y B Y I β β (13) onde β0 =(δ A−1)/A(1+δ)e β1 =1/[A(1+A)(1+δ)].

Isto posto, vamos estimar a equação com as variáveis em logaritmo, conforme a seguir : t t t t t Y B Y u I / ₋₁=β₀ + β₁*( / ₋₁)+ (14)

onde o parâmetro β₁ mostra a relação entre as razões dívida(t)/PIB(t-1) e

investimento(t)/PIB(t-1), β0 é o parâmetro do intercepto e u é o erro (termo t

estocástico). Vamos verificar se o parâmetro β₁ é estatisticamente

(35)

sinal. Se β₁ for negativo e estatisticamente significante, então poderemos inferir que a razão dívida/PIB afeta negativamente a razão investimento(t)/PIB(t-1).

Em outras palavras, se β₁ = 0, nós impomos a hipótese de equivalência

Ricardiana.

Inicialmente verificaremos se as variáveis supracitadas são estacionárias. Se as variáveis não forem estacionárias, vamos checar se as mesmas cointegram. A tabela em anexo A1 apresentada em anexo mostra que ambas são não estacionárias. Nesse caso precisamos fazer um teste de cointegração para verificar se a regressão será validada, ou seja, para verificar se a regressão não é espúria.

Os testes de cointegração de Johansen mostram que há uma equação de cointegração ao nível de significância de 5%, conforme tabela em anexo A.2 e A.3. Destaque-se que utilizamos uma variável dummy (como variável exógena no VAR) no modelo aqui apresentados para representar dois períodos distintos: de janeiro de 1995 a dezembro de 1999 a economia brasileira apresentou um regime de câmbio administrado e a partir de 1999 o Brasil tem utilizado um regime de câmbio “flutuante”.

A equação de longo prazo resultante mostra que o parâmetro β₁ é

estatisticamente significante ao nível de 5%, conforme a seguir: ) / ( 220 , 0 621 , 1 / _t₋₁=− − _t _t₋₁ t Y B Y I (15) (0,073) (0,116)

Os valores entre parênteses representam os desvios-padrão dos respectivos coeficientes estimados. De acordo com a equação de longo prazo, nota-se que para cada 1% de incremento da relação Divida(t)/PIB(t-1), há uma redução de 0,22% da razão Investimento(t)/PIB(t-1). A correlação (Pearson)

(36)

negativa entre as duas variáveis é de -27,3%, a um nível de significância de 5%. Destaque-se ainda que, com base na estatística Qui-quadrado, no valor de 1,819, não rejeita-se a hipótese nula de fraca endogeneidade (prob. = 0,177), isto é, a razão Divida(t)/PIB(t-1) é fracamente exógena.

Destaque-se que a dívida pública não tem um papel neutro sobre a variável real da economia – razão investimento/PIB. Tal evidencia empírica sugere uma clara prescrição de política pública: o governo deve ter como meta reduzir a razão dívida/PIB. Uma redução da razão dívida/PIB gera um maior nível da razão investimento/PIB. A implicação desse resultado é mais crescimento, menos desemprego e, portanto, melhoria do bem estar da população.

5.4.1 - Teste de sustentabilidade fiscal e efeito da dívida pública sobre a formação bruta de capital fixo

Os resultados na tabela 10 mostram que todas as variáveis são estatisticamente significantes ao nível de 5%, exceto a tendência. Nesse contexto, se a hipótese nula não é rejeitada, a dívida descontada é não estacionária, a política fiscal é insustentável e levará à insolvência se tal situação se mantiver indefinidamente. O teste de Wald não rejeita a hipótese nula de que β₁ =1 e α₁ =0, com a estatística do qui-quadrado igual a 4,0573 e um p-value de 0,1315.

(37)

Tabela 10 – Estimativa GMM com Kernel: Bartlett, Bandwidth: Fixed: Bt =α0 +α1trend+βBt−1+α2dummy+εt

Variáveis Coeficientes

Desvio-padrão

Constante 0,3812 0,1837 2,0750 0,0408

Tendência 0,0016 0,0010 1,5888 0,1156

Dívida real (-1) 0,9549 0,0246 38,8315 <0,0001

Dummy 0,0378 0,0099 3,8098 0,0003

R2 0,9968 R2 ajustado 0,9966

Nota: Instrumentos B(-2,-3,-4,-5,-6), I(-2,-3,-4,-5,-6), R (-2,-3,-4,-5,-6), constante

O método de GMM com Bartlett Kernel, aplicado conjuntamente para as duas equações em forma de sistema, conduz às estatísticas apresentadas nas tabelas 10 e 11. A especificação do modelo é testada pela estatística J associada com restrições de sobreidentificação. O valor da estatística J de 0,274 com um p-value de 0,90 não indicam evidencias para rejeitar a especificação do modelo.

t

t Y B

I =β₀ +β₁ ₋₁+β₂

Estatística t Valor prob. Constante -3,1073 0,1800 -17,2566 <0,0001

PIB real (-1) 1,4357 0,0515 27,8792 <0,0001

Dívida real -0,2557 0,0301 -8,4955 <0,0001

R2 0,9781 R2 ajustado 0,9772

Nota: Instrumentos B(-2,-3,-4,-5,-6), I(-2,-3,-4,-5,-6), R (-2,-3,-4,-5,-6), constante

Os resultados apresentados na tabela 11 mostram que todas as variáveis são estatisticamente significantes ao nível de 1%. Observa-se que para cada 1% de incremento da dívida real há um decréscimo da formação bruta de capital fixo de 0,2561%. Isso mostra que a dívida tem um impacto negativo e significante sobre o investimento, sugerindo uma política fiscal ativa.

(38)

Podemos observar também o efeito positivo do PIB real defasado sobre o investimento.

Dado o efeito negativo da dívida publica sobre o nível de investimento, o caminho natural é testarmos o efeito dela sobre o produto. Nesse contexto, vamos checar na próxima seção o efeito do superávit primário sobre o hiato do produto. Depois testaremos o efeito da dívida pública sobre a taxa de crescimento da economia.

5.5– Efeito do superávit primário e sobre o hiato do produto

Nessa seção estima-se as equações da IS fiscal e da relação entre Superávit Primário e Dívida Pública. O método mais adequado para a estimativa em forma de sistema dessas duas equações é via GMM, com adequadas variáveis instrumentais. Todas as variáveis estão em forma de logaritmo.

A estimativa da equação que mede a resposta da razão superávit primário/PIB, SP/Y, aos níveis da razão dívida governamental/PIB, B/Y, pode ser definida como

t t t t a a SP Y a B Y u Y SP/ ) = ₀ + ₁( / ) ₋₁+ ₂( / )₋₁ + ( (16)

onde ut o termo estocástico.

A IS fiscal pode ser definida como

t t t t t t a a y a r a SP Y a e y = 3 + 4 ₋1 + 5 ₋1 + 6( / )₋1+ 7 ₋1 +η (17) onde yt é o hiato do produto, rt é a taxa de juros real, (SP/Y)t é a variável fiscal

de interesse (superávit primário/PIB), et é a taxa de câmbio real e ηt+1 é o termo estocástico. A denominação IS fiscal deve-se ao fato de considerarmos uma variável fiscal na curva IS. Admite-se que os termos estocásticos das equações (16) e (17) não são serialmente correlacionados.

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Com base nesse modelo podemos verificar os efeitos diretos da dívida pública sobre o superávit primário e o efeito indireto dessa variável (dívida pública) sobre o hiato do produto. Se a razão dívida pública/PIB for estatisticamente significante na equação (16) e se a razão superávit primário/PIB também for estatisticamente significante na equação (17), tem-se um indicativo de que a política fiscal é ativa. Isso significa que a dívida governamental afeta indiretamente uma variável real, o hiato do produto via superávit primário.

Os resultados apresentados na tabela 12 mostram que todas as variáveis são estatisticamente significantes ao nível de 1% e que para cada 1% de incremento na razão divida/PIB, a razão superávit primário/PIB reage aumentando em 0,023%.

Tabela 12 – Estimativa GMM com Kernel: Bartlett, Bandwidth: Fixed: (SP/Y)t =a0 +a1(SP/Y)t−1 +a2(B/Y)t−1+ut

Estatística t Valor prob. Constante 0,004 <0,001 18,045 <0,001

(SP/Y) (-1) 0,221 0,026 8,411 <0,001

[B/Y](-1) 0,023 <0,001 27,670 <0,001

R2 0,612 R2 ajustado 0,595

Nota Instrumentos: y(-3,-4,-5,-6), r(-3,-4,-5,-6), SP/Y(-3,-4,-5,-6), e(-3,-4,-5,-6), B/Y(-3, -4,-5,-6),c

O método de GMM com Bartlett Kernel, aplicado conjuntamente para as duas equações em forma de sistema, conduz às estatísticas apresentadas nas tabelas 12 e 13. A especificação do modelo é testada pela estatística J associada com restrições de sobreidentificação.O valor da estatística J de 0,28 com um p-value de 0,50 não indicam evidencias para rejeitar a especificação do modelo.

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Tabela 13 – Estimativa GMM Kernel: Bartlett, Bandwidth: Fixed:: yt =a3 +a4yt−1 +a5rt−1 +a6(SP/Y)t−1 +a7et−1+ηt Variáveis Coeficiente s Desvio-padrão

Estatística t Valor prob. Constante 0,431 0,029 15,047 <0,001 Hiato(-1) 0,771 0,013 59,371 <0,001 Juro-r(-1) -0,048 0,009 -5,316 <0,001 [SP/Y](-1) -2,963 0,250 -11,836 <0,001 Câmbio-r(-1) 0,006 0,003 2,091 0,039 R2 0,722 R2 ajustado 0,696

Nota Instrumentos: y(-3,-4,-5,-6), r(-3,-4,-5,-6), SP/Y(-3,-4,-5,-6), e(-3,-4,-5,-6), B/Y(-3,-4, -5,-6),c

Os resultados apresentados na tabela 13 também mostram que todas as variáveis são estatisticamente significantes ao nível de 5%. Dado um aumento de 1% na razão superávit primário PIB, há uma redução de 2,963% no hiato do produto tal que, o efeito final do incremento de 1% na razão divida/PIB será uma redução de 0,07% no hiato do produto de curto prazo. No longo prazo, levando em conta o efeito auto-regressivo do coeficiente do hiato defasado, o efeito final será uma redução do hiato do produto de 0,31%. Esse resultado mostra que há evidências empíricas de que a política fiscal é ativa.

Os demais coeficientes apresentam os sinais esperados de forma que para cada 1% de incremento da taxa de juros real, há uma redução no hiato do produto de 0,048% e para cada 1% de incremento do taxa de câmbio real há um aumento de 0,006% no hiato do produto.

Notem que embora haja reação do superávit primário em resposta a variações da divida pública, o que pode indicar preocupação por parte do governo com a restrição orçamentária, nada garante que a reação tenha ocorrido na magnitude adequada para tornar a dívida solvente. Se a magnitude da reação fosse adequada então a política fiscal seria passiva, isto é, ela não teria qualquer efeito sobre as variáveis reais, a exemplo do hiato do produto.

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5.6 - Teste de sustentabilidade fiscal e efeito da dívida pública sobre a taxa de crescimento do produto

Os resultados apresentados na tabela 14 mostram que todas as variáveis são estatisticamente significantes ao nível de 1%, exceto a tendência. Nesse contexto, como a hipótese nula é rejeitada e não se pode rejeitar β <1 e

0 1 =

α , então se houver uma média positiva tal que α₀ >0, mais uma vez tal

situação levará a uma eventual insolvência. Tais hipóteses foram confirmadas pelo teste de Wald.

Tabela 14 – Estimativa GMM com Kernel: Bartlett, Bandwidth: Newey-West bt =α0 +α1trend+βbt−1+α2dummy+εt

Constante 0,1569 0,0336 4,6625 <0,0001 Tendência -0,0015 0,0009 -1,5723 0,1194 Dívidat/PIB(-1) 0,8543 0,0615 13,8826 <0,0001 Dummy -0,1112 0,0407 -2,7306 0,0076 R2 0,9632 R2 ajustado 0,9607 Nota: Instrumentos b(-2,-3,-4,-5,-6), y_t ^ (-2,-3,-4,-5,-6), constante

O método de GMM com Bartlett Kernel, aplicado conjuntamente para as duas equações em forma de sistema, conduz às estatísticas apresentadas nas tabelas 14 e 15. O valor da estatística J de 0,191 com um p-value de 0,975 não indicam evidencias para rejeitar a especificação do modelo.