Três ensaios sobre a dívida pública e a

Três ensaios sobre a dívida pública e a determinação da taxa de juros
na economia brasileira
Tema: Ajuste Fiscal e Dívida Pública
Sumário
Resumo
6
1. Introdução
7
2. A condução da política monetária e o equilíbrio fiscal
11
2.1. O elo entre as políticas monetária e fiscal
13
2.2. Observações para o período pós-Real
20
2.3. À guisa dos resultados encontrados
25
Apêndice A: Metodologia para estimar o grau de independência do BCB
28
3. Conseqüências da estabilidade de preços para a dívida pública no período
pós-Real
30
3.1. Seleção de variáveis e período para a análise
31
3.2. Análise empírica – período I
34
3.3. Análise empírica – período II
43
3.4. Uma breve reflexão sobre os resultados obtidos
51
4. Prazo médio da dívida pública em mercado e taxa de juros
53
4.1. O referencial teórico: os modelos Giavazzi-Pagano e Calvo-Guidotti
55
4.2. Evidências empíricas
60
4.3. Síntese dos resultados
68
5. Conclusões
69
Referências bibliográficas
72
Apêndice B: Anexos de dados
75
Índice de figuras, tabelas e esquemas
Figuras
1 - Figura 2.1: Taxa de crescimento do PIB e taxa real de juros
20
2 - Figura 2.2: Dívida pública e superávit primário
22
3 - Figura 2.3: GIBC x NFSPP e GIBC x NFSPJR
24
4 - Figura 2.4: Dívida pública – IBC – indexador (SELIC)
26
5 - Figura 3.1: Evolução e correlograma das séries
34
6 - Figura 3.2: Função impulso-resposta para o VAR
41
7 - Figura 3.3: Evolução e correlograma das séries
44
8 - Figura 3.4: Função impulso-resposta para o VAR
49
9 - Figura 4.1: Evolução e correlograma das séries
62
10 - Figura 4.2: Função de resposta a impulso para o VAR
67
Tabelas
1 – Tabela 2.1: Estudos empíricos sobre a monetização de déficits
orçamentários
12
2 – Tabela 2.2: Estimações (MQO)
25
3 – Tabela A.1: Variáveis, pesos e códigos
28
4 – Tabela A.2: Agregação
29
5 – Tabela A.3: Estimativas para o Brasil – 1986-2002
29
6 – Tabela 3.1: Teste de Chow – estabilidade dos parâmetros (1994:8 –
2003:4)
34
7 – Tabela 3.2: Testes de raiz unitária – ADF
36
8 – Tabela 3.3: Critério de SC e HQ para ordem do VAR
37
9 - Tabela 3.4: Teste de precedência temporal de Granger
38
10 – Tabela 3.5: Decomposição da variância após 12 meses
39
11 – Tabela 3.6: Testes de raiz unitária – ADF
45
12 – Tabela 3.7: Critério de SC e HQ para ordem do VAR
45
13 – Tabela 3.8: Teste de precedência temporal de Granger
46
14 – Tabela 3.9: Decomposição da variância após 12 meses
47
15 – Tabela 4.1: Testes de raiz unitária – ADF
63
16 – Tabela 4.2: Critério de SC e HQ para ordem do VAR
64
17 – Tabela 4.3: Teste de precedência temporal de Granger
65
18 – Tabela 4.4: Decomposição da variância
66
19 – Tabela B.1: Anexo de dados
75
20 – Tabela B.2: Anexo de dados
75
Esquemas
1 – Esquema 1.1: Desagradável artimética monetarista e fiscal
19
2 – Esquema 4.1: Modelo Giavazzi e Pagano (1990)
57
3 – Esquema 4.2: Modelo Calvo e Guidotti (1990)
59
Resumo
Três ensaios sobre a dívida pública e a determinação da taxa de juros
na economia brasileira
Tema: Ajuste Fiscal e Dívida Pública
Dois pontos fundamentais se colocam para a análise da condução da
política econômica brasileira no período recente: (i) o uso da política monetária
para assegurar a estabilidade de preços; e (ii) a necessidade de uma política
fiscal que garanta a sustentabilidade da dívida pública. Assim, é importante
verificar se a tendência observada ao longo do Plano Real de haver uma
dissociação entre as políticas monetária e fiscal tem contribuído para a
obtenção do equilíbrio macroeconômico. O trabalho avalia os efeitos da
condução da política monetária sobre o equilíbrio fiscal e de que forma a
administração da dívida pública tem influenciado a determinação da taxa de
juros básica da economia brasileira no período pós-Real. Os resultados
encontrados sugerem que a coordenação das políticas monetária e fiscal
mostra-se recomendável para evitar custos sociais desnecessários. Além
disso, constatou-se que é necessário alterar a estrutura de indexação da dívida
pública como forma de contribuir para o aumento da credibilidade da política
antiinflacionária e ampliar o prazo da dívida.
6
1. Introdução
Desde o estudo realizado por Jan Tinbergen no início dos anos 50 a
relação entre os instrumentos e as metas para a política econômica tem
demandado a atenção de diversos economistas. Um ponto central nessa
literatura se refere à interdependência que há entre as políticas econômicas no
alcance das metas planejadas.1 A partir da análise de Sargent e Wallace
(1981) difundiu-se a idéia de que uma política monetária subserviente à política
fiscal (caso de dominância fiscal) pode prejudicar o controle da inflação.
Entretanto, os mesmos autores, recuperando o argumento presente em Cagan
(1956), salientam que a predominância da política monetária sobre a fiscal
(caso de dominância monetária) pode não ser suficiente para contornar o
problema. Uma condição a ser satisfeita é que o responsável pela condução da
política monetária não fixe a taxa de juros acima da taxa de crescimento do
PIB, pois, dessa forma, a economia pode entrar em uma rota explosiva para a
razão dívida/PIB no caso de persistência de déficits fiscais.
Nordhaus (1994) batizou a estratégia utilizada por diversos países de
dividir o controle sobre as políticas monetária e fiscal de “síndrome do jogo
monetário-fiscal”. De acordo com esta visão, na maioria dos grandes países as
políticas monetária e fiscal são independentes e têm objetivos conflitantes que
podem gerar obstáculos para o bom desempenho dos fundamentos
econômicos.2 O problema referente à falta de coordenação entre as políticas
econômicas despertou o interesse de pesquisadores ligados ao Fundo
1
Para uma análise do desenvolvimento teórico sobre esse tema ver Tinbergen (1952),
Mundell (1960), Brainard (1967), e Poole (1970).
2
Como exemplo ilustrativo pode-se citar o possível desequilíbrio do mercado financeiro e de
capitais, tendo como conseqüências elevadas taxas de juros reais, depreciação cambial,
inflação, desemprego, e o comprometimento do crescimento econômico.
7
Monetário Internacional para avaliar o problema. Laurens e La Piedra (1998)
verificaram que a falta de coordenação entre as autoridades monetária e fiscal
pode levar a uma baixa performance econômica para os países que adotaram
essa conduta. O argumento fundamental é que para o sucesso na consecução
dos diversos objetivos macroeconômicos é preciso que ambas as políticas
econômicas (fiscal e monetária) apresentem uma trajetória sustentável.
A taxa de juros possui papel destacado no estudo da relação entre as
políticas monetária e fiscal. É reconhecido que a taxa de juros representa o
instrumento mais importante à disposição da autoridade monetária para o
combate à inflação. Por outro lado, uma taxa de juros mais elevada pode
prejudicar o equilíbrio fiscal devido à incidência da mesma sobre o estoque da
dívida pública implicando déficits cada vez mais elevados. Portanto, há
limitações para o uso da taxa de juros na tentativa de estabilizar a inflação.
Além disso, não é adequada uma taxa de juros baixa resultante de uma
passividade monetária, pois há o risco de colocar a economia em uma rota de
aumento do endividamento público e aceleração inflacionária. Em suma, para
estabilizar a razão dívida/PIB e a taxa de inflação é preciso um esforço para o
alcance de uma disciplina fiscal concomitante ao combate à inflação.
Os argumentos teóricos reunidos acima estão presentes na condução da
política econômica recente da economia brasileira. A reciprocidade entre as
políticas fiscal e monetária mostra-se evidente desde a implementação do
Plano Real. No primeiro estágio do Plano houve a necessidade de um ajuste
fiscal para que pudesse ser implementada a estratégia monetária de
substituição da antiga moeda (Cruzeiros Reais) por um superindexador (a
8
URV) para depois introduzir a nova moeda (o Real).3 A partir de então, o
principal foco para a condução da política econômica tem sido a utilização de
estratégias para a política monetária com o objetivo de evitar o retorno da
inflação.
Dois pontos fundamentais se colocam para a análise da condução da
política econômica brasileira no período recente: (i) o uso da política monetária
para assegurar a estabilidade de preços; e (ii) a necessidade de uma política
fiscal que garanta a sustentabilidade da dívida pública.4 Assim, é importante
verificar se a tendência observada ao longo do Plano Real de haver uma
dissociação entre as políticas monetária e fiscal tem contribuído para a
obtenção do equilíbrio macroeconômico. O objetivo principal desta monografia
é estudar quais os efeitos da condução da política monetária sobre o equilíbrio
fiscal e de que forma a administração da dívida pública tem influenciado a
determinação da taxa de juros básica da economia brasileira no período pósReal. Os resultados permitirão fazer uma avaliação crítica das estratégias
adotadas para a condução da política monetária e do gerenciamento da dívida
pública.
Além desta introdução o trabalho está estruturado da seguinte forma: no
segundo capítulo são apresentados os principais argumentos teóricos para a
estudar os efeitos da condução da política monetária sobre o lado fiscal.
Outrossim, é feita uma breve análise empírica avaliando a possível influência
do aumento da independência operacional do Banco Central do Brasil sobre o
equilíbrio fiscal; o terceiro capítulo analisa regularidades empíricas para a
3
Para uma análise dos três estágios da implementação do Plano Real, ver Bacha (1995).
O termo ”sustentabilidade” se refere à capacidade do governo garantir a solvência da dívida
pública por meio da geração de superávits primários e uso limitado da receita de senhoriagem.
Pastore (1995) faz uma análise para a economia brasileira entre 1991 e 1995.
4
9
dinâmica da dívida pública com base em um modelo auto-regressivo vetorial
(VAR) a partir de variáveis que estão relacionadas à busca da estabilidade de
preços; o quarto capítulo verifica, por meio da aplicação de um modelo VAR, se
há alguma influência do prazo médio da dívida pública em mercado e do nível
de indexação dos títulos públicos pela SELIC para a determinação da taxa de
juros básica da economia brasileira no período 2000-2002; por último, o quinto
capítulo apresenta as conclusões da monografia.
10
2. A condução da política monetária e o equilíbrio fiscal
A partir da segunda metade dos anos 80 formou-se um consenso entre
os teóricos e os responsáveis pela condução da política econômica de que a
independência do banco central (IBC) seria um mecanismo adequado para
conquistar credibilidade e neutralizar os problemas potenciais referentes ao
caso de dominância fiscal. Posen (1998) ressalta três mudanças fundamentais
na legislação de bancos centrais que caracterizam o esforço de torná-los
independentes: (i) capacidade de o banco central rejeitar a monetização da
dívida pública; (ii) garantia de estabilidade para o mandato do presidente do
BC; e (iii) prioridade de objetivo para a busca da estabilidade de preços. A
primeira observação refere-se ao argumento dominante na literatura de que um
dos principais elementos responsáveis pela inflação de longo prazo é o uso da
receita de senhoriagem pelo governo. Dessa forma, a adoção de um banco
central independente (BCI) eliminaria a passividade monetária, e por
conseguinte, obrigaria o governo a ter uma maior disciplina fiscal, pois estaria
limitado à sua restrição orçamentária.5
O argumento de que a IBC é capaz de afetar o tamanho do déficit
público é sustentado por autores como Tabellini (1986). Além disso, há
diversos estudos empíricos que indicam a existência de uma relação negativa
entre a IBC e a magnitude do déficit.6 Entretanto, a maioria dos estudos
realizados considera apenas o caso de países industrializados. Com o objetivo
5
Para uma análise sobre as mudanças na condução da política monetária na América Latina,
ver Ortiz (2002).
6
Ver, Masciandaro e Tabellini (1988), Grilli, Masciandaro e Tabellini (1991), e de Haan e Sturm
(1992).
11
de analisar a relação entre a IBC e o déficit orçamentário para países em
desenvolvimento, Sikken e de Haan (1998) utilizaram uma amostra de 30
países e vários índices de IBC. O resultado encontrado foi a ausência de
evidências que indiquem a relação supracitada. Um outro ponto que merece
destaque diz respeito ao fato de que diversos estudos empíricos não
apresentam resultados que comprovem uma estreita relação entre a
monetização e o déficit (vide tabela 2.1).
Tabela 2.1
Estudos empíricos sobre a monetização de déficits orçamentários
Estudo
Dornbusch e Fischer (1981)
Giannaros e Kolluri (1985)
Protopapadakis e Siegel (1987)
Demopoulus, Katsimbris e Milles
(1987)
Barnhart e Darrat (1988)
Burdekin e Laney (1988)
de Haan e Zelhorst (1990)
Burdekin e Wohar (1990)
Karras (1994)
N. de países
7
10 industrializados
10 industrializados
8 industrializados
Período
1960-77
1950-81
1952-83
1961-80
Conclusões
Há evidência em 3 casos
Sem evidência
Sem evidência
Alguma evidência
1960-84
1960-83
1961-85
1962-85
1949-89
Sem evidência
Alguma evidência
Evidência limitada
Alguma evidência
Sem evidência
Brown e Yousefi (1996)
7 industrializados
12 industrializados
17 desenvolvimento
8 industrializados
19 industrializados e
13 desenvolvimento
10 desenvolvimento
Sikken e de Haan (1998)
Posen (1998)
30 desenvolvimento
68
1950-89
Sem relação causal
déficit e inflação
1973-94 Evidência limitada
Décadas: Sem evidência
50-80
entre
Uma outra observação a ser feita para a possível conseqüência da
adoção de um BCI para o lado fiscal refere-se ao fato de que a busca da
estabilidade de preços pode promover uma elevação na taxa real de juros. No
caso de haver choques sobre a economia que provoquem um aumento na taxa
de inflação ou que seja necessário remover uma expectativa inflacionária dos
agentes econômicos, a elevação da taxa de juros torna-se o principal recurso
para o banco central. Portanto, o efeito de uma política monetária
contracionista poderia implicar a necessidade da geração de superávits
12
primários para pagar os custos do acréscimo da dívida enquanto a
credibilidade está sendo construída (King, 1995).7
Este capítulo tem como objetivo analisar, de forma simplificada, os
principais argumentos teóricos para a análise dos efeitos da condução da
política monetária sobre o lado fiscal. Ademais, é feita uma análise para o caso
brasileiro referente ao período posterior à introdução do Plano Real avaliando a
possível influência do aumento da IBC sobre o equilíbrio fiscal.
2.1. O elo entre as políticas monetária e fiscal
A principal conexão entre as políticas monetária e fiscal refere-se à
restrição orçamentária do governo. Na presença de uma ampliação do déficit
público há duas formas básicas de obter financiamento: aumento na
quantidade de títulos emitidos pelo governo (que na maioria das vezes tem
uma elevação nos juros para facilitar sua aceitação no mercado), ou aumento
da base monetária. Sob essa perspectiva, uma maior disciplina fiscal seria
capaz de reduzir a taxa de juros incidente sobre o estoque da dívida. Além
disso, a redução do déficit contribuiria para a consecução da estabilidade de
preços daqueles governos que fazem uso da receita de senhoriagem ou que
possuem dificuldades no acesso ao mercado de crédito para financiar seus
gastos.8
A reciprocidade entre as políticas monetária e fiscal denota que a
estratégia adotada pelo banco central na busca da estabilidade de preços pode
afetar a capacidade do governo no financiamento do déficit. Por outro lado, a
7
Este ponto é mais bem analisado no fim da próxima seção.
Conforme destacado por Taylor (1995), no caso de existir a possibilidade do governo emitir
novos títulos pode não haver a conexão entre o tamanho do déficit e a receita de senhoriagem.
8
13
necessidade de financiamento do setor público pode representar um limite à
independência operacional da autoridade monetária. Fry (1998) encontrou
evidências, para o caso de países em desenvolvimento, que indicam que o
tamanho do déficit do governo e a forma como ele é financiado determinam a
IBC. Alguns autores como Calvo (1988) defendem a idéia de que a tendência
do banco central inflacionar a economia é uma função da dívida pública. Assim,
uma redução no estoque da dívida seria capaz de diminuir a pressão sobre o
banco central implicando maior credibilidade à condução da política monetária.9
Conforme mostrado por Sikken e de Haan (1998) existem quatro formas
básicas para que o aumento da dívida possa levar a uma expansão monetária:
(i) pressões políticas para estabilizar a taxa de juros; (ii) problema de
inconsistência temporal da política monetária; (iii) a teoria da senhoriagem
ótima; e (iv) a hipótese de dominância fiscal.
O primeiro ponto, refere-se ao fato de que, na maioria das vezes, a
conexão entre as políticas monetária e fiscal é analisada em um ambiente no
qual a autoridade monetária é obrigada a estabilizar a taxa de juros. Deve-se
salientar que embora a taxa de juros represente o principal instrumento para a
ação da política monetária, uma alta volatilidade acarreta aumento da incerteza
implicando efeitos indesejáveis para a economia (queda do investimento e
produto, aumento da taxa de desemprego etc.). Dessa forma, se um
incremento na dívida pública levar a um aumento da taxa de juros, o banco
central é compelido a monetizar o déficit.10
9
Durante os anos 80, diversos trabalhos procuraram analisar o efeito do déficit e da dívida
sobre a credibilidade da política monetária tendo como base a estrutura teórica desenvolvida
por Kydland e Prescott (1977). Para o leitor interessado na literatura, ver Lucas e Stokey
(1983), Persson, Persson e Svensson (1987), Calvo (1988), e Bohn (1988).
10
Esta última observação representa o principal argumento para a adoção de um BCI como
estratégia para evitar a ocorrência do fenômeno em questão.
14
Com o objetivo de aumentar a clareza da idéia presente no segundo e
terceiro pontos supracitados, considere, a seguir, a equação que representa a
restrição orçamentária intertemporal do governo:
(1)
B&t = Dt + it Bt − M&t ,
onde: B = montante da dívida governamental; D = déficit primário; i = taxa de
juros; M = base monetária; que expressa em termos reais, corresponde a
(2)
b&t = d t + [it − ( p&t p t )]bt − M&t / p t ,
onde: p = deflator; b = B/p; d t = Dt / p t .
De acordo com a equação (2) o estoque da dívida pode ser reduzido de
três formas: (i) via redução do déficit primário; (ii) por meio de ganho de capital
do governo no caso da taxa de inflação atual exceder a inflação que compõe a
taxa de juros; e (iii) via senhoriagem. A literatura que analisa a relação entre as
políticas monetária e fiscal tem utilizado com freqüência os dois últimos pontos.
O segundo ponto está relacionado à idéia de inconsistência temporal da
política monetária. Sob esta visão, o público determina a taxa esperada de
inflação e a autoridade monetária determina a taxa atual de inflação. Logo,
existe a possibilidade dos governos serem tentados a provocar uma inflação
surpresa como forma de reduzir o encargo real da dívida (sobretudo no caso de
taxas de juros nominais de longo prazo fixas). Em relação ao terceiro ponto, ele
pode ser mais bem compreendido fazendo-se uso da equação,
(3)
S t = M&t / Pt = ( M&t / M t )( M t / Pt ) = α .m ,
onde: α = taxa de expansão monetária; m = estoque real de moeda.
Devido ao fato de que em países em desenvolvimento há uma maior
limitação para tributar o produto (PIB), a senhoriagem torna-se um importante
instrumento para o financiamento dos gastos do governo. Todavia, Sikken e de
15
Haan (1998) fazem três observações em relação ao uso da senhoriagem pelo
governo:
(a) o uso permanente da expansão monetária deve reduzir a receita de
senhoriagem (uma taxa de inflação elevada aumenta as expectativas
inflacionárias e reduz a base – m – mais do que o aumento em α);
(b) diversos países em desenvolvimento utilizam um regime de câmbio no qual
a moeda doméstica é atrelada a uma moeda com credibilidade elevada, e por
conseguinte, não têm o poder de determinar a expansão monetária da
economia; e
(c) o uso do imposto inflacionário implica perda do poder de compra do público;
logo, maximizar receita de senhoriagem pode não ser adequado do ponto de
vista social.
Um quarto ponto entre o aumento da dívida e a expansão monetária
refere-se à hipótese de dominância fiscal (Sargent e Wallace, 1981). Sob esta
interpretação a autoridade fiscal define os déficits e superávits no presente e no
futuro sem consultar a autoridade monetária, e portanto, determina o montante
da receita obtida com a venda de títulos e senhoriagem. Assim, a autoridade
monetária, diante de uma restrição imposta pela demanda por títulos do
governo, tende a financiar o restante da receita necessária para satisfazer a
demanda da autoridade fiscal via senhoriagem. Destarte, há a tendência de
que o responsável pela política não mantenha o equilíbrio fiscal em razão da
expectativa de que o banco central garantirá os recursos necessários para
satisfazer os gastos realizados. Logo, o resultado esperado de uma dominância
16
fiscal é o incremento do déficit devido à elevação dos gastos e da taxa de
inflação resultantes da emissão monetária feita pelo banco central.11
Um outro aspecto a ser considerado, levando-se em conta a
interpretação de Sargent e Wallace (1981), refere-se à situação em que o
estoque da dívida e o déficit público encontram-se em um patamar tão elevado
que são capazes de provocar um aumento da taxa real de juros acima da taxa
de crescimento da economia. Nesse caso, a tentativa da política monetária
reduzir a taxa de inflação pode ter um efeito perverso sobre a economia. Uma
contração monetária hoje para reduzir a taxa de inflação provoca um
incremento na razão dívida/PIB, que devido à necessidade de pagamentos de
juros mais elevados e ao tamanho do déficit culmina no aumento da base
monetária no futuro. Nesse caso, conforme proposto por Taylor (1995), uma
redução da taxa de juros para níveis inferiores à taxa de crescimento da
economia poderia restaurar a capacidade da política monetária no controle da
inflação.
O potencial descontrole da taxa de inflação como conseqüência do
problema da dominância fiscal tem sido considerado um dos principais
argumentos teóricos a favor da adoção de um BCI. A visão tradicional para a
análise entre as políticas fiscal e monetária tem como uma de suas premissas
a idéia de que a autoridade fiscal define o déficit independente da autoridade
monetária, e que esta última é forçada a emitir moeda para satisfazer as
necessidades de financiamento do governo. Apesar do argumento apresentar
uma consistência interna apreciável, alguns autores têm ressaltado que este
11
Conforme destacado por Sargent e Wallace (1981), o ponto fundamental para avaliar se a
autoridade monetária será capaz de controlar de forma permanente a inflação concentra-se na
demanda por títulos do governo. No caso da demanda por títulos implicar uma taxa de juros
que remunere os títulos acima da taxa de crescimento da economia, e a autoridade fiscal
incorrer em déficits, a autoridade monetária perde a capacidade de definir a taxa de inflação.
17
tipo de suposição não é coerente com o mundo real. Nas palavras de King
(1995, p. 171)
“I have never found this proposition very convincing. The logic is
compelling… [In this sense, two points put in check the traditional
view:] First, seigniorage – financing the deficit by issuing currency
rather than bonds – is very small relative to other sources of
revenue. Second, over the past decade or so, governments have
become increasingly the power over monetary policy to an
independent central bank with the specific objective of price
stability.”
Uma conseqüência da segunda observação mencionada é que o esforço
para reduzir a inflação pode levar ao alcance de uma taxa menor que a
esperada, o que por conseguinte, gera um problema de ordem fiscal. A
introdução de uma estratégia para a política monetária que diminua a taxa de
inflação, mas que não possui total credibilidade promove um aumento da taxa
real de juros que incide sobre a dívida pública.12 Portanto, enquanto a
credibilidade é construída há a necessidade de uma receita adicional para
financiar o maior custo da dívida. Este fenômeno é definido por King (1995)
como “desagradável aritmética fiscal”.13
O principal aspecto destacado por King (1995) diz respeito ao fato de
que em resposta a uma política monetária contracionista a inflação esperada
declina de forma mais lenta do que a inflação atual. Dessa forma, o sucesso
em desinflacionar a economia diminui a taxa de crescimento do PIB (devido ao
aumento da taxa real de juros), mas não reduz a despesa com juros relativa ao
estoque da dívida até que a nova política conquiste credibilidade. Além disso, o
nível de superávit primário consistente com a relação dívida/PIB aumenta no
12
A justificativa para o aumento da taxa real de juros representa o caso inverso ao apresentado
no item b (ganho de capital do governo no caso da taxa de inflação atual exceder a inflação
que compõe a taxa de juros).
13
O esquema 1 apresenta um paralelo entre a idéia básica sobre a desagradável aritmética
monetarista e a desagradável aritmética fiscal.
18
curto prazo em um montante proporcional à razão dívida/PIB inicial e a redução
na taxa de inflação média. No longo prazo, o superávit primário pode retornar
ao nível inicial quando as expectativas inflacionárias tiverem se ajustado.
Entretanto, países que possuem um histórico de dificuldade no controle da
inflação devem levar mais tempo para obter este resultado.14
Esquema 1.1
Desagradável aritmética monetarista e fiscal
Desagradável Aritmética
Monetarista:
Financiamento do déficit
via aumento da dívida
Aumento do pagamento
de juros sobre a dívida
Implicação: Financiamento
monetário maior que o
financiamento monetário
imediato de um dado déficit
Aumento da taxa de
juros real efetiva sobre a
dívida
Implicação: Necessidade de
superávit primário adicional
para financiar o aumento do
custo da dívida enquanto a
credibilidade é construída
Desagradável Aritmética
Fiscal:
Tentativa do BC reduzir
a inflação
14
O exemplo a seguir (King, 1995) mostra, na prática, de que forma se manifesta o problema.
Suponha uma dívida/PIB de 50% estável, e que a mudança na política monetária reduziu a
média da inflação de 6 para 2% a.a.. Assim, para garantir uma taxa constante da dívida/PIB há
a necessidade de um salto no superávit primário de no mínimo 2% do PIB. Se as expectativas
em relação ao novo regime se ajustarem após 5 anos, então o aumento no superávit primário
deveria ainda ser de 1% do PIB após 5 anos.
19
2.2. Observações para o período pós-Real
Um ponto importante a ser analisado consiste em verificar se o sucesso
no controle da inflação no período posterior à implementação do Plano Real foi
capaz de reduzir (ou aumentar) a taxa de juros implicando menor (ou maior)
pressão sobre o endividamento público. Conforme pode ser observado por
meio da figura 2.1 observa-se que apesar de ter ocorrido uma queda
significativa na taxa real de juros ao longo do período, ela se situou acima da
taxa de crescimento da economia na maior parte do tempo.
Figura 2.1
Taxa de crescimento do PIB e taxa real de juros
14
12
10
8
6
4
2
0
SELIC real trim
2003:3
2002:9
2002:3
2001:9
2001:3
2000:9
2000:3
1999:9
1999:3
1998:9
1998:3
1997:9
1997:3
1996:9
1996:3
1995:9
1995:3
1994:9
-2
PIB - taxa acumulada até o trimestre (%)
Nota: SELIC deflacionada pelo IPCA (jul/1994=100). As taxas trimestrais
são calculadas elevando-se a média geométrica das taxas mensais a 3
(meses).
Com base na observação acima é possível fazer uma relação com o
problema ressaltado por Sargent e Wallace (1981) relativo à possibilidade de
perda de controle da autoridade monetária sobre a inflação. Sob essa
perspectiva, poderia ser iniciado um ciclo marcado por aumento da taxa de
juros (ou manutenção no caso de se encontrar em um patamar muito elevado)
20
como tentativa do banco central conter a pressão inflacionária e reduções na
taxa de crescimento econômico devido à redução no consumo e no
investimento. Logo, a combinação desses dois fatos teria como resultado um
incremento no endividamento público.
Na prática, observa-se que a tentativa do Banco Central do Brasil (BCB)
neutralizar um desequilíbrio externo devido às flutuações no cenário
internacional (sobretudo em função dos choques asiático (1997) e russo
(1998))15 fez com que ocorresse uma elevação na taxa de juros básica da
economia
(SELIC)
que
implicou
um
aumento
das
necessidades
de
financiamento do setor público com juros reais. Deve-se ressaltar que a
estratégia de combate à inflação que vigorou até janeiro de 1999 (baseada em
variantes do regime de câmbio fixo) impedia uma ação efetiva da política
monetária no controle da taxa de juros. Além disso, é importante notar que
embora as elevações observadas na SELIC nos anos de 1997 e 1998 terem
focado o ajuste externo, o principal objetivo dos aumentos observados era
evitar que ocorresse um ataque especulativo sobre a economia que forçasse
uma desvalorização cambial, e que por conseguinte, colocasse em risco a
estabilidade de preços.
O fim do uso da taxa de câmbio em janeiro de 1999 como principal
elemento na estratégia de combate à inflação implicou a necessidade do
encontro de uma nova âncora nominal. Na busca de uma nova diretriz para a
condução da política monetária foi implantado um regime de metas para a
15
Durante o período sob análise a balança de transações correntes encontrava-se deficitária,
logo o principal mecanismo utilizado (após a forte entrada de recursos provinda do processo de
privatizações) consistiu na elevação da taxa de juros como mecanismo para a tornar a balança
de capitais superavitária e equilibrar o balanço de pagamentos.
21
inflação em junho de 1999.16 Nesse novo modelo para a condução da política
econômica tornou-se explícito o uso da taxa de juros de curto prazo como
principal instrumento para o alcance da meta de inflação anunciada. Um dos
resultados observados é que o resultado de um cenário em que a taxa de juros
encontrava-se acima da taxa de crescimento da economia combinado à
elevação do endividamento público devido à forte desvalorização da moeda,
tornou necessária a geração de superávits primários como tentativa de
alcançar o equilíbrio fiscal (vide figura 2.2).
Figura 2.2
Dívida pública e superávit primário
70
60
50
40
30
mudança de
regime cambial
20
10
0
NFSPP
2003:2
2002:8
2002:2
2001:8
2001:2
2000:8
2000:2
1999:8
1999:2
1998:8
1998:2
1997:8
1997:2
1996:8
1996:2
1995:8
1995:2
1994:8
-10
DIVPUB
Nota: NFSPP – Necessidades de financiamento – setor público – primário – acum. 12
meses (% PIB); DIVPUB – Dívida – total – setor público – líquida (% PIB)
As observações acima permitem conjeturar que o Brasil no período
posterior à introdução do Plano Real representa um caso de desagradável
aritmética fiscal. Apesar da taxa de inflação ter se mantido relativamente
estável após a implementação do Plano, a estratégia utilizada para o combate
16
Para uma análise da teoria do regime de metas de inflação e do seu funcionamento no
Brasil, ver Neto (1999), e Bogdanski, Tombini, e Werlang (2000).
22
à inflação sofreu mudanças significativas ao longo do tempo.17 Destarte, as
modificações sofridas na condução da política monetária não permitiram que
fosse construída uma credibilidade suficiente para que as políticas anunciadas
ficassem imunes aos choques sobre a economia. Logo, o caso brasileiro
enquadra-se na situação em que a credibilidade ainda está sendo construída.
Um importante elemento para análise refere-se ao comportamento do
BCB depois da introdução do Plano sobredito. A preocupação da autoridade
monetária em assegurar o compromisso com a estabilidade de preços fez com
que o índice de independência real do BCB aumentasse de forma
significativa.18 (Rigolon, 1997) Assim, é importante verificar se o aumento na
independência do BCB, observado nos últimos anos, está associado a alguma
mudança na evolução do quadro fiscal brasileiro. Esta observação é importante
porque alguns economistas que analisam a proposição de IBC sugerem que a
presença de um BCI é capaz de levar a uma combinação de inflação baixa com
menores déficits ficais para a economia. (Goodhart, 1995) A essência do
argumento é que um BCI atenuaria o uso da receita de senhoriagem, e por
conseqüência, implicaria uma contenção nos gastos do governo.
Com a finalidade de avaliar a possível influência de um aumento da
independência do BCB sobre o quadro fiscal brasileiro foi feita uma análise
com base em alguns resultados empíricos. Utilizou-se o método dos mínimos
quadrados para avaliar a influência do grau de independência (GIBC) sobre
duas variáveis: resultado primário (NFSPP - necessidades de financiamento do
17
As principais mudanças ocorridas se referem à alteração do regime de câmbio em janeiro de
1999 e à adoção do regime de metas de inflação em junho do mesmo ano.
18
Para o leitor interessado em uma resenha da literatura sobre IBC que contém a explicação
detalhada dos índices de independência real e legal, ver Cukierman (1996). O apêndice deste
capítulo apresenta a metodologia para a mensuração do grau de independência do BCB de
1986 até 2002.
23
setor público % PIB – primário) e necessidades de financiamento do setor
público – juros reais (NFSPJR - % PIB). Para tanto, foram utilizados dados
anuais para o período compreendido entre 1986 e 2002. Devido à mudança
estrutural ocorrida com a introdução do Plano Real em 1994 foi introduzida
uma variável dummy na forma aditiva (D=0 antes de 1994 e D=1 a partir de
1994) nas estimações.
A seleção das variáveis supracitadas na análise pode ser justificada da seguinte
forma. É esperado que um aumento da IBC esteja relacionado a uma redução nos gastos
do governo. O gráfico de dispersão (grau de independência do BCB X NFSPP)
localizado no lado esquerdo da figura 2.3 sugere que essa perspectiva é correta, pois há
a presença de uma correlação negativa entre as séries correspondente a 31%. Quanto ao
efeito de um aumento da independência do BC sobre a despesa do setor público com o
pagamento de juros a relação não é evidente. Uma maior independência pode significar
uma política monetária mais restritiva que culmina com a elevação da NFSPJR; por
outro lado, o sucesso no combate à inflação significa conquista de credibilidade
contribuindo para uma menor taxa de juros. O gráfico localizado no lado direito da
figura 2.3 não contribui para dirimir essa dúvida, pois a correlação entre as séries é
quase nula.
Figura 2.3
GIBC X NFSPP
2
0
6
-2
4
-4
2
-6
0
0
0,2
0,4
GIBC X NFSPJR
8
0,6
0
0,8
24
0,2
0,4
0,6
0,8
O resultado obtido com as estimações para o período de 1986/2002
(vide tabela 2.2) denota que o grau de independência tem sinal negativo tanto
para a NFSPP quanto para a NFSPJR, ao passo que a dummy apresentou
sinais positivos. Além disso, a hipótese nula de ausência de efeito é rejeitada
para ambas as variáveis ao nível de significância de 5%. Este resultado indica
que as duas variáveis apresentam efeitos estatisticamente significativos sobre
a NFSPP e a NFSPJR com probabilidade de erro de 5%. Apesar disso, o
coeficiente de determinação denota uma explicação de apenas 35% da
variação da NFSPP e 32% da variação da NFSPJR. Em outras palavras, os
resultados obtidos sugerem que um aumento da IBC contribuiu para uma
melhora do resultado primário e uma menor despesa com o pagamento de
juros reais, entretanto, o efeito não é forte o suficiente para se esperar uma
melhora no quadro fiscal.
Tabela 2.2
Estimações (MQO)
N=17
NFSPP
NFSPJR
constante
estat.- t
8,7590
2,2280*
10,6243
3,9999*
Nota: * Significância a 5%.
GIBC
-25,2194
-15,6747
estat.- t
-2,6316*
-2,4208*
Dummy
7,2123
5,3515
estat.- t
2,3207*
2,5486*
R2
0,3487
0,3173
2.3. À guisa dos resultados encontrados
A análise apresentada na seção anterior sugere que embora tenha
ocorrido um incremento no grau de IBC do BCB ao longo do tempo não se
pode esperar que ocorra uma melhora no quadro fiscal. A concepção de que
um BCI levaria à redução das despesas com o pagamento de juros e
promoveria o equilíbrio no resultado primário não pode ser descartada. Não
25
obstante, conforme revela a figura 2.4, o aumento da IBC do BCB ao longo do
tempo não foi suficiente para conter a elevação no estoque da dívida pública. A
deterioração do quadro fiscal com a estabilidade de preços é explicada por dois
motivos básicos: (i) com a estratégia da condução da política monetária voltada
para a busca da estabilidade de preços o Tesouro Nacional ficou impedido de
monetizar parte da dívida (desde 1995 a receita de senhoriagem é inferior a 1%
do PIB); e (ii) a estrutura de indexação da dívida pública atrelada em grande
medida à taxa SELIC.
Figura 2.4
Dívida Pública - IBC - indexador (SELIC)
100
90
introdução
Plano Real
80
70
mudança de
regime cambial
60
50
40
30
20
10
Títulos fed. index. SELIC (%)
2003 01
2002 01
2001 01
G.I. BCB = 0,76
2000 01
1999 01
1998 01
G.I. BCB = 0,71
1997 01
1996 01
1995 01
G.I. BCB = 0,68
1994 01
1993 01
1992 01
G.I. BCB = 0,46
1991 01
0
Dívida líq. (% PIB)
O segundo motivo supracitado merece uma maior atenção, pois
representa a possibilidade de que ao invés de benefícios para o equilíbrio fiscal
um aumento na dominância monetária implique conseqüências negativas para
a economia. Uma das principais razões para a elevação do estoque da dívida
pública se deve ao fato da SELIC ser o principal indexador dos títulos
26
públicos.19 Nesse sentido, a manutenção da alta taxa real de juros praticada no
período pós-Real, com o objetivo de controlar a inflação, representou uma fonte
para o comportamento da dívida no período. Ademais, o câmbio (segundo
indexador mais importante para os títulos públicos) contribuiu de forma decisiva
para o salto da dívida observado no período posterior à mudança do regime
cambial em janeiro de 1999.
Um outro ponto a ser ressaltado se refere ao fato da economia ter
apresentado um crescimento econômico insuficiente para promover o equilíbrio
macroeconômico. Logo, o receituário mais óbvio para neutralizar as mazelas
de um desequilíbrio fiscal tem se concentrado na necessidade da geração de
superávits primários com o objetivo de conter o aumento na razão dívida/PIB.
Portanto, o superávit primário observado no período recente não é um
resultado inequívoco do aumento da IBC do BCB, mas uma necessidade
imposta pelo próprio cenário econômico.
19
Vide figura 2.4 para observar a evolução da over-SELIC como indexador dos títulos públicos
federais a partir de 1990.
27
Apêndice A:
Metodologia para estimar o grau de independência do BCB
Tabela A.1. Variáveis, pesos e códigos
Número
da
variável
1
2
3
4
5
6
7
8
9
Descrição da variável
Rotatividade do presidente do BC
Baixa rotatividade
Média rotatividade
Alta rotatividade
Restrições ao financiamento do Setor Público
Alta
Moderadamente alta
Moderadamente baixa
Baixa ou inexistente
Resolução de conflitos
Algumas resoluções a favor do banco
Resolução a favor do governo em todos os casos
Todos os outros casos
Elaboração do orçamento do banco central
Maioria das vezes o banco central
Banco central e Poder Executivo/Poder Legislativo
Maioria das vezes Poder Executivo/Poder Legislativo
Determinação dos salários e alocação dos lucros do banco
central
Maioria das vezes pelo BC ou por lei
Banco central e Poder Executivo/Poder Legislativo
Maioria das vezes Poder Executivo/Poder Legislativo
Metas para agregados monetários
Existência de metas; boa aderência
Existência de metas; média aderência
Existência de metas; baixa aderência
Não há metas
Metas formais ou informais para as taxas de juros
Não
Sim
Prioridade dada para a estabilidade dos preços
Primeira prioridade é a estabilidade dos preços
Primeira prioridade é a estabilidade da taxa de câmbio
Preços ou estabilidade da taxa de câmbio estão entre os
objetivos do BC, mas não representam a primeira
prioridade
Nem preços ou câmbio estão entre os objetivos do BC
BC funciona como Banco de Desenvolvimento?
Não
Em alguma extensão
Sim
O BC é fortemente envolvido na garantia de crédito
subsidiado
Fonte: Cukierman, Webb e Neyapti (1992).
28
abreviação
códigos
olp
1,0
0,5
0,0
llp
1,00
0,66
0,33
0,00
rc
1,0
0,0
0,5
dcbb
1,0
0,5
0,0
wp
1,0
0,5
0,0
qmst
irt
1,00
0,66
0,33
0,00
1
0
1,00
0,66
pps
0,33
0,00
fdb
1,00
0,66
0,33
0,00
Tabela A.2. Agregação
Primeira agregação
fi = (dcbb + wp) / 2
ipt = (qmsf + irt) / 2
Outcome: olp, llp, rc, fi, ipt, pps, fdb
Segunda agregação
ADIU = (olp + llp + rc + fi + ipt + pps + fdb) / 7
ADIW = 0,1olp + 0,2llp + 0,1rc + 0,1fi + 0,15ipt +0,15pps +
0,2fdb
Fonte: Cukierman, Webb e Neyapti (1992).
OBS: ADIU – actual degree of independence unweighted;
ADIW – actual degree of independence weighted;
fi – financial independence;
ipt – intermediate policy targets.
Tabela A.3. Estimativas para o Brasil – 1986-2002
Período
1986 1987/89 1990/92 1994/96 1997/99 2000/02
Variáveis
Olp
0,00
0,00
0,00
0,00
0,00
0,50
Llp
0,33
0,00
0,33
0,66
0,66
0,66
Rc
0,00
0,00
1,00
1,00
1,00
1,00
Dcbb
1,00
1,00
0,50
0,50
0,50
0,50
Wp
1,00
1,00
0,50
0,50
0,50
0,50
Qmsf
0,00
0,00
0,00
0,66
1,00
0,00
Irt
0,00
0,00
0,00
0,00
0,00
1,00
Pps
0,33
0,33
0,33
1,00
1,00
1,00
Fdb
0,66
1,00
1,00
1,00
1,00
1,00
Primeira
agregação
Olp
0,00
0,00
0,00
0,00
0,00
0,05
Llp
0,33
0,00
0,33
0,66
0,66
0,13
Rc
0,00
0,00
1,00
1,00
1,00
0,10
Fi
1,00
1,00
0,50
0,50
0,50
0,05
Ipt
0,00
0,00
0,00
0,33
0,50
0,08
Pps
0,33
0,33
0,33
1,00
1,00
0,15
Fdb
0,66
1,00
1,00
1,00
1,00
0,20
Segunda
agregação
ADIU
0,33
0,33
0,45
0,64
0,67
0,74
ADIW
0,35
0,35
0,46
0,68
0,71
0,76
Fonte: Até 1996 - Rigolon (1997), após esse período elaboração própria.
29
3. Conseqüências da estabilidade de preços para a dívida pública no
período pós-Real
Nos últimos anos a experiência de diversos países tem revelado uma
padronização para a condução das políticas monetária e fiscal. Em relação à
política
monetária
observa-se
que
o
receituário
básico
tem
sido
a
implementação de uma política voltada para a busca da estabilidade de preços
e o fortalecimento da independência do banco central. Quanto à política fiscal o
ponto central tem sido o esforço que a autoridade política deve realizar para
minimizar os custos oriundos do endividamento público.
Um aspecto fundamental para que a estrutura supracitada tenha êxito
refere-se à credibilidade obtida a partir da condução das políticas fiscal e
monetária. A tentativa de utilizar a política monetária para o aumento da
confiança do público na formação das expectativas pode ter êxito somente se
as finanças públicas estiverem equilibradas. É importante salientar que a busca
da estabilidade de preços, por si só, pode implicar efeitos negativos à
economia (elevada taxa de juros ou perda de reservas internacionais) no caso
do mercado não acreditar na solvência da dívida pública. Ademais, a perda de
credibilidade da política monetária pode implicar uma elevação na taxa de juros
capaz de prejudicar o equilíbrio fiscal devido ao aumento das despesas
financeiras com o pagamento de juros.
As observações acima representam o centro de uma controvérsia
formada por acadêmicos e responsáveis pela condução da política econômica
no Brasil em relação aos possíveis efeitos para o equilíbrio fiscal decorrente da
austeridade na condução da política monetária. De um lado há o argumento de
30
que uma política monetária focada no combate à inflação atenua a
manifestação do viés inflacionário contribuindo para o alcance do equilíbrio
fiscal. Por outro lado, existe a idéia de que o uso da taxa de juros como o
principal instrumento de combate à inflação implica um aumento no pagamento
de juros reais contribuindo para uma maior necessidade de financiamento do
setor público.20 Logo, o efeito de uma política monetária contracionista poderia
implicar a necessidade da geração de superávits primários para pagar os
custos do acréscimo da dívida enquanto a credibilidade está sendo
construída.21
O objetivo deste capítulo é estudar evidências empíricas para a dinâmica
da dívida pública a partir de algumas variáveis que estão relacionadas à busca
da estabilidade de preços no período posterior à introdução do Plano Real.
Para tanto, é elaborado um modelo auto-regressivo vetorial (VAR) para analisar
as regularidades empíricas provenientes da relação necessidades de
financiamento do setor público – juros reais X resultado primário do setor
público X taxa de câmbio X taxa de inflação X estoque da dívida pública.
3.1. Seleção de variáveis e período para a análise
Além da dívida pública (DIVPUB) as variáveis selecionadas para análise
são: necessidades de financiamento do setor público – juros reais, resultado
primário do setor público, câmbio, e inflação. A justificativa para o emprego
dessas variáveis pode ser compreendida da seguinte forma:
20
Para uma análise do efeito de menores déficits orçamentários sobre a taxa real de juros, ver
Taylor (1995).
21
Conforme ressaltado na seção 2.1. do capítulo anterior, este fenômeno é denominado por
King (1995) como “desagradável aritmética fiscal”.
31
(i) necessidades de financiamento do setor público - juros reais (NFSPJR):
dado que grande parte da dívida pública está indexada à taxa de juros básica
da economia (SELIC),22 esta variável constitui um importante elo entre a
política monetária e a dívida pública. Logo, é esperado que flutuações na taxa
de juros impliquem variações significativas sobre a variável NFSPJR, e por
conseguinte, sobre a dívida pública.
(ii) resultado primário do setor público (NFSPP): outra variável que denota uma
conexão entre o comportamento da autoridade monetária e o endividamento
público. No caso de haver uma política monetária voltada para a busca da
estabilidade de preços é esperado que haja uma redução no uso de emissão
monetária como fonte de financiamento do governo. Destarte, é esperado que
um maior equilíbrio para o resultado primário seja obtido devido à contenção
nos gastos do governo.
(iii) câmbio: variável fundamental para a conquista da estabilidade de preços e
sua manutenção até janeiro de 1999. Da mesma forma que no caso da taxa de
juros o câmbio possui papel relevante sobre a dívida pública por ser um dos
seus principais indexadores.
(iv) inflação (INF): esta variável denota se o governo está monetizando ou não
a dívida pública.
A partir dos pontos enumerados a equação para a dívida pública pode
ser expressa da seguinte forma:
DIVPUB = f(NFSPJR, NFSPP, CAMBIO, INF);
onde os sinais esperados para a relação entre as variáveis listadas e a função
dívida pública são dados pelas derivadas parciais:
22
Vide gráfico 2.4 do capítulo anterior.
32
∂f/∂NFSPJR>0; ∂f/∂NFSPP>0; ∂f/∂CAMB>0; ∂f/∂INF<0.
Serão realizadas estimações para o período de agosto de 1994 a abril
de 2003 utilizando-se dados mensais para o estoque da dívida do setor público
(dívida líquida % PIB), necessidades de financiamento do setor público – juros
reais (% PIB), resultado primário (necessidades de financiamento do setor
público % PIB – primário), câmbio (R$/US$ comercial mensal), e inflação (IPCA
- variação % 12 meses).
É importante ressaltar que ao longo do período supracitado ocorreu uma
mudança significativa na condução da política econômica em virtude da
mudança do regime de câmbio em janeiro de 1999.23 Assim sendo, torna-se
relevante constatar se a mudança observada apresenta algum efeito
significativo para a estimação da dívida pública. Com esse objetivo foi aplicado
o teste de estabilidade dos parâmetros de Chow para verificar se os
coeficientes estimados do modelo são estáveis ao longo da amostra.24 Para a
realização do teste mencionado, os dados foram divididos em dois subperíodos
(agosto de 1994 a dezembro de 1998 – período I; e janeiro de 1999 a abril de
2003 – período II) de forma que se for observada uma diferença significativa
para as estimações relativas a cada subperíodo há uma mudança estrutural na
relação sob análise. O resultado encontrado (vide tabela 3.1) confirma a
mudança estrutural. Portanto, é indicado fazer a análise do período que se
estende de agosto de 1994 a abril de 2003 por meio da divisão mencionada.
23
A necessidade do encontro de uma nova âncora nominal levou à implementação de um
regime monetário no Brasil com base na utilização de metas para a inflação em junho de 1999.
24
O teste de Chow compara a soma do quadrado dos resíduos obtida pela estimação da
equação que abrange toda a amostra com a soma dos quadrados dos resíduos das equações
estimadas para cada subperíodo.
33
Tabela 3.1
Teste de Chow - estabilidade dos parâmetros (1994:8 – 2003:4)
DIVPUB = b0 + b1NFSPJR + b2NFSPP + b3CAMBIO + b4INF + u
F-statistic
42,92669 Probability
0,000000
Log likelihood ratio
124,0588 Probability
0,000000
Nota: Subperíodos 1994:8/1998:12, 1999:1/2003:4
3.2. Análise empírica – período I
Para que se possa fazer uso de um modelo auto-regressivo vetorial
(VAR) é necessário que as séries utilizadas sejam fracamente estacionárias.25
Assim, uma primeira condição a ser avaliada consiste em verificar se as séries:
NFSPJR, NFSPP, CAMBIO, INF, e DIVPUB possuem raiz unitária. Os
correlogramas dos valores originais das séries supracitadas (vide figura 3.1)
permitem observar que os coeficientes de autocorrelação simples decrescem
de forma lenta e gradual à medida que o número de defasagens aumenta na
maioria das séries. Logo, há indício da presença de raiz unitária devido à
observação de que os valores atuais dependem dos valores passados.
Figura 3.1
Evolução e Correlograma das séries
DIVPUB
50
40
30
20
10
0
DIVPUB
1
0,5
1
1998:8
1998:2
1997:8
1997:2
1996:8
1996:2
1995:8
1995:2
1994:8
0
3
5
7
9
11 13 15 17
-0,5
AC
25
PAC
Em um modelo VAR o valor corrente de uma variável yt é explicado por seus próprios valores
defasados e por valores defasados da variável x, adicionados a um termo estocástico et. De
forma análoga, o valor de xt é explicado por seus valores defasados, pelos valores defasados
de yt e por um termo µt. É admitido que o termo estocástico tem média zero, variância
constante σ2µ e que não apresenta correlação serial. Portanto, será considerado na análise
apenas regularidades e padrões passados de dados históricos como base para previsão.
34
NFSPJR
8
NSPJR
1
6
0,5
4
2
0
1
1998:8
1998:2
1997:8
1997:2
1996:8
1996:2
1995:8
1995:2
1994:8
0
7
9
11 13 15 17
PAC
NFSPP
1,5
1
0
1998:8
1998:2
1997:8
1997:2
1996:8
1996:2
1995:8
1995:2
1994:8
0,5
1998:8
1998:2
1997:8
1997:2
1996:8
1996:2
1995:8
1995:2
1994:8
1998:8
1998:2
1997:8
0
1997:2
0
1996:8
0,2
1996:2
1
1995:8
7
9
-0,2
11
13 15
17
PAC
Câmbio
3
5
7
9
AC
11 13 15 17
PAC
Inflação
0,6
0,4
1995:2
5
AC
2
1994:8
3
1,2
1
0,8
0,6
0,4
0,2
0
-0,2 1
INF
3
1
-0,5
CAMBIO
1,4
1,2
1
0,8
0,6
0,4
0,2
0
-1
5
AC
NFSPP
2
0
-2
-4
-6
-8
3
-0,5
1
3
5
7
9
AC
11 13 15 17
PAC
Com o objetivo de testar a existência ou não de raiz unitária das séries
foi realizado o teste ampliado de Dickey-Fuller (ADF). O procedimento básico
para a realização dos testes desenvolvidos por Dickey e Fuller (1979, 1981)
consiste em regredir uma série (Ht) contra seus valores defasados de um
período (Ht-1). Em seguida, é testada a significância estatística do parâmetro
35
associado a Ht-1. Dado que na maioria das vezes os resíduos são
autocorrelacionados, o teste ampliado de Dickey-Fuller incorpora à equação
especificada as primeiras diferenças (p) de ∆Ht de forma que os resíduos
tornem-se um ruído branco (média zero, variância constante, e ausência de
autocorrelação serial). O critério para a seleção das defasagens segue o
procedimento do geral para o específico, inicia-se com uma defasagem
arbitrariamente elevada que é reduzida de forma gradativa até alcançar a
melhor estrutura (Dolado, Jenkinson, Sosvilla-Rovera, 1990).
O resultado obtido indica a rejeição da hipótese nula para as séries
NFSPP e INF, o que revela que as séries são estacionárias em nível, I(0). Por
outro lado há aceitação da hipótese nula (séries não estacionárias) para os
valores originais das séries DIVPUB, NFSPJR e Câmbio. Em relação às
primeiras diferenças a hipótese nula é rejeitada para todas as séries ao nível
de significância de 1% (vide tabela 3.2). Portanto, as três séries são integradas
de primeira ordem, isto é, I(1).
Séries
DIVPUB
∆ DIVPUB
NFSPJR
∆ NFSPJR
NFSPP
Câmbio
∆ Câmbio
INF
Tabela 3.2
Testes de Raiz Unitária - ADF
Valor
Valor
Def.
Teste
crítico 1% crítico 5%
1
0,4902
-2,6081
-1,9471
0
-3,9584
-2,6081
-1,9471
1
1,2994
-2,6081
-1,9471
0
-4,3375
-2,6081
-1,9471
2
-3,6457
-2,6090
-1,9473
9
6,2640
-2,6168
-1,9486
9
-5,0655
-4,1896
-3,5189
13
-2,5916
-2,6227
-1,9495
Nota: Teste ampliado de Dickey-Fuller (ADF) – o número de defasagens
utilizado para cada série foi definido de acordo com o critério de Schwarz
(SC). Para a série Câmbio foi usado constante e tendência. Para as demais
séries não foi utilizado constante ou tendência.
36
Para a definição da ordem do VAR foram utilizados os critérios de
Schwarz e Hannan-Quinn.26 Conforme indica a tabela 3.3 ambos os critérios
indicam que o modelo adequado corresponde àquele com apenas uma
defasagem e sem constante.
Tabela 3.3
Critério de SC e HQ para ordem do VAR
Defasagens
Constante
SC
HQ
0
com constante
8,994421
8,874618
1
com constante
-1,687706*
-2,406522*
2
com constante
-0,759871
-2,077701
3
com constante
0,327622
-1,589221
4
com constante
0,246093
-2,269763
1
sem constante
-1,622529*
-2,221542*
2
sem constante
-0,774605
-1,972632
3
sem constante
0,301795
-1,495245
4
sem constante
0,533129
-1,862925
Nota: * denota a ordem selecionada pelo critério. SC: critério de
Schwarz. HQ: critério de Hannan-Quinn.
Assumindo-se que os erros são ortogonalizados pela decomposição de
Cholesky para a estimação do VAR o ordenamento das variáveis é
fundamental para a análise da decomposição da variância e da função impulsoresposta. A ordenação que se mostra razoável para análise é dada por:
câmbio, INF, NFSPJR, NFSPP, DIVPUB. A justificativa para esta ordem se
deve ao fato de que durante o período sob análise cerca de 10% da dívida
pública esteve indexada ao câmbio. Ademais, o câmbio representou a principal
variável de política econômica no período sendo capaz de disciplinar o
comportamento da inflação. A combinação do câmbio e da inflação tem como
resultado um aumento (ou redução) da dívida pública por meio do pagamento
de juros reais, que por sua vez implica uma maior (ou menor) necessidade de
26
SC=-2(l/T)+klog(T)/T e HQ=-2(l/T)+2klog(log(T))/T; considera uma regressão com k
parâmetros estimados usando T observações. l é o valor do log da função probabilidade com k
parâmetros estimados.
37
geração de superávits primários. Logo, há uma interconexão entre as variáveis
que causam impacto sobre a dívida pública. Um outro motivo para esta
ordenação das variáveis é sua compatibilidade com o resultado obtido da
aplicação do teste de precedência temporal de Granger (vide tabela 3.4).
Devido à dificuldade na interpretação dos coeficientes estimados para o
modelo VAR é comum que os resultados sejam sumariados por meio da
decomposição da variância e da análise da função impulso-resposta parcial.
Devido ao fato dos dados utilizados na amostra serem mensais, a tabela 3.5
mostra a explicação da variância das séries para observação de um choque
depois de transcorridos 12 meses. O mesmo período posterior ao choque é
assumido quando é feita a análise impulso-resposta para o VAR.
Tabela 3.4
Teste de Precedência Temporal de Granger
VAR(1)
Hipótese nula:
NFSPJR não Granger causa DIVPUB
DIVPUB não Granger causa NFSPJR
NFSPP não Granger causa DIVPUB
DIVPUB não Granger causa NFSPP
CAMBIO não Granger causa DIVPUB
DIVPUB não Granger causa CAMBIO
INF não Granger causa DIVPUB
DIVPUB não Granger causa INF
NFSPP não Granger causa NFSPJR
NFSPJR não Granger causa NFSPP
CAMBIO não Granger causa NFSPJR
NFSPJR não Granger causa CAMBIO
INF não Granger causa NFSPJR
NFSPJR não Granger causa INF
CAMBIO não Granger causa NFSPP
NFSPP não Granger causa CAMBIO
INF não Granger causa NFSPP
NFSPP não Granger causa INF
INF não Granger causa CAMBIO
CAMBIO não Granger causa INF
38
Obs
52
52
52
52
52
52
52
52
52
52
Estatística-F Probabilidade
0,91232
0,34419
10,9356
0,00177
9,01373
0,00421
6,51841
0,01384
8,09843
0,00645
0,41568
0,52211
14,6989
0,00036
0,16475
0,68659
0,00311
0,95578
0,14550
0,70452
3,38511
0,07185
0,44743
0,50670
1,38150
0,24553
0,01704
0,89669
0,75636
0,38871
2,77409
0,10218
3,03712
0,08765
9,65326
0,00314
1,03469
0,31406
11,3619
0,00147
Os resultados apresentados na tabela 3.5 revelam que a importância
relativa das diversas variáveis em análise na explicação da variância da taxa
de câmbio não é significativa, cerca de 93% da variância é explicada pela
própria variável. Quanto ao impacto oriundo de um choque externo sobre os
valores passados da própria taxa de câmbio (primeiro gráfico situado na linha
supracitada) indica que o padrão de regularidade não se altera durante os 12
meses. Ademais, a análise impulso-resposta (primeira linha da figura 3.2)
permite verificar que os impactos provenientes da INF, NFSPJR, NFSPP, e
DIVPUB,
se
aproximam
de
zero,
indicando
que
os
mesmos
são
estatisticamente pouco expressivos.
Câmbio
INF
NFSPJR
NFSPP
DIVPUB
Tabela 3.5
Decomposição da variância após 12 meses
Câmbio
INF
NFSPJR
NFSPP
93,07873
0,443156
5,106602
1,156894
1,241957
76,05016
0,285719
7,042716
0,163126
28,90179
54,34338
2,699899
6,324738
7,188114
6,651348
21,82436
7,652851
23,38594
5,698465
4,986297
DIVPUB
0,214618
15,37945
13,89180
58,01144
58,27645
Nota: Ordem das séries: Câmbio, INF, NFSPJR, NFSPP, e DIVPUB.
No que se refere à taxa de inflação, observa-se que a importância da
própria INF na explicação de sua variância é muito significativa (76%).
Entretanto, o segundo gráfico da segunda linha da figura 3.2 revela um declínio
dos impactos tendendo a se anular a partir do sétimo mês. A importância
relativa da dívida pública na explicação da inflação é significativa (15%). Além
disso, o último gráfico da linha supracitada mostra que os efeitos de um choque
da DIVPUB sobre a INF tende a se afastar de zero, indicando significância
estatística. Este resultado ratifica o argumento defendido por alguns autores
como Calvo (1988) de que a tendência do banco central inflacionar a economia
39
é uma função da dívida pública, e que portanto, uma redução de seu estoque
seria capaz de reduzir a pressão sobre o banco central implicando maior
credibilidade à condução da política monetária. Por outro lado, embora em
menor escala, o efeito de um choque proveniente da NFSPP sobre a variância
da INF também não é desprezível (7%). Não obstante, o penúltimo gráfico
localizado na linha sobredita evidencia que os efeitos de choques externos,
transmitidos pela variável NFSPP sobre a INF são estatisticamente pouco
expressivos. O mesmo pode ser dito (não há significância estatística) para os
possíveis efeitos transmitidos pelo câmbio e NFSPJR para a variância da INF.
Em relação à NFSPJR verifica-se que a importância relativa da variável na
explicação de sua variância é significativa (54%), e que o terceiro gráfico
localizado na terceira linha da figura 3.2 não apresenta alterações significativas
em sua regularidade ao longo dos 12 meses. Ademais, a tabela 3.5 e a figura
3.2 mostram que a taxa de câmbio e a NFSPP não são relevantes na
explicação da NFSPJR. Por outro lado, a INF e a DIVPUB merecem maior
atenção. A importância relativa da INF na variância da NFPJR é expressiva
(29%). Soma-se a esta constatação o fato de que o segundo gráfico situado na
segunda linha denota significância estatística, uma vez que os efeitos de um
choque da INF sobre a DIVPUB tendem a se afastar de zero. A explicação para
esse resultado é que uma inflação mais elevada pode estar associada a uma
monetização da dívida, e portanto, devido a um menor estoque da dívida
haveria uma menor despesa com o pagamento de juros. Outrossim, a DIVPUB
possui relevância na explicação da variância da NFSPJR (14%). O último
gráfico localizado na linha supradita denota, conforme esperado, que um
40
aumento no endividamento público tem como resultado um incremento na
despesa do governo com o pagamento de juros.
Figura 3.2
Função impulso-resposta para o VAR
Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E.
Response of CAMBIO to CAMBIO
Response of CAMBIO to INF
Response of CAMBIO to NFSPJR
Response of CAMBIO to NFSPP
Response of CAMBIO to DIVPUB
.015
.015
.015
.015
.015
.010
.010
.010
.010
.010
.005
.005
.005
.005
.005
.000
.000
.000
.000
.000
-.005
-.005
-.005
-.005
-.005
-.010
-.010
-.010
-.010
-.010
-.015
-.015
-.015
-.015
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
1
2
Response of INF to CAMBIO
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
1
Response of INF to INF
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
-.015
1
2
Response of INF to NFSPJR
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
1
Response of INF to NFSPP
.6
.6
.6
.6
.5
.5
.5
.5
.5
.4
.4
.4
.4
.4
.3
.3
.3
.3
.3
.2
.2
.2
.2
.2
.1
.1
.1
.1
.1
.0
.0
.0
.0
.0
-.1
-.1
-.1
-.1
-.1
-.2
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
-.2
1
Response of NFSPJR to CAMBIO
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
-.2
1
Response of NFSPJR to INF
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
Response of NFSPJR to NFSPJR
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
1
Response of NFSPJR to NFSPP
.8
.8
.8
.4
.4
.4
.4
.4
.0
.0
.0
.0
.0
-.4
-.4
-.4
-.4
-.4
-.8
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
-.8
1
2
Response of NFSPP to CAMBIO
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
-.8
1
Response of NFSPP to INF
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
Response of NFSPP to NFSPJR
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
1
Response of NFSPP to NFSPP
.6
.6
.6
.4
.4
.4
.4
.4
.2
.2
.2
.2
.2
.0
.0
.0
.0
.0
-.2
-.2
-.2
-.2
-.2
-.4
-.4
-.4
-.4
-.4
-.6
-.6
-.6
-.6
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
1
2
Response of DIVPUB to CAMBIO
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
1
Response of DIVPUB to INF
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
Response of DIVPUB to NFSPJR
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
1
Response of DIVPUB to NFSPP
1.2
1.2
1.2
0.8
0.8
0.8
0.8
0.8
0.4
0.4
0.4
0.4
0.4
0.0
0.0
0.0
0.0
0.0
-0.4
-0.4
-0.4
-0.4
-0.4
-0.8
-0.8
-0.8
-0.8
-0.8
-1.2
-1.2
-1.2
-1.2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
1
2
3
4
5
41
6
7
8
9
10 11 12
9
10 11 12
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
Response of DIVPUB to DIVPUB
1.2
2
8
-.6
1
1.2
1
7
Response of NFSPP to DIVPUB
.6
2
6
-.8
1
.6
1
5
Response of NFSPJR to DIVPUB
.8
1
4
-.2
1
.8
-.8
3
Response of INF to DIVPUB
.6
-.2
2
-1.2
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
Quanto à NFSPP observa-se que a importância relativa da própria
variável na explicação de sua variância é menor do que nos casos anteriores
(22%). A resposta da NFSPP ao impacto originário de um choque externo
sobre os seus valores passados (penúltimo gráfico localizado na quarta linha
da figura 3.2) mostra um declínio dos impactos tendendo a se anular no décimo
segundo mês. A tabela 3.5 revela que a importância do câmbio, INF, e
NFSPJR na explicação da variância da NFSPP são semelhantes (oscilando
entre 6% e 7%). O mesmo pode ser dito sobre os efeitos de choques externos
transmitidos por essas variáveis. Um impacto positivo nessas variáveis tende a
provocar uma elevação na NFSPP que não é eliminada ao longo do tempo
(vide primeiro, segundo, e terceiro gráficos situados na linha sobredita). A
variável de maior importância para a explicação da NFSPP é a DIVPUB. A
importância relativa da DIVPUB na explicação da variância da NFSPP é muito
significativa (58%). A análise impulso-resposta ratifica a importância da
DIVPUB para a NFSPP demonstrando significância estatística. Conforme pode
ser observado pelo último gráfico localizado na linha supradita, um choque
positivo transmitido pela DIVPUB tende a reduzir a NFSPP. Em outras
palavras, o aumento do endividamento público tende a implicar a necessidade
da geração de superávits primários para estabilizar a razão dívida/PIB.
Para a análise da DIVPUB observa-se que a importância relativa da
própria variável para a compreensão de sua variância é significativa (58%).
Ademais, o último gráfico localizado na quinta linha da figura 3.2 mostra que os
impactos decorrentes de choques externos da própria variável apresentam um
decréscimo sem, contudo, anular-se. Este resultado sugere que a principal
variável para a explicação do endividamento público é o próprio estoque da
42
dívida. A INF também possui relevância para a explicação da variância da
DIVPUB (23%). O segundo gráfico localizado na linha já mencionada mostra
que um choque positivo transmitido pela INF tende a reduzir a DIVPUB. As
variáveis câmbio, NFSPJR, e NFSPP possuem performance similares. O efeito
dessas variáveis na explicação da variância da DIVPUB situou-se entre 5% e
8%. Ademais, o primeiro, terceiro, e quarto gráficos localizados na última linha
da figura 3.2 mostram que um choque positivo transmitido por essas variáveis
tende a elevar a DIVPUB.27
3.3. Análise empírica – período II
Seguindo a mesma metodologia utilizada na seção anterior é elaborado
um modelo VAR contendo as variáveis relacionadas na seção 3.1. O primeiro
passo consiste em verificar se as séries são estacionárias em nível ou em suas
diferenças. Conforme pode ser observado por meio da figura 3.3, excluindo-se
as séries DIVPUB e Câmbio, as demais indicam que os coeficientes de
autocorrelação simples não declinam de forma lenta e gradual à medida que o
número de defasagens aumenta. Logo, há indicação de que essas séries são
estacionárias em nível.
27
Deve-se ressaltar que na maioria dos casos, a significância estatística não se mostrou
robusta devido ao fato dos valores situarem-se próximos a zero durante os 12 meses.
43
Figura 3.3
Evolução e Correlograma das séries
DIVPUB
70
60
50
40
30
20
10
0
DIVPUB
1
0,5
1
2003:1
2002:7
2002:1
2001:7
2001:1
2000:7
2000:1
1999:7
1999:1
0
5
-0,5
NFSPJR
14
12
10
8
6
4
2
0
3
7
9
11
AC
13
15
17
15
17
13 15
PAC
17
PAC
NFSPJR
1
0,5
1
2003:1
2002:7
2002:1
2001:7
2001:1
2000:7
2000:1
1999:7
1999:1
0
5
-0,5
NFSPP
0
-1
-2
-3
-4
-5
3
7
9
11
AC
13
PAC
NFSPP
1
0,8
0,6
0,4
0
2003:1
2002:7
2002:1
2001:7
2001:1
2000:7
2000:1
1999:7
1999:1
0,2
-0,2
Câmbio
4
1
3
5
7 9
AC
11
Câmbio
1
3
0,5
2
1
0
1
2003:1
2002:7
2002:1
2001:7
2001:1
2000:7
2000:1
1999:7
1999:1
0
5
-0,5
INF
3,5
3
2,5
2
1,5
1
0,5
0
3
7
9
11
AC
13
15
17
15
17
PAC
INF
0,8
0,6
0,4
0,2
-0,2
2003:1
2002:7
2002:1
2001:7
2001:1
2000:7
2000:1
1999:7
1999:1
0
-0,4
44
1
3
5
7
AC
9
11
13
PAC
A realização do teste ADF (vide tabela 3.6) confirma à expectativa
gerada por meio da visualização dos correlogramas presentes na figura 3.3. As
séries NFSPJR, NFSPP, e INF são estacionárias em nível enquanto que as
séries DIVPUB e Câmbio são integradas de primeira ordem.
Séries
DIVPUB
∆ DIVPUB
NFSPJR
NFSPP
Câmbio
∆ Câmbio
INF
Tabela 3.6
Testes de Raiz Unitária - ADF
Valor
Valor
Def.
Teste
crítico 1% crítico 5%
0
-0,0021
-2,6081
-1,9471
0
-9,2988
-2,6090
-1,9473
0
-1,9947
-2,6081
-1,9471
0
-3,3132
-3,5625
-2,9190
1
0,5991
-2,6090
-1,9473
0
-5,6508
-2,6090
-1,9473
0
-3,5661
-3,5625
-2,9190
Nota: Teste ampliado de Dickey-Fuller (ADF) – o número de defasagens
utilizado para cada série foi definido de acordo com o critério de Schwarz
(SC). Para as séries NFSPP e INF foi usado constante. Para as demais
séries não foi utilizado constante ou tendência.
Fazendo-se uso dos critérios de Schwarz e Hannan-Quinn para a
definição da ordem ótima do VAR, verificou-se que o modelo adequado referese àquele com uma defasagem e uso de constante (vide tabela 3.7).
Tabela 3.7
Critério de SC e HQ para ordem do VAR
Defasagens
Constante
SC
HQ
0
com constante
12,85574
12,73448
1
com constante
7,017672*
6,290127*
2
com constante
7,918988
6,585156
3
com constante
9,157670
7,217550
4
com constante
9,707989
7,161583
1
sem constante
7,350651*
6,744364
2
sem constante
7,860242
6,647668*
3
sem constante
9,203563
7,384702
4
sem constante
9,709461
7,284312
Nota: * denota a ordem selecionada pelo critério. SC: critério de
Schwarz. HQ: critério de Hannan-Quinn.
Em razão da mudança no regime de câmbio em janeiro de 1999 a
ordenação das variáveis para a estimação do VAR não é a mesma que a do
45
período anterior. Para verificar qual a melhor ordem para as variáveis no VAR
um procedimento comum nos estudos de macroeconometria é a aplicação do
teste de precedência temporal de Granger (1969). O teste de precedência
temporal de Granger (vide tabela 3.8) indica que o ordenamento adequado
para análise é dado por: DIVPUB, câmbio, NFSPP, INF, NFSPJR. A
justificativa para esse resultado é que o aumento do estoque da dívida pública
no período tornou-se uma variável de grande importância para as demais
variáveis. O aumento do endividamento público provoca uma flutuação cambial
que por sua vez implica a necessidade de um aumento no superávit primário
para conter a trajetória da inflação. O resultado da combinação dos efeitos
provenientes dessas variáveis é uma elevação (ou queda) na despesa
financeira com o pagamento de juros do setor público.
Tabela 3.8
Teste de Precedência Temporal de Granger
VAR(1)
Hipótese nula:
NFSPJR não Granger causa DIVPUB
DIVPUB não Granger causa NFSPJR
NFSPP não Granger causa DIVPUB
DIVPUB não Granger causa NFSPP
CAMBIO não Granger causa DIVPUB
DIVPUB não Granger causa CAMBIO
INF não Granger causa DIVPUB
DIVPUB não Granger causa INF
NFSPP não Granger causa NFSPJR
NFSPJR não Granger causa NFSPP
CAMBIO não Granger causa NFSPJR
NFSPJR não Granger causa CAMBIO
INF não Granger causa NFSPJR
NFSPJR não Granger causa INF
CAMBIO não Granger causa NFSPP
NFSPP não Granger causa CAMBIO
INF não Granger causa NFSPP
NFSPP não Granger causa INF
INF não Granger causa CAMBIO
CAMBIO não Granger causa INF
46
Obs
51
51
51
51
51
51
51
51
51
51
Estatística-F Probabilidade
0,39893
0,53064
2,45813
0,12349
0,00353
0,95289
1,83892
0,18142
0,00075
0,97828
28,9225
2,2E-06
0,66832
0,41768
6,57531
0,01353
5,86448
0,01928
0,30028
0,58625
1,63749
0,20682
1,34362
0,25213
1,45033
0,23438
0,02581
0,87305
1,22694
0,27352
0,45066
0,50524
0,20550
0,65236
0,61440
0,43699
1,26698
0,26593
11,9718
0,00114
A análise do VAR está sumariada pelos resultados apresentados na
decomposição da variância das variáveis sob análise (vide tabela 3.9) e de
suas funções de impulsos-respostas depois de transcorridos 12 meses (vide
figura 3.4).
DIVPUB
Câmbio
NFSPP
INF
NFSPJR
Tabela 3.9
Decomposição da variância após 12 meses
DIVPUB
Câmbio
NFSPP
INF
89,83909
1,419102
0,979435
1,609843
83,76400
8,112738
1,047469
0,596956
16,11679
2,962665
74,74484
4,709141
31,81062
5,809336
2,468657
58,28349
35,35088
2,996618
16,11329
4,538503
NFSPJR
6,152528
6,478836
1,466563
1,627895
41,00071
Nota: Ordem das séries: DIVPUB, Câmbio, NFSPP, INF, e NFSPJR.
Com base na tabela 3.9 verifica-se que a importância relativa das
diversas variáveis em análise na explicação da variância da DIVPUB não é
significativa, uma vez que aproximadamente 90% de sua variância é explicada
por si mesma. Em relação ao efeito de um choque externo sobre os valores
passados da própria DIVPUB (primeiro gráfico situado na primeira linha da
figura 3.4) observa-se que a regularidade indica um declínio dos impactos sem,
contudo, anular-se até o décimo segundo mês. Quanto às demais variáveis,
verifica-se que os efeitos de choques externos transmitidos estão próximos de
zero, o que denota falta de significância estatística. Este resultado sugere que
o principal responsável pela trajetória da dívida pública é o seu próprio estoque.
De forma diferente do período anterior, em que a taxa de câmbio era a
principal responsável pela explicação de sua dinâmica, para o período em
consideração a DIVPUB representa a variável mais importante na análise de
sua variância (84%), ao passo que a taxa de câmbio ficou reduzida a apenas
8%. Os dois primeiros gráficos localizados na segunda linha da figura 3.4
47
mostram o impacto de um choque externo transmitido pelas variáveis DIVPUB
e câmbio respectivamente sobre a taxa de câmbio. A importância da DIVPUB
na explicação do câmbio é muito significativa, uma vez que os efeitos de um
choque, ao longo do tempo, encontram-se bem afastados de zero. Por outro
lado, a importância da taxa de câmbio na transmissão de um choque sobre si
mesma não se mostrou significativo, tendendo a desaparecer o efeito do
choque a partir do sexto mês. Conforme pode ser observado por meio dos
demais gráficos na linha supracitada as outras variáveis mostram-se
desimportantes para análise da função impulso-resposta devido à falta de
significância estatística.
A importância relativa da NFSPP na explicação de sua variância é
significativa (75%). A tabela 3.9 mostra que além da própria variável, apenas a
DIVPUB também é relevante para análise da variância da NFSPP, uma vez
que as variáveis câmbio, INF, NFSPJR juntas explicam apenas cerca de 9% de
sua variância. A análise impulso-resposta revela que os impactos decorrentes
de choques externos da própria variável (vide terceiro gráfico localizado na
terceira linha da figura 3.4) tendem a se reduzir à medida que o tempo passa.
Além disso, observa-se que os efeitos de um choque positivo transmitido pela
DIVPUB não são eliminados ao longo do tempo (vide primeiro gráfico situado
na linha sobredita). Esse resultado converge com aquele encontrado para o
período anterior, sugerindo que o aumento no estoque da dívida pública leva à
geração de superávits primários para estabilizar a razão dívida/PIB. As
variáveis restantes não mostraram relevância estatística para análise da
transmissão de choques externos para a NFSPP.
48
Figura 3.4
Função impulso-resposta para o VAR
Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E.
Response of DIVPUB to DIVPUB
Response of DIVPUB to CAMBIO
Response of DIVPUB to NFSPP
Response of DIVPUB to INF
Response of DIVPUB to NFSPJR
2.5
2.5
2.5
2.5
2.5
2.0
2.0
2.0
2.0
2.0
1.5
1.5
1.5
1.5
1.5
1.0
1.0
1.0
1.0
1.0
0.5
0.5
0.5
0.5
0.5
0.0
0.0
0.0
0.0
0.0
-0.5
-0.5
-0.5
-0.5
-0.5
-1.0
-1.0
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
-1.0
1
Response of CAMBIO to DIVPUB
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
-1.0
1
Response of CAMBIO to CAMBIO
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
-1.0
1
Response of CAMBIO to NFSPP
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
1
Response of CAMBIO to INF
.3
.3
.3
.3
.2
.2
.2
.2
.2
.1
.1
.1
.1
.1
.0
.0
.0
.0
.0
-.1
-.1
-.1
-.1
-.1
-.2
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
-.2
1
Response of NFSPP to DIVPUB
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
-.2
1
Response of NFSPP to CAMBIO
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
2
Response of NFSPP to NFSPP
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
1
Response of NFSPP to INF
.3
.3
.3
.2
.2
.2
.2
.2
.1
.1
.1
.1
.1
.0
.0
.0
.0
.0
-.1
-.1
-.1
-.1
-.1
-.2
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
-.2
1
2
Response of INF to DIVPUB
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
-.2
1
2
Response of INF to CAMBIO
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
2
Response of INF to NFSPP
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
1
Response of INF to INF
.6
.6
.6
.5
.5
.5
.5
.5
.4
.4
.4
.4
.4
.3
.3
.3
.3
.3
.2
.2
.2
.2
.2
.1
.1
.1
.1
.1
.0
.0
.0
.0
.0
-.1
-.1
-.1
-.1
-.1
-.2
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
-.2
1
Response of NFSPJR to DIVPUB
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
-.2
1
Response of NFSPJR to CAMBIO
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
Response of NFSPJR to NFSPP
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
1
Response of NFSPJR to INF
1.2
1.2
1.2
0.8
0.8
0.8
0.8
0.8
0.4
0.4
0.4
0.4
0.4
0.0
0.0
0.0
0.0
0.0
-0.4
-0.4
-0.4
-0.4
-0.4
-0.8
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
-0.8
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
-0.8
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
2
3
4
5
2
3
4
5
2
3
4
5
10 11 12
6
7
8
9
10 11 12
6
7
8
9
10 11 12
6
7
8
9
10 11 12
-0.8
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12
1
2
3
4
5
Quanto aos resultados referentes à taxa de inflação, verifica-se que a
importância da própria INF na explicação de sua variância é significativa (58%).
Não obstante, o quarto gráfico localizado na quarta linha da figura 3.4 denota
que os efeitos de um choque transmitidos pela própria variável é efêmero,
sofrendo forte queda depois do primeiro mês. Este resultado sugere que a
49
9
Response of NFSPJR to NFSPJR
1.2
1
8
-.2
1
1.2
-0.8
7
Response of INF to NFSPJR
.6
1
6
-.2
1
.6
-.2
5
Response of NFSPP to NFSPJR
.3
1
4
-.2
1
.3
-.2
3
Response of CAMBIO to NFSPJR
.3
-.2
2
6
7
8
9
10 11 12
presença de um componente inercial na explicação da trajetória da inflação é
desprezível. O ponto que merece destaque na análise da inflação é a
importância relativa da dívida pública na explicação de sua variância (32%).
Ademais, o primeiro gráfico localizado na linha supracitada indica que o
impacto de um choque positivo da DIVPUB tende a provocar um aumento na
INF de forma duradoura. Mais uma vez, este resultado mostra-se compatível
com o argumento de que uma elevação no estoque da dívida pública pode
acarretar uma monetização da dívida que culmina com o aumento da inflação.
A importância relativa da taxa de câmbio na análise da variância da INF não é
muito expressiva (6%) e o impacto de uma elevação da INF devido a um
choque externo transmitido pelo câmbio tende a se anular a partir do oitavo
mês (vide segundo gráfico localizado na linha sobredita). Por último, as
variáveis NFSPP e NFSPJR não se mostraram relevantes para a análise da
dinâmica da INF.
Para a análise da NFSPJR observa-se que a importância relativa da
variável na explicação de sua variância é significativa (41%). Entretanto, o
último gráfico localizado na última linha da figura 3.4 revela que o impacto de
um choque transmitido pela própria variável tende a reduzir-se, tornando-se
insignificante ao final de 12 meses. Ainda que a análise impulso-resposta
revele que um choque positivo transmitido por meio da taxa de câmbio leve a
um aumento da NFSPJR (vide segundo gráfico da linha já mencionada) e que
um aumento da inflação acarrete uma redução na variável sob análise (vide
terceiro gráfico da mesma linha), os efeitos têm curta duração e não são
estatisticamente expressivos. Em contrapartida, as variáveis DIVPUB e NFSPP
possuem importância relativa na variância da NFSPJR explicando cerca de
50
35% e 16% respectivamente. Conforme pode ser observado por meio do
primeiro gráfico localizado na quinta linha da figura 3.4, um choque positivo
transmitido pela DIVPUB eleva a NFSPJR, mas o efeito tende a declinar e
desaparecer por completo a partir do sexto mês. Por outro lado, o terceiro
gráfico da mesma linha mostra que (ainda que estatisticamente pouco
expressivo) um aumento (redução) da NFSPP tende a elevar (diminuir) a
NFSPJR perdurando ao longo dos 12 meses. Em outras palavras, um aumento
no superávit (déficit) primário tende a reduzir (aumentar) as despesas do setor
público com o pagamento de juros.
3.4. Uma breve reflexão sobre os resultados obtidos
A análise do período agosto de 1994 a dezembro de 1998 revelou que a
trajetória da dívida pública foi explicada em grande medida pelo seu próprio
estoque. Ademais, foi observado que a queda da taxa de inflação não foi
suficiente para promover uma redução nas despesas com o pagamento de
juros reais do setor público. A justificativa para esse fenômeno se deve a dois
pontos: (i) a vulnerabilidade da economia com o regime de câmbio fixo que
culminou com uma elevação da taxa de juros reais no final desse período; e (ii)
ao estupendo aumento do uso da SELIC como principal indexador da dívida
que saltou de 22,07% em agosto de 1994 para 70,18% em dezembro de 1998.
Além disso, observa-se que a desvalorização gradual da moeda concomitante
ao aumento das NFSPJR devido às crises asiática e russa, e ainda a menor
austeridade com o resultado primário a partir do início de 1996, contribuíram
para uma elevação sustentada no endividamento público.
51
O motivo para a mudança no padrão da dívida pública com a alteração
do regime cambial ocorrida em janeiro de 1999 se deve ao fato de que cerca
de 30% da dívida pública estava indexada ao câmbio. Não obstante, conforme
pôde ser observado por meio dos resultados encontrados na seção anterior,
verificou-se que a dinâmica da dívida no período compreendido entre janeiro de
1999 e abril de 2003 tem o seu estoque como a principal variável explicativa.
52
4. Prazo médio da dívida pública em mercado e taxa de juros
Em conformidade com a análise feita por Guidotti e Kumer (1991), os
principais motivos para uma dívida pública prefixada concentrada em prazos
muito curtos no período anterior à implementação do Plano Real são: (i) o
desequilíbrio fiscal – responsável pelo aumento do temor dos agentes quanto à
possibilidade de insolvência da dívida; e (ii) a expectativa de uma inflação
elevada - impedia a fixação de prazos longos em virtude da possibilidade de
perda para os detentores dos títulos devido à incidência da inflação. Em
novembro de 1999, o Tesouro Nacional e o Banco Central do Brasil adotaram
uma série de medidas com o objetivo de alongar o prazo médio e o aumento da
participação dos títulos pré-fixados da dívida pública. A estratégia anunciada
tem como principal fundamento os modelos teóricos desenvolvidos nos anos
90 que tiveram como principal recomendação para a administração da dívida
pública uma estrutura de vencimento concentrada no longo prazo.
Giavazzi e Pagano (1990) e Calvo e Guidotti (1990) destacaram a
importância do gerenciamento da dívida pública como forma de evitar crises de
confiança. Desde então, o tamanho da dívida assim como o prazo médio e sua
estrutura de vencimento tornaram-se fundamentais para a análise da
credibilidade na determinação da estrutura de vencimentos. De acordo com
esta concepção, a concentração da dívida em poucos vencimentos não se
mostra conveniente, pois no caso de haver uma crise de confiança o custo
imposto ao governo não pode ser negligenciado. Sob tais circunstâncias,
mesmo sem o problema de insuficiência de demanda pelos títulos públicos, o
governo é obrigado a pagar um elevado prêmio de risco.
53
Além do tradicional argumento ressaltado por Sargent e Wallace (1981)
de que dívida e déficit elevados são capazes de provocar um aumento da taxa
de juros, o argumento acima mostra a possibilidade da existência de uma
conexão entre o prazo médio da dívida pública em mercado e a determinação
da taxa de juros. A idéia é que um prazo médio da dívida curto estaria
associado a uma taxa de juros mais elevada, pois haveria um aumento no risco
de insolvência do governo. Por outro lado, um prazo médio da dívida longo
atenuaria as pressões de uma crise de curto prazo contribuindo para uma taxa
de juros menos elevada.
A importância da taxa de juros básica da economia (SELIC) para a
análise da dívida pública brasileira é inquestionável. Ao longo do triênio 20002002 cerca de 53% dos títulos públicos federais estavam atrelados à taxa
SELIC. Logo, aumentos ou reduções na SELIC provocam variações
significativas nas despesas financeiras com o pagamento de juros da dívida.
Apesar da estratégia de metas para a inflação implementada desde junho de
1999 ter a taxa de juros como principal instrumento para o controle da inflação,
é importante ressaltar que os fundamentos da política fiscal (e portanto, fora do
controle do banco central) são importantes para a determinação da taxa de
juros nominal de curto prazo.
A história recente da economia brasileira tem sido marcada por
sucessivos choques que têm levado ao descumprimento das metas para a
inflação preestabelecidas. Dentre os principais motivos (externos e internos)
para esse comportamento pode-se destacar: a instabilidade na bolsa
americana, os prejuízos em bônus corporativos de empresas dos EUA, a crise
Argentina, e o caráter especulativo que se manifestou durante o período das
54
eleições presidenciais. O resultado de um ambiente macroeconômico
desfavorável foi a necessidade do Tesouro Nacional encurtar o prazo dos
títulos para pagar prêmios compatíveis com a exigência do mercado. Deste
modo, o período recente tem sido caracterizado por uma rigidez para baixo da
taxa de juros de curto prazo.
O objetivo deste capítulo é verificar se há alguma influência do prazo
médio da dívida pública em mercado e do nível de indexação dos títulos
públicos pela SELIC para a determinação da taxa de juros básica da economia
brasileira no período 2000-2002.
4.1. O referencial teórico: os modelos Giavazzi-Pagano e Calvo-Guidotti
Os modelos que são examinados nesta seção, Giavazzi-Pagano (1990)
e Calvo- Guidotti (1990) representam duas das principais referências na
literatura econômica contemporânea para análise da dívida pública. O objetivo
principal desses modelos concentra-se no papel do gerenciamento da dívida
com forma de assegurar a estabilidade financeira, e por conseguinte, minimizar
crises de confiança.
4.1.1. O modelo Giavazzi-Pagano
O modelo Giavazzi-Pagano (1990) considera dois problemas potenciais
para a manifestação de crises de confiança: (i) temor do público em relação ao
governo quanto à probabilidade de insolvência da dívida pública; e (ii)
possibilidade do banco central abandonar o regime de câmbio fixo. Para
55
efetuar a análise, o modelo admite quatro hipóteses básicas: economia aberta
com regime de câmbio fixo, livre mobilidade de capitais, o público tem
informação imperfeita sobre as preferências do governo ou capacidade do
banco central em manter o regime de câmbio fixo, e há necessidade de
rolagem de elevado estoque de dívida pública em todos os períodos. Além
disso, no momento da rolagem da dívida, as condições presentes no mercado
de títulos são fundamentais para o governo contornar uma crise de confiança.
Tais condições podem ser sumariadas em três fatores: (i) o tamanho da dívida
acumulada; (ii) o prazo médio de vencimento; e (iii) a estrutura de concentração
de vencimentos.
Quando o governo enfrenta condições adversas (elevado estoque da
dívida, prazo médio de vencimento é curto, e os vencimentos são
concentrados) e há uma crise de confiança no mercado, o refinanciamento da
dívida ocorre em condições desfavoráveis (aumento do prêmio de risco). Logo,
a expectativa dos agentes econômicos para mudanças significativas na
condução da política econômica tende a aumentar. Em outras palavras, o
problema de inconsistência temporal precisa ser levado em conta.
É importante destacar que os problemas considerados no modelo não se
limitam ao gerenciamento da dívida pelo governo. Mesmo em uma situação em
que o banco central tem êxito na manutenção da paridade cambial depois de
um ataque especulativo, o provável resultado é uma elevação da taxa de juros
nominal. Este resultado se deve à arbitragem entre os ativos em moeda
estrangeira e aqueles em moeda doméstica. Ademais, devido à restrição
cambial, o banco central fica impedido de financiar o Tesouro, por conseguinte,
56
o montante da dívida que precisa ser refinanciado a cada período aumenta e
há uma probabilidade crescente de ocorrer uma desvalorização cambial.
A idéia intrínseca ao modelo é que uma política de administração da
dívida pública adequada é capaz de aumentar a resistência frente a ataques
especulativos. Sob essa ótica, uma estratégia que se baseie na dilatação do
prazo médio para o vencimento da dívida (ou pulverize os vencimentos de
forma homogênea) é capaz de reduzir a necessidade da captação de recursos
pelo governo, tendo por conseqüência, uma menor variância na emissão da
dívida.
O esquema a seguir sintetiza as principais idéias contidas no modelo.
Esquema 4.1
Modelo Giavazzi e Pagano (1990)
GOVERNO
BANCO
CENTRAL
dívida
pública
câmbio
fixo
elevado estoque
dívida
+
prazo médio
vencimento curto
+
vencimentos
concentrados
↑ prêmio de
risco
↑ estoque da
dívida
↑ taxa de juros
nominal
ataque
especulativo
57
Resultado: Sem
política de
administração da
dívida ⇒
monetização ou
default e
desvalorização
Resultado: Com
política de
administração da
dívida ⇒ menor
variância da emissão
da dívida e maior
resistência a ataques
especulativos.
4.1.2. O modelo Calvo-Guidotti
Da mesma forma que no caso anterior, o modelo em consideração
possui quatro hipóteses fundamentais: o estoque da dívida é uma variável
predeterminada; o nível de gastos governamentais é a fonte de incerteza no
modelo; é assumida estrita paridade no poder de compra e na taxa de juros;28 e
os governos podem limitar a ação dos próximos governantes no que se refere
ao controle dos instrumentos de política econômica. O último ponto significa
que o governo do período 0 tem o poder de limitar a ação do governo do
período 1, este por sua vez, pode limitar a ação do governo 2, e assim por
diante. Portanto, é estabelecida uma transitividade; entretanto, à medida que
os períodos avançam, menor é a influência do governo mais antigo.
O principal resultado obtido no modelo Calvo-Guidotti sugere que o uso
da indexação é uma estratégia razoável, pois impede o uso do imposto
inflacionário como instrumento para reduzir o estoque da dívida. Não obstante,
a indexação total não é recomendada, uma vez que tende a ocorrer uma
elevação na carga tributária em substituição à emissão monetária. Assim
sendo, a solução mais próxima da ótima para o gerenciamento da dívida seria
uma estrutura de vencimento de longo prazo e parcialmente indexada.
O esquema 4.2 sumaria as principais idéias contidas no modelo Calvo e
Guidotti (1990).
28
No caso de ausência de inflação internacional, uma inflação interna implica desvalorização
cambial; e no caso de uma taxa internacional nula, a taxa de inflação esperada corresponde à
taxa de juros nominal, respectivamente.
58
Esquema 4.2
Modelo Calvo e Guidotti (1990)
Determina por completo
as ações do próximo
governo
indexação ótima ⇒
estrutura de vencimento
da dívida e a indexação
são substitutos perfeitos
Solução ótima ⇒
estrutura de vencimento
da dívida concentrada no
longo prazo
GOVERNO
(período 0)
Solução mais próxima da
ótima ⇒ dívida com
estrutura de vencimento
de longo prazo e
parcialmente indexada
Não determina por
completo as ações do
próximo governo
Necessidade de uma
combinação entre a
indexação e o prazo de
vencimento da dívida
Se a indexação não for
factível ⇒ concentração
de vencimentos da dívida
no curto prazo
De acordo com o modelo Giovazzi e Pagano (1990) há sempre um prazo
médio suficientemente longo para a dívida pública que é capaz de evitar uma
crise de confiança. Sob essa perspectiva, um dos benefícios potenciais que
uma dívida alongada poderia implicar seria a possibilidade de o Tesouro ser
capaz de reorganizar o orçamento de forma que fossem evitados problemas
para o pagamento do serviço da dívida no futuro. No caso do modelo Calvo e
Guidotti (1990), se o governo no período 0 (aquele que dá início ao processo
analisado no modelo) for capaz de determinar (por completo) a condução da
política econômica dos próximos governos, a estrutura de vencimento da dívida
e a indexação seriam substitutos perfeitos. Entretanto, no caso das ações dos
próximos governos não se encontrarem limitadas é necessária a obtenção de
uma combinação ótima entre a indexação e o prazo de vencimento.
59
De acordo com o modelo Calvo-Guidotti, no caso em que há liberdade
para definir o grau de indexação ótima da dívida pública, a menor perda social
seria resultado de uma estrutura concentrada em títulos de longo prazo. Por
outro lado, se o uso da indexação não for viável, a melhor estratégia a ser
utilizada seria a concentração de vencimentos da dívida no curto prazo. Em
suma, o modelo mostra que o alongamento da dívida e a indexação
representam um mecanismo capaz de forçar os próximos governos a
cumprirem as metas para a política fiscal e para a inflação de forma que seja
assegurada a credibilidade da política econômica.
Em geral, os dois modelos sugerem que o alongamento da dívida
representa uma boa estratégia para a administração da dívida pública. De
acordo com as simulações apresentadas por Calvo e Guidotti (1990) o
alongamento da dívida é a forma mais adequada para o caso em que o
estoque da dívida ultrapassa 50% do PIB. Apesar dessa estratégia mostrar-se
atraente, ela não é adequada para o caso de economias que apresentam baixa
credibilidade. Sob tais condições, existe a tendência do público priorizar a
liquidez (devido ao risco de default, inflação, debilidade nos fundamentos
econômicos, etc.) fazendo com que o alongamento do prazo de vencimento da
dívida somente possa ser obtido a um custo muito elevado (pagamento de uma
taxa real de juros muito elevada).
4.2. Evidências empíricas
Os modelos sumariados na seção anterior denotam que uma estrutura
para a dívida pública concentrada em prazos curtos não se mostra adequada.
60
Portanto, é recomendado que ocorra um esforço do governo para a busca do
alongamento da dívida. Não obstante, é observado que no caso de economias
que não possuem credibilidade o esforço para estender o prazo da dívida é
obtido ao custo de uma elevação na taxa de juros. Com base nessa idéia,
torna-se relevante verificar (de forma preliminar) se a estratégia adotada pelo
governo brasileiro em novembro de 1999 para aumentar o prazo médio da
dívida pública e a participação de títulos pré-fixados causou alguma influência
no comportamento da taxa de juros. Para efetuar essa análise foi construído
um modelo auto-regressivo vetorial (VAR) a partir de dados mensais
disponibilizados pela Secretaria do Tesouro Nacional e pelo Banco Central do
Brasil referentes ao Prazo Médio da Dívida Pública Federal em mercado
(PMDP)29, para a taxa de juros básica da economia (SELIC), e a percentagem
dos títulos públicos federais indexados à taxa SELIC. Os dados compreendem
o período que se estende de fevereiro de 2000 a dezembro de 2002.
Para aplicação do VAR é preciso que as séries utilizadas no modelo
sejam estacionárias. Assim, um primeiro ponto a ser avaliado consiste em
verificar se as séries possuem raiz unitária. Os correlogramas dos valores
originais das três séries (vide figura 4.1) revelam que os coeficientes de
autocorrelação simples declinam de forma lenta e gradual à medida que o
número de defasagens aumenta. Logo, observa-se que os valores atuais
dependem dos valores passados denotando a existência de raiz unitária.
29
A Secretaria do Tesouro Nacional deu início a essa série em fevereiro de 2000.
61
Figura 4.1
Evolução e Correlograma das séries
PMDP
75
0,8
60
0,6
45
0,4
30
0,2
15
2002:10
2002:6
2002:2
2001:10
2001:6
2001:2
2000:10
2000:6
0
2000:2
0
PMDP
-0,2
SELIC
2,0
0,6
2001:6
2002:10
-0,2
2002:6
0,0
2002:2
0
2001:10
0,5
2001:2
0,2
2000:10
1,0
2000:6
0,4
2000:2
1,5
-0,4
SELICind
0,8
60
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
AC
PAC
SELIC
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
AC
PAC
SELICind
0,6
45
0,4
30
2002:10
2002:6
2002:2
2001:10
2001:6
2001:2
0
2000:10
0
2000:6
0,2
2000:2
15
-0,2
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
AC
PAC
Além da análise do correlograma das séries foi realizado o teste
ampliado de Dickey-Fuller (ADF) para verificar a presença de raiz unitária.
Conforme pode ser observado por meio da tabela 4.1, aceita-se a hipótese nula
de raiz unitária (séries são não estacionárias) para os valores originais das
séries.30 Em relação às primeiras diferenças, verifica-se que as séries são
estacionárias, rejeitando-se a hipótese de raiz unitária para o nível de
30
Foi utilizado o critério de informação Akaike (AIC) para selecionar o número ótimo de
defasagens.
62
significância de 1%. Estes resultados estão de acordo com aqueles que foram
obtidos pela análise dos correlogramas das séries, o que implica que as três
séries são integradas de primeira ordem, isto é, I(1).
Especificação
Constante
Variável defasada
Tendência
Primeira diferença
Segunda diferença
Terceira diferença
Quarta diferença
Quinta diferença
AIC0
AIC1
AIC2
AIC3
AIC4
AIC5
AIC6
Valor crítico 1%
Valor crítico 5%
PMDP
3,3705
-3,4109
-2,3827
5,9259
6,0184
6,0939
6,1735
6,1963
6,2895
6,3668
-4,2505
-3,5468
Tabela 4.1
Teste de raiz unitária ADF
SELICind ∆SELICind
∆PMDP
-0,4291
-2,9769
-7,4835
0,1719
-4,4150
3,3059
3,4026
-0,6681
2,4854
-2,4628
1,4248
-1,4079
3,7687
3,8416
6,0829
6,1707
3,8581
3,5460
6,2620
3,5964
3,5198
6,3678
3,5922
3,5831
6,4220
3,6399
3,6803
6,4577
3,7308
3,7871
6,5723
3,8389
3,9084
-2,6344
-4,2826
-4,2826
-1,9514
-3,5614
-3,5614
SELIC
2,6703
-2,8426
2,8622
-0,8073
0,3979
2,3459
1,8826
1,7212
-1,1771
-1,2926
-1,3231
-1,3712
-1,3487
-1,3739
-1,3305
-4,3082
-3,5731
∆SELIC
-7,2379
2,1539
-1,2400
-1,3351
-1,3304
-1,2334
-1,1677
-1,1264
-1,0375
-2,6369
-1,9517
Nota: A estatística t do teste ADF e estatística do critério de informação de Akaike (AIC)
mínimo para a seleção do número adequado de defasagens estão em negrito.
Para a definição da ordem do VAR foram utilizados os critérios de
Akaike, Schwarz, e Hannan-Quinn.31 Conforme pode ser observado pelos
resultados presentes na tabela 4.2, os três critérios utilizados indicam que o
modelo adequado corresponde àquele com duas defasagens, por apresentar
os menores valores para AIC, SC, e HQ.
31
AIC=-2(l/T)+2(k/T), SC=-2(l/T)+klog(T)/T, e HQ=-2(l/T)+2klog(log(T))/T; considera uma
regressão com k parâmetros estimados usando T observações. l é o valor do log da função
probabilidade com k parâmetros estimados.
63
Tabela 4.2
Critério de SC e HQ para ordem do VAR
Defasagens
AIC
SC
HQ
0
10,19560
10,33572
10,24042
1
8,957005*
9,517484*
9,136307*
2
8,960358
9,941196
9,274136
3
8,984413
10,38561
9,432668
4
9,108681
10,93024
9,691412
5
9,160910
11,40283
9,878118
Nota: Cada VAR foi estimado com constante irrestrita e sem tendência.
* denota a ordem selecionada pelo critério. AIC: critério de Akaike.
SC: critério de Schwarz. HQ: critério de Hannan-Quinn.
Admitindo-se que os erros são ortogonalizados pela decomposição de
Cholesky, o ordenamento das variáveis possui grande relevância para a
análise da função impulso-resposta. Para verificar qual a melhor ordem para as
variáveis no VAR foi aplicado o teste de precedência temporal de Granger
(1969).32 O resultado do teste (vide tabela 4.3) rejeita a hipótese nula ao nível
de 98% de que o PMDP não implica “causalidade” sobre a SELIC. Por outro
lado, a hipótese nula de que a SELIC não “causa” PMDP foi aceita ao nível de
significância de 96%. Também é observado que a SELIC “causa” indexação
dos títulos ao nível de 74%. Quanto à relação entre o PMDP e a SELIC foi
observado que não há uma direção de “causalidade” significativa. Portanto, os
resultados do teste de Granger denotam que a melhor ordenação para as
variáveis no VAR é dada por: PMDP, SELIC, SELICind.
Com o objetivo de descrever o comportamento dinâmico e os efeitos de
um choque para uma das variáveis endógenas no VAR, foi feita a análise da
decomposição da variância e da função impulso-resposta. A tabela 4.4 mostra
a explicação da variância do PMDP, da SELIC, e da SELICind para a
observação de um choque em um período de 24 meses.
32
O teste de Granger avalia se uma série de tempo Xt “causa” outra série Yt, se esta for
prevista de forma mais adequada pelos valores passados de Xt, e por outras variáveis
relevantes, inclusive valores passados do próprio Yt.
64
Tabela 4.3
Teste de Precedência Temporal de Granger
VAR(2)
Hipótese Nula:
Estatística-F
Probabilidade
SELIC não Granger causa PMDP
0,04010
0,96075
PMDP não Granger causa SELIC
5,08546
0,01306
SELICind não Granger causa PMDP
0,38311
0,68526
PMDP não Granger causa SELICind
0,40947
0,66792
SELIC não Granger causa SELICind
1,39981
0,26338
SELICind não Granger causa SELIC
0,21477
0,80804
A tabela 4.4 revela que ao longo dos 24 meses a importância da SELIC
em conjunto com a SELICind na explicação da variância do PMDP não se
mostrou significativa situando-se próxima a 10% desde o décimo mês. Apesar
do efeito ter curta duração, a análise da função impulso-resposta (vide figura
4.2) indica que um choque positivo sobre a SELIC e a SELICind (segundo e
terceiro gráficos localizados na primeira linha) tende a elevar o prazo médio da
dívida. Ademais, observa-se que o PMDP na explicação de sua variância é
muito significativo (oscilando em torno de 90% a partir do décimo mês). Por
outro lado, verifica-se que o efeito de um choque externo sobre os valores
passados do próprio PMDP (primeiro gráfico situado na primeira linha) mostra
um declínio dos impactos tendendo anular-se a partir do nono mês.
A explicação da variância da SELIC pelo PMDP não pode ser ignorada.
Observa-se que durante o primeiro ano a importância do PMDP é crescente
tornando-se estável no segundo ano (próxima a 41%). Fazendo-se a análise
impulso-resposta para o VAR, observa-se que o primeiro gráfico situado na
primeira linha da figura 4.2 confirma os resultados obtidos com a análise da
decomposição da variância e o teste de Granger. O impacto de uma ampliação
do PMDP tende a perdurar ao longo dos primeiros 15 meses contribuindo para
uma redução na SELIC. Este resultado é muito expressivo para a análise, pois
65
sugere que um PMDP mais longo tende a reduzir as pressões para um
aumento ou manutenção da taxa de juros em um patamar elevado.
Mês
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
15
16
17
18
19
20
21
22
23
24
PMDP
100,0000
99,68019
99,53949
98,53892
97,06852
95,32929
93,68435
92,24992
91,13735
90,33922
89,82525
89,52987
89,38820
89,34036
89,34085
89,35847
89,37517
89,38283
89,37990
89,36850
89,35215
89,33430
89,31761
89,30370
PMDP
SELIC
0,000000
0,002906
0,085796
0,637752
1,380710
2,356483
3,302897
4,183614
4,893694
5,431954
5,796843
6,022323
6,142350
6,193517
6,204972
6,198501
6,187858
6,180356
6,178643
6,182471
6,190197
6,199797
6,209515
6,218128
Tabela 4.4
Decomposição da variância
SELIC
SELICind PMDP
SELIC SELICind
0,000000 0,987662 99,01234 0,000000
0,316907 2,571798 97,16679 0,261416
0,374712 17,14434 82,60659 0,249069
0,823324 20,53371 78,73817 0,728116
1,550765 28,71668 70,59263 0,690688
2,314229 32,78604 66,54345 0,670509
3,012751 36,90963 62,44511 0,645267
3,566463 39,21257 60,10045 0,686979
3,968959 40,87680 58,29895 0,824246
4,228830 41,67376 57,31476 1,011474
4,377903 42,04834 56,71576 1,235907
4,447808 42,08926 56,45620 1,454545
4,469449 41,99195 56,35572 1,652329
4,466121 41,83997 56,34833 1,811703
4,454179 41,70322 56,36556 1,931220
4,443026 41,60818 56,37955 2,012270
4,436968 41,56159 56,37609 2,062320
4,436815 41,55628 56,35447 2,089252
4,441457 41,57898 56,31987 2,101152
4,449025 41,61640 56,27914 2,104457
4,457657 41,65735 56,23874 2,103917
4,465906 41,69448 56,20304 2,102483
4,472873 41,72384 56,17447 2,101699
4,478174 41,74438 56,15353 2,102086
PMDP
0,120580
0,225965
0,459785
2,168884
4,339060
7,344837
10,31468
13,17057
15,55023
17,43750
18,79383
19,70190
20,24531
20,52956
20,64453
20,66539
20,64504
20,61705
20,59863
20,59553
20,60651
20,62704
20,65191
20,67669
SELICind
SELIC
23,29063
33,50978
36,78499
39,21686
40,03148
39,95642
39,31837
38,42639
37,52774
36,73757
36,12995
35,70650
35,44995
35,32047
35,27881
35,28787
35,31982
35,35557
35,38461
35,40279
35,41023
35,40928
35,40307
35,39450
OBS. Ordem das séries: PMDP, SELIC, SELICind.
Em relação ao impacto causado por um choque na SELIC pela SELICind
o último gráfico localizado na segunda linha da figura 4.2 mostra que o efeito se
aproxima de zero (estatisticamente inexpressivo). A irrelevância da SELICind
para a análise da SELIC também é observada com a decomposição da
variância explicando, no máximo, 2,1% da variância da SELIC. A importância
relativa da SELIC na explicação de sua variância é significativa (próxima a 56%
no segundo ano). Quanto ao impacto originário de um choque positivo sobre os
66
SELICind
76,58879
66,26425
62,75523
58,61425
55,62946
52,69874
50,36695
48,40304
46,92204
45,82493
45,07622
44,59161
44,30474
44,14997
44,07666
44,04675
44,03514
44,02738
44,01675
44,00168
43,98327
43,96368
43,94502
43,92881
valores passados da própria SELIC (gráfico situado no meio da segunda linha)
verifica-se que há um declínio dos impactos tendendo a se anular a partir do
oitavo mês.
Figura 4.2
Funções de Resposta a Impulso para o VAR
Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E.
Response of PMDP to PMDP
Response of PMDP to SELIC
Response of PMDP to SELICIND
8
8
8
6
6
6
4
4
4
2
2
2
0
0
0
-2
-2
-2
-4
-4
5
10
15
20
-4
5
Response of SELIC to PMDP
10
15
20
5
Response of SELIC to SELIC
.15
.15
.10
.10
.10
.05
.05
.05
.00
.00
.00
-.05
-.05
-.05
-.10
-.10
-.10
-.15
5
10
15
20
10
15
20
5
Response of SELICIND to SELIC
3
3
2
2
2
1
1
1
0
0
0
-1
-1
-1
-2
5
10
15
20
10
15
20
Response of SELICIND to SELICIND
3
-2
20
-.15
5
Response of SELICIND to PMDP
15
Response of SELIC to SELICIND
.15
-.15
10
-2
5
10
15
20
5
10
15
20
Quanto aos títulos indexados à taxa SELIC, a tabela 4.4 permite
observar que além da SELICind ser relevante para a explicação de sua própria
variância, o PMDP e a SELIC também possuem importância. Cerca de 20% da
67
variância da SELICind é explicada pelo PMDP e 35% pela SELIC durante o
segundo ano. A análise impulso-resposta revela que os impactos decorrentes
de choques externos transmitidos pelas três variáveis tende a decrescer à
medida que o tempo passa (gráficos localizados na terceira linha da figura 4.2).
Não obstante, o efeito de um aumento no PMDP tende a provocar uma
redução na indexação da dívida pública ancorada na SELIC por pouco mais de
um ano. Por outro lado, um aumento na SELIC favorece a indexação da dívida
por aproximadamente um ano.
4.3. Síntese dos resultados
As evidências encontradas na seção anterior sugerem que o prazo
médio da dívida pública em mercado tem importância para a determinação da
taxa de juros básica da economia. Além disso, foi observado que o prazo
médio da dívida desempenha papel relevante para aumentar ou reduzir o
volume de títulos públicos indexados à taxa SELIC. Estes resultados permitem
conjeturar que um dos motivos da rigidez para baixo da taxa de juros na
economia brasileira observado nos últimos anos é resultado de uma estrutura
de indexação inadequada da dívida pública.
68
5. Conclusões
A análise efetuada no capítulo 2 sugere que uma estratégia adequada
para a condução da política econômica diz respeito à ação coordenada entre
as autoridades monetária e fiscal de forma que a busca da estabilidade de
preços combinada a uma política fiscal responsável não implique custos sociais
desnecessários. O principal ponto a ser realçado consiste no fato de que há a
necessidade de que sejam levados em consideração os efeitos negativos que a
ação de uma política monetária contracionista pode acarretar à política fiscal.
Em outras palavras, é preciso que sejam desenvolvidos mecanismos que
procurem eliminar não só os problemas provenientes da dominância fiscal, mas
também aqueles oriundos da dominância monetária. Não obstante, os
resultados encontrados indicam que a estabilidade de preços obtida com a
introdução do Plano Real não foi o bastante para promover reduções no
estoque da dívida pública. Além disso, deve-se salientar que os possíveis
efeitos do superávit primário observado no período posterior a janeiro de 1999
sobre a dívida pública foram neutralizados por meio de sucessivas
desvalorizações da moeda e da manutenção da taxa SELIC em um patamar
elevado.33 Portanto, o problema para o endividamento público brasileiro não
deve ser creditado à autoridade monetária devido aos custos fiscais
indesejados que uma política monetária restritiva impõe.
A estratégia anunciada pelo governo no final de 1999 de que seria
buscado um alongamento da dívida pública mostra-se correta. Entretanto,
conforme salientado por Sargent e Wallace (1981), uma economia que ainda
33
Em abril de 2003 cerca de 68% da dívida pública estava atrelada à SELIC e 15% ao câmbio.
69
não conta com credibilidade suficiente para neutralizar choques e possui um
elevado estoque da dívida pública pode acarretar uma elevação da taxa real de
juros acima da taxa de crescimento da economia. Este resultado está em
consonância com a observação feita por Calvo e Guidotti (1990) de que
embora a estratégia de alongamento da dívida seja recomendada para
economias que possuem uma razão dívida/PIB superior a 50% o custo desse
alongamento pode ser muito alto devido à elevação da taxa de juros.
Uma observação relevante se refere à performance do regime de metas
de inflação. A meta de inflação para o ano de 2000 (definida pelo governo em
4% com intervalo de tolerância de ± 2%) foi alcançada. Como conseqüência, o
aumento da confiança dos agentes econômicos de que o Banco Central do
Brasil seria capaz de manter a inflação sob controle favoreceu o aumento do
prazo médio da dívida em mercado (vide primeiro gráfico localizado na figura
4.1). Entretanto, a partir de 2001 o desempenho do BCB no alcance das metas
de inflação anunciadas deteriorou-se levando a uma reversão dos resultados
obtidos ao longo de 2000 para ampliação do prazo médio da dívida pública.
A explicação para um retrocesso na estratégia anunciada se deve ao
fato de que a percepção dos agentes para o descumprimento das metas
aumenta a incerteza implicando um aumento nos prêmios de risco e
encurtamento do prazo de vencimento dos títulos da dívida. Uma possível
forma de ampliar o prazo médio da dívida pública e reduzir as pressões sobre a
taxa de juros é realizar uma mudança na composição da estrutura de
indexação da dívida. É preciso que se reduza a proporção de títulos atrelados à
taxa SELIC e ao câmbio e seja aumentado o volume de títulos indexados à
70
inflação.34 Deste modo, elevações na taxa de juros para arrefecer pressões
inflacionárias também contribuiriam para reduções na razão dívida/PIB. Por
conseguinte,
haveria
um
incremento
na
credibilidade
da
política
antiinflacionária que favoreceria a estratégia de ampliação do prazo da dívida
pública.
34
Este argumento foi construído originalmente por Back e Musgrave (1941) sendo
desenvolvido posteriormente por Lucas e Stokey (1983), Bohn (1988), e Calvo (1988).
71
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74
Apêndice B: Anexos de dados
Tabela B.1
1994:9
1994:12
1995:3
1995:6
1995:9
1995:12
1996:3
1996:6
1996:9
1996:12
1997:3
1997:6
A
B
14,79497697
10,93393656
9,766562025
10,67051267
8,91649951
6,672506081
5,230529705
4,294646486
4,001475715
3,734143069
3,370206786
3,179364942
4,158547
5,860261
9,696345
8,736759
6,326559
4,234512
-1,76358
-0,43003
1,830172
2,677193
4,70434
4,509737
Nota:
1997:9
1997:12
1998:3
1998:6
1998:9
1998:12
1999:3
1999:6
1999:9
1999:12
2000:3
2000:6
A
B
3,110172203
4,827169506
4,462249638
3,119479668
3,509503838
5,084089429
4,863099175
3,66823821
2,827799685
2,553122335
2,512802683
2,39043367
3,637852
3,288838
0,383171
1,06867
0,771979
0,139017
0,887854
-0,00553
-0,10111
0,780856
4,445401
4,450863
2000:9
2000:12
2001:3
2001:6
2001:9
2001:12
2002:3
2002:6
2002:9
2002:12
2003:3
A
B
2,188517552
2,039067758
1,90851817
2,027083689
2,303975602
2,212301115
2,085704025
2,094706582
2,113566725
2,280948237
2,431844016
4,464884
4,337000
3,738808
2,864918
2,121831
1,395424
-0,39888
0,06865
0,894411
1,513543
1,457936
A = PIB – taxa acumulada até o trimestre (%);
B = Selic real trimestral (% - deflator IPCA).
Tabela B.2
C
1991 01
1991 02
1991 03
1991 04
1991 05
1991 06
1991 07
1991 08
1991 09
1991 10
1991 11
1991 12
1992 01
1992 02
1992 03
1992 04
1992 05
1992 06
1992 07
1992 08
1992 09
1992 10
1992 11
1992 12
1993 01
1993 02
1993 03
1993 04
1993 05
1993 06
1993 07
1993 08
1993 09
58,58
92,95
70,45
82,52
83,03
81,64
82,14
87,06
83,94
84
80,45
67,17
45,87
53,16
25,48
19,97
14,87
12,23
9,85
8,39
8,62
8,28
6,75
9,04
8,94
6,15
7,2
7,47
7,29
7,54
7,36
5,26
5,57
D
42,3266
39,6794
41,2589
42,0294
41,8418
39,6756
37,1967
35,811
34,4058
35,7026
37,0311
38,5837
37,144
35,8047
34,5859
33,2834
32,5383
33,8729
34,7201
34,5428
34,9185
35,415
35,2766
35,1178
34,4623
35,1794
36,1837
36,0181
35,0412
33,9788
32,8423
32,15
31,5899
E
F
G
H
I
-
-
-
-
-
75
Tabela B.2
C
1993 10
1993 11
1993 12
1994 01
1994 02
1994 03
1994 04
1994 05
1994 06
1994 07
1994 08
1994 09
1994 10
1994 11
1994 12
1995 01
1995 02
1995 03
1995 04
1995 05
1995 06
1995 07
1995 08
1995 09
1995 10
1995 11
1995 12
1996 01
1996 02
1996 03
1996 04
1996 05
1996 06
1996 07
1996 08
1996 09
1996 10
1996 11
1996 12
1997 01
1997 02
1997 03
1997 04
1997 05
1997 06
1997 07
1997 08
1997 09
1997 10
5,36
3,79
3,78
11,14
10,72
10,02
8,35
8,15
19,15
19,99
22,07
27,41
27,58
24,46
16,03
13,969
17,6735
24,4437
24,7819
24,143
24,3794
31,1908
35,6583
40,6115
40,9943
40,0813
37,7734
33,0754
30,4625
26,0791
24,0993
20,4755
18,8645
18,4846
18,7771
17,8582
18,7886
18,3825
18,6078
18,5729
18,7373
19,129
19,246
19,254
19,3866
19,4145
19,19
18,8228
19,0892
D
31,3728
31,0338
31,1559
31,1139
30,9738
31,7948
32,7444
33,9298
34,6916
35,2255
34,2413
32,8262
31,579
30,9782
30,3797
30,0484
31,2722
32,7542
33,4384
34,1063
31,2811
30,1107
29,4646
29,5778
29,6765
30,0475
30,834
30,4824
29,5648
27,9173
27,4352
27,7107
28,7099
29,4642
30,3179
31,349
32,1418
32,7747
33,2303
33,5237
33,6275
33,7946
34,0018
33,716
32,8309
33,121
32,7893
33,103
33,2031
E
F
-5,42597
-5,75141
-6,3276
-5,61523
-5,21387
-5,29853
-4,13484
-4,30209
-4,44253
-4,47689
-3,60697
-3,14694
-2,57613
-2,01221
-1,42618
-0,97178
-0,26661
0,421824
-0,12198
-0,19369
0,48553
0,800312
0,840725
0,828062
0,856884
0,796087
0,808604
0,480231
0,094948
0,009657
-0,06973
0,238886
-0,10714
-0,16501
-0,67493
-0,5673
-0,83907
-0,66231
-0,10668
3,806439
3,62156
3,691645
3,851085
4,069383
4,096181
4,127444
4,143919
4,187203
4,170153
4,445513
4,332597
4,788712
5,266398
5,368957
5,366299
5,261863
4,534853
4,762176
4,65692
4,459032
4,335632
4,233819
3,990444
3,577451
3,253797
3,272244
3,269311
3,302467
3,847205
3,492499
3,379897
3,277385
3,17353
3,250556
3,357086
3,419728
3,418398
3,304206
76
(continuação)
G
0,8986
0,8652
0,846
0,8418
0,8501
0,8471
0,8408
0,8894
0,9075
0,8974
0,914
0,9288
0,942
0,9528
0,9597
0,9634
0,9683
0,9745
0,9811
0,9861
0,9902
0,9953
1,0013
1,0069
1,0134
1,0193
1,0251
1,0304
1,0373
1,0429
1,0493
1,0567
1,0609
1,0683
1,0746
1,0807
1,0879
1,0936
1,1001
H
I
1,860404
1,529524
2,620244
2,809497
1,710077
1,700018
1,019599
1,55035
2,43
2,67
2,26
2,36
0,99
0,99
1,41
1,47
1,56
1,34
1,03
0,35
1,26
1,22
1,19
1,11
0,44
0,15
0,3
0,32
0,47
1,18
0,5
0,51
0,88
0,41
0,54
0,22
-0,02
0,06
0,23
-
-
Tabela B.2
C
1997 12
1998 01
1998 02
1998 03
1998 04
1998 05
1998 06
1998 07
1998 08
1998 09
1998 10
1998 11
1998 12
1999 01
1999 02
1999 03
1999 04
1999 05
1999 06
1999 07
1999 08
1999 09
1999 10
1999 11
1999 12
2000 01
2000 02
2000 03
2000 04
2000 05
2000 06
2000 07
2000 08
2000 09
2000 10
2000 11
2000 12
2001 01
2001 02
2001 03
2001 04
2001 05
2001 06
2001 07
2001 08
2001 09
2001 10
2001 11
2001 12
2002 01
2002 02
2002 03
34,7832
34,9305
31,8304
27,7756
23,7642
21,1095
42,7331
55,3418
61,9516
65,6996
66,27
66,86
70,98
57,9188
57,1584
68,1914
67,2842
65,0478
64,0091
61,3152
58,8219
59,4969
58,4312
59,3478
61,0914
59,9545
59,8239
58,2925
53,599
54,8788
54,6753
54,3386
53,1523
52,673
51,9793
52,1533
52,2449
51,373
51,1212
50,1405
50,7855
49,4243
50,237
51,5305
51,014
49,309
48,7615
50,3444
52,791
52,6057
52,7213
51,1669
D
34,3285
35,0106
35,4324
35,5107
35,724
36,1655
37,4172
37,8013
38,1231
39,0113
40,205
41,2989
41,73
50,6562
51,1818
48,0526
48,2854
50,1087
50,4974
51,0589
52,1413
51,4132
51,2537
50,1694
49,3888
49,7591
50,1437
49,8997
50,5882
50,58
49,8045
49,004
48,3834
48,6952
49,4162
49,0195
49,4318
48,979
49,5932
50,0897
50,1716
51,8546
51,535
52,8186
53,9827
54,928
54,6476
53,1008
52,5711
55,1471
54,6702
54,6306
(continuação)
E
F
G
0,870768
0,751732
0,890293
0,735257
0,683527
0,815836
1,367543
1,167412
1,01495
1,109082
0,716345
0,657432
-0,01163
-0,31419
-0,49705
-0,73728
-0,73618
-0,89057
-1,63311
-2,07616
-2,18178
-2,97633
-3,18849
-3,40383
-3,22528
-3,30262
-3,43726
-3,52126
-3,75459
-4,08521
-3,85121
-3,42905
-3,54969
-3,38707
-3,29059
-3,68436
-3,51158
-3,61727
-3,54179
-3,54805
-3,91658
-3,79585
-3,91552
-4,03442
-3,76864
-3,77726
-3,94813
-3,66817
-3,6953
-3,64262
-3,60533
-3,32817
3,381972
3,630222
4,078942
4,451101
4,855194
5,130052
5,479043
5,842694
6,137222
6,582481
7,141787
7,368369
7,416313
12,07245
11,92723
10,17458
10,01931
10,55524
10,33705
10,12753
10,50484
9,500148
8,692105
7,435209
6,635491
2,213524
2,440524
3,896439
4,15357
3,685801
3,066174
2,311386
1,924819
2,550555
3,255918
4,236147
4,68472
4,908403
4,953494
5,178073
5,102704
5,617782
5,389058
6,583658
7,214922
7,544768
7,27308
5,993265
3,97147
5,612679
5,192245
4,849502
1,1136
1,1199
1,1271
1,1337
1,1412
1,1481
1,1546
1,1615
1,1717
1,1809
1,1884
1,1937
1,2054
1,5019
1,9137
1,8968
1,6941
1,6835
1,7654
1,8003
1,8807
1,8981
1,9695
1,9299
1,8428
1,8037
1,7753
1,742033
1,768168
1,827932
1,808329
1,797824
1,809239
1,83919
1,879638
1,94801
1,96325
1,9545
2,0019
2,0891
2,1925
2,2972
2,3758
2,466
2,5106
2,6717
2,7402
2,5431
2,3627
2,3779
2,4196
2,3466
77
H
0,43
0,71
0,46
0,34
0,24
0,5
0,02
-0,12
-0,51
-0,22
0,02
-0,12
0,33
0,7
1,05
1,1
0,56
0,3
0,19
1,09
0,56
0,31
1,19
0,95
0,6
0,62
0,13
0,22
0,42
0,01
0,23
1,61
1,31
0,23
0,14
0,32
0,59
0,57
0,46
0,38
0,58
0,41
0,52
1,33
0,7
0,28
0,83
0,71
0,65
0,52
0,36
0,6
I
54,43
55,50
56,61
57,09
56,54
55,87
62,48
61,63
62,23
63,72
71,50
45,05
45,57
44,99
46,07
48,72
49,50
50,29
51,02
50,83
50,05
51,83
50,08
48,56
48,05
47,44
Tabela B.2
C
2002 05
2002 06
2002 07
2002 08
2002 09
2002 10
2002 11
2002 12
2003 01
2003 02
2003 03
2003 04
Nota:
51,1633
50,354
53,0078
55,7819
52,9006
54,2183
57,6745
60,8269
62,4189
62,6471
63,9279
67,6846
D
55,7
58,0952
62,0817
58,1574
63,6187
58,3817
56,6819
57,4404
56,2259
56,4285
54,9027
52,0788
E
(continuação)
F
-3,29
-3,43442
-3,50893
-3,54791
-3,98822
-4,12386
-4,14473
-3,96447
-4,12301
-4,37637
-4,56683
-4,53327
4,776787
6,760708
8,040697
4,702345
6,825661
4,067734
3,46265
3,956306
3,260679
3,481802
3,080542
2,018876
G
2,4804
2,714
2,9346
3,1101
3,342
3,8059
3,5764
3,6259
3,4384
3,5908
3,4469
3,1187
H
0,21
0,42
1,19
0,65
0,72
1,31
3,02
2,1
2,25
1,57
1,23
0,97
C = Dívida total – setor público – líquida (% PIB);
D = Necessidades de financiamento setor público primário (% PIB);
E = Títulos federais indexados à Over/Selic - Mensal - (%);
F = Necessidades de financiamento setor público – juros reais (% PIB);
G = câmbio (R$/US$ comercial mensal);
H = inflação (IPCA - variação % 12 meses); e
PMDP = Prazo médio da dívida pública federal em mercado.
Fonte: Banco Central do Brasil e Secretaria do Tesouro Nacional
78
I
46,72
45,31
47,71
46,11
48,34
45,81
47,68
44,93
-