RACIONAMENTO DE CRÉDITO NO BRASIL: UM - APEC

RACIONAMENTO DE CRÉDITO NO BRASIL: UM ESTUDO DE
CAUSALIDADE
Ana Paula Menezes Pereira – UDESC
[email protected]
Elisa Machado Wagner – UDESC
[email protected]
Resumo
O objetivo do trabalho é estudar as relações de causalidade entre a disponibilidade de crédito bancário, a
inadimplência e variáveis que descrevem o ambiente macroeconômico, a fim de investigar se há evidências de
racionamento de crédito no Brasil, conforme a teoria proposta por Stiglitz e Weiss (1981). A relação entre a
inadimplência e o crédito bancário é realizada através da estimação de um modelo de Vetor Autor-Regressivo
(VAR). Para analisar a relação entre a inadimplência e o crédito, é testada a causalidade no sentido de Granger
entre a inadimplência e participação do crédito bancário no PIB. A persistência do impacto da inadimplência
sobre o crédito é avaliada pelas funções de impulso resposta, a partir do modelo VAR. Em conformidade com a
teoria, as evidências sugerem bicausalidade entre a Inadimplência e oIbovespa, bem como entre a Inadimplência
e a participação do crédito bancário em recursos livres. Teoricamente, um aumento da Selic reduziria a
predisposição dos bancos ao risco, mas os resultados encontrados não indicam que a Selic causa o crédito.
Recomenda-se a troca da variável proxy para a preferência por liquidez dos bancos, crédito com relação ao PIB,
por uma que descreva de forma mais direta a participação dos ativos líquidos no ativo bancário. Adicionalmente,
avaliou-se a resposta da inadimplência com relação a uma inovação no crédito, em que foi observado que a
inadimplência aumenta após um período de aumento no crédito; inversamente, a resposta do crédito à
inadimplência é de redução, após um curto período de elevação.
Palavras-chave: Racionamento de crédito de Stiglitz-Weiss. Função de Impulso-Resposta. Causalidade de
Granger.
Introdução
Foi proposto por Keynes (1930) que o mercado de crédito sofre de imperfeições que
afetam a oferta de crédito, frente ao racionamento praticado pelos bancos. Estas imperfeições
podem ser descritas pela assimetria de informações a que estão sujeitos os agentes e pela
seleção adversa e risco moral, consequências dessa falta de informações por parte dos
bancos.Um importante referencial novo-keynesianoé o trabalho de Stiglitz e Weiss (1981),
que propõe um modelo sobre o comportamento do mercado creditício, sob condições de
informação assimétrica.
Uma das principais implicações da teoria é que a taxa de juros que maximiza o retorno
dos bancos não é a taxa de juros de equilíbrio no mercado de crédito. Isto ocorre porque a taxa
de juros desempenha uma função ambígua sobre o retorno bancário. Por um lado, maiores
taxas de juros geram aumento na receita total, por outro, agravam a seleção adversa e
aumentam os custos com crédito inadimplente. Assim, a taxa de juros não é o único parâmetro
que fundamenta as decisões dos bancos, em que oferta de crédito é racionada via quantidade.
2
O estudo do racionamento de crédito é importante na medida em que tal comportamento das
instituições financeiras tende a agravar crises econômicas, dificultando o alcance dos
instrumentos da política monetária.
O objetivo deste artigo é avaliar as relações de causalidade, no sentido de precedência,
entre a disponibilidade de crédito bancário e variáveis que descrevem o ambiente
macroeconômico, com especial ênfase à inadimplência. Para tanto, foi estimado um modelo
de Vetor Auto-Regressivo (VAR), para o período de junho de 2000 até outubro de 2011.
Inicialmente é feita uma breve explanação sobre a reestruturação do setor bancário
brasileiro na década de 1990, em seguida serão expostas as teorias de racionamento de crédito
novo-keynesianas e a teoria de Stiglitz e Weiss, com a finalidade de fundamentar os testes
empíricos realizados. Posteriormente, são relatadas as principais conclusões de alguns estudos
empíricos desenvolvidos sobre o tema. Na última seção são apresentados os resultados
encontrados, os quais fundamentam as considerações finais do trabalho.
1 A reestruturação do setor bancário nacional na década de 1990
Até o início da década de 1990, o Brasil convivia com a maioria dos problemas de
confiança presentes em outros países emergentes, derivados da alta volatilidade das taxas de
inflação e de juros, em conjunto às conjunturas recessivas e ao histórico de planos de
estabilização falhos. Além disso, o Sistema Financeiro Nacional era deficiente quanto aos
mecanismos
de
regulação
e políticas
preventivas
(ARAÚJO,
2002), socorrendo
frequentemente bancos insolventes ou com problemas de liquidez (CARSTENS, JÁCOME,
2005).
Durante a década de 1990, o setor bancário brasileiro sofreu uma intensa reestruturação.
Após a estabilização dos preços com o Plano Real, a rentabilidade dos bancos,oriunda
principalmente de transferências inflacionárias, reduziu-se consideravelmente. Assim, estes
novos aspectos em conjunto à elevação das taxas de juros, ao crescimento da oferta de crédito
e aos ineficientes mecanismos de análise de riscos por parte dos bancos, acarretaram no
aumento da inadimplência e em uma crise de liquidez e insolvência bancária. Nos anos
seguintes, com a Crise do México e o constante aumento das taxas de juros no Brasil – de
20% para 65% em março de 1995 –, associadas ao aumento do compulsório, ocorreu uma
maior contração da atividade bancária e um aumento do risco de crédito. Para contornar a
3
crise de confiança, a intervenção do Banco Central1 se mostrou necessária, bem como a
eliminação de bancos ineficientes.
Entre as ações do Banco Central, cita-se a criação da Central de Risco de Crédito em
2000, com o objetivo de tornar a análise de risco de crédito mais transparentes e prevenir
crises sistêmicas no setor. Informações contábeis, a partir de então, passaram a ser publicadas
de forma mais completa e homogênea no Plano Contábil das Instituições do Sistema
Financeiro Nacional (COSIF). Atualmente está em vigor o regime de metas de inflação, que
se baseia no tripé das expectativas racionais, do trade off entre inflação e desemprego e na
credibilidade do Banco Central.
Além destas medidas do Banco Central, outros fatores que colaboraram com as
mudanças ocorridas na década de 1990 no setor bancário são as inovações tecnológicas, a
abertura para a competição internacional, com a privatização de diversos bancos estatais e a
desregulamentação de serviços financeiros, o que intensificou e modificou a competição no
setor, por ativar a necessidade de avaliação da exposição dos bancos ao risco (HAWKINS,
MIHALJEK, 2003).
2 A taxa de juros e o risco de crédito na abordagem novo-keynesiana
Nestaseção foi feita uma síntese das principais conclusões dos modelos de racionamento
de crédito, baseadas no modelo de Stiglitz e Weiss (1981), com a finalidade de fundamentar a
hipótese a ser testada.
2.1 O racionamento de crédito de Stiglitz e Weiss (1981)
Autores novo-keynesianos desenvolveram uma teoria microeconômica para explicar o
comportamento restritivo da oferta de crédito bancário, frente à demanda excessiva neste
mercado. A teoria de racionamento de crédito, criada por Stiglitz e Weiss (1981), tem como
pilares duas falhas de mercado que levam os bancos a restringirem o crédito via quantidade (e
não via taxa de juros); são essas a assimetria de informação e a seleção adversa.
Segundo a teoria, todo projeto de investimento tem uma probabilidade de sucesso
uma probabilidade de insucesso (
e
). A probabilidade de sucesso é inversamente
proporcional ao retorno esperado de cada projeto, ou seja, quanto maior o risco envolvido,
maior o retorno esperado. Assim, investidores mais propensos ao risco estão dispostos a pagar
juros mais altos. A relação entre os retornos esperados pelos investidores e o retorno do banco
pode ser descrita na inequação
1
, em que
é o retorno esperado quando
Dois exemplos de intervenção que ocorreram durante o início do Plano Real são a do Banco Econômico, em
setembro de 1995, e a do Banco Nacional, em novembro do mesmo ano.
4
o empreendimento é bem sucedido;
é o retorno esperado pelo banco; e
é o
retorno quando não há sucesso no empreendimento.
O investidor conhece os riscos envolvidos e a probabilidade de sucesso de seu projeto
ao tomar a decisão de demandar empréstimos. Em contraponto, os bancos raramente
compartilham desta informação, não podendo discriminar as taxas de juros de acordo com o
nível de risco dos empreendimentos. Este cenário é o que caracteriza a assimetria de
informação.
Figura 1: Retorno esperado pelos bancos versus taxa de juros
Fonte: Adaptação feita por Andrade Junior e Amin (2006, p.) de figura contida em Stiglitz e Weiss (1981,
p.394).
O retorno esperado pelo banco de acordo com a taxa de juros pode ser descrito por uma
parábola, conforme é apresentado na figura 1. Até certo ponto um aumento na taxa de juros
gera um aumento no retorno maior do que os custos com inadimplência, a partir deste ponto, a
qualidade do crédito passa a ser deteriorada e os custos com crédito inadimplente superam o
aumento na receita. Quanto maior a taxa de juros, maior o retorno esperado pelo banco e,
consequentemente, maior o retorno em caso de sucesso exigido pelo investidor em seu
empreendimento, de acordo com a inequação (1). Porém o aumento do retorno é diretamente
proporcional ao aumento do risco – o que causa um aumento na chance de inadimplência.
Herring e Guttentag (1984) associaram o conceito de racionamento de crédito à
ocorrência de crises financeiras. Segundo os autores, após a expansão do crédito há um
aumento da inadimplência, devido ao aumento da quantidade de tomadores de empréstimo
duvidosos, culminando em crise financeira. O aumento da inadimplência, consequentemente,
contribui para que os bancos tenham um comportamento conservador, racionando o crédito.
Greenwald e Stiglitz (1988a, 1988b) ressaltaram a importância dos mercados acionário e
creditício sobre flutuações macroeconômicas; o comportamento dos bancos e do mercado de
ações agravam tais flutuações.
5
3 Alguns trabalhos empíricos
A estabilidade econômica é estreitamente relacionada, entre outros fatores, à solidez do
setor financeiro. Além do papel de intermediação financeira, é precípua a confiança do
mercado, a qual se relaciona às expectativas dos clientes. Os bancos, dentro do conjunto de
instituições financeiras, têm desempenhado um papel historicamente central na abrangência e
no volume de crédito concedido. Os bancos se diferenciam das empresas comuns ao disporem
de recursos de terceiros para custear as suas despesas, e pelo fato de estes estarem sob a rede
de proteção dos bancos centrais. As operações bancárias referem-se tradicionalmente a duas
funções – captação e crédito – estando sujeitas a riscos inerentes ao mercado financeiro. Ao
conceder empréstimos, por exemplo, os bancos estão sujeitos ao risco de crédito, associado à
probabilidade de inadimplência, levando ao não recebimento parcial ou total dos retornos
esperados.
Segundo Afonso e Aubyn (1998), um dos indícios de racionamento de crédito seria a
viscosidade na transmissão de mudanças nas taxas de juros básicas para as taxas de juros
creditícias. Diversos estudos têm mostrado que a transmissão de alterações na política
monetária, via taxa de juros básica, não é completa no curto prazo para diversos países e, em
alguns casos, a viscosidade é observada mesmo no longo prazo. Outro sinal de racionamento
de crédito é a prevalência do canal de crédito sobre o canal de taxa de juros como mecanismo
de transmissão monetária. A rigidez da taxa de juros a mudanças no ambiente monetário é, em
geral, avaliada através de testes de viscosidade da taxa de juros creditícia, onde é averiguada a
reação da taxa de juros em resposta a mudanças na taxa de juros monetária. Já a prevalência
do canal de crédito é usualmente analisada por testes de causalidade. Conforme Andrade Jr.
(2006) comenta, a maioria dos estudos empíricos dedicados a investigar o racionamento de
crédito utilizam dados agregados em séries temporais, e como técnica econométrica, os
modelos com vetores autoregressivos, com a interpretação das funções de impulso-resposta.
Afonso e Aubyn (1998), utilizando dados mensais, de dezembro/90 a novembro/97,
realizaram um teste de viscosidade da taxa de juros, encontrando evidências favoráveis à
hipótese de racionamento de crédito. Ao concluírem que as taxas de juros das operações de
crédito não se ajustam imediatamente às alterações na taxa de juros monetária, em que o
repasse se dá integralmente apenas no longo prazo. Adicionalmente, testaram as relações de
causalidade entre oferta de moeda real, taxa de juros real e volume de crédito real,
verificando-se a efetividade do canal de juros. Isto é, por este teste não foram encontradas
evidências de racionamento de crédito, dado que os juros causam “Granger” oferta de crédito.
6
Entre os diversos trabalhos empíricos que testam o racionamento de crédito através de
teste de viscosidade nos Estados Unidos, citam-se alguns exemplos de trabalhos clássicos que
encontraram evidências de racionamento de crédito nos EUA, como os de Goldfeld (1966),
Jaffee (1971), King(1986); Sofianos, WatchelandMelnik (1990) e Berger e Udell (1992). Já
Slovin e Sushka (1983) concluíram que as taxas de juros não apresentavam rigidez, ao
considerarem que um ajuste ocorreria em um período inferior a dois trimestres, considerados
pelos autores como sendo “imediato”. (ANDRADE JR., 2006).
Um exemplo importante de investigação empírica sobre a rigidez da taxa de juros em
um conjunto de países diferentes é o seminal trabalho desenvolvido por Cottarelli e Courelis
(1994). Os autores investigaram a rigidez da taxa de juros, utilizando dados de diferentes
países, incluindo países com diferentes graus de desenvolvimento. São identificadas
importantes diferenças entre os países na rigidez da taxa de juros, embora na maioria dos
casos no longo prazo o repasse tenda a ser integral, o coeficiente de impacto de curto prazo é
altamente influenciado pela estrutura do mercado financeiro. As taxas de juros tendem a ser
mais flexíveis quando as barreiras à entrada são menores, a participação do setor privado no
setor é elevada e o movimento de capitais é livre.
Espinosa-Vega e Rebucci (2003) investigam empiricamente o pass-through da taxa de
juros para Chile, EUA, Canadá, Austrália, Nova Zelândia e cinco países europeus. Constatouse que a correlação amostral entre as taxas de juros avaliadas e a taxa de juros do mercado
monetário seria menor, na maioria dos casos, para as taxas referentes a crédito com prazos
mais longos. Além disso, a volatilidade de diferentes taxas de juros para operações de crédito
investigadas tenderiam a ser menor do que a apresentada pela taxa de juros monetária.
A maior parte dos trabalhos utiliza dados agregados em séries temporais, alguns
trabalhos têm investigado como fatores microeconômicos individuais podem influenciar o
grau de racionamento e rigidez da taxa de juros. Berstein e Fuentes (2003), por exemplo, ao
estimarem um painel dinâmico, investigam a evidência de rigidez nas taxas de juros na
indústria bancária chilena. Neste trabalho são incorporados elementos de informação
assimétrica, em que os autores avaliam como as características individuais dos bancos podem
influenciar o grau de viscosidade da taxa de juros. Os resultados sugerem que os bancos
menores, com uma proporção de carteiras vencidas mais baixas e maior participação de
famílias como clientes tendem a ajustar a taxa de juros com maior rapidez.
Alencar (2003) estimou os coeficientes de transmissão imediata e de longo prazo da
taxa de juros de política monetária, utilizando taxas de juros prefixadas mensais, para taxas de
juros de captação e de crédito com recursos livres, para diferentes segmentos, para o período
7
de abril de 1999 a setembro de 2003, no Brasil. Encontraram-se evidências de que os
problemas de informação assimétrica podem ser uma explicação para a transmissão
incompleta, pois segundo o autor, as modalidades de crédito que apresentaram maior
inadimplência foram também aquelas com menor grau de transmissão de política monetária.
Outra explicação seria o efeito diferenciado de alterações na taxa de juros monetária sobre
crédito, em empréstimos com maturidades distintas. Ainda com relação às taxas de juros
creditícias, de acordo com os testes econométricos, descritos nas tabelas de resultados 2, na
maior parte das categorias de crédito, não é possível rejeitar a hipótese, a 5% de nível de
significância, de a transmissão de política monetária ser completa no longo prazo, assim como
são encontradas evidências de que a transmissão seja incompleta no curto prazo para a
maioria dos casos estudos, a 10% de nível de significância. Além disso, os resultados
indicaram que o grau de transmissão no longo prazo é maior para pessoas físicas do que para
pessoas jurídicas.
Jacob (2003), com o objetivo de investigar o racionamento de crédito no setor bancário
brasileiro, sob uma visão heterodoxa, estabelece como hipótese principal do trabalho que os
bancos privados tendem a administrar o seu balanço de forma mais conservadora, aumentando
a proporção de títulos públicos em seus ativos, diante de um aumento da incerteza. O autor
conclui, através da análise da postura dos bancos, que os bancos racionam crédito, ao
aumentarem a proporção de ativos líquidos em detrimento do crédito ao público. Nesta
mesma linha de investigação, no sentido de corroboração indireta da hipótese de
racionamento de crédito de Stiglitz-Weiss (1981), Sousa Sobrinho (2003) conclui que o canal
de crédito é efetivo no Brasil, e que um aumento da taxa de juros monetária leva a uma
realocação da proporção de títulos públicos no ativo dos bancos. Adicionalmente, o autor
também encontra evidências de que o ajuste do spread em resposta a alterações na Selic não
ocorre de forma imediata ao choque, ocorrendo apenas quatro meses após o choque. Já
Arrigoni, Mello e Garcia (2010), ao estimarem a curva de reação dos bancos em resposta a
mudanças na taxa de juros monetária, com dados em frequência diária, não encontram
evidências de que o canal de crédito seja efetivo no Brasil.
2
Em Alencar (2003), na tabela 3 do referido trabalho, na página 96, rejeita-se a 5% que os coeficientes de
impacto de curto prazo e no longo prazo sejam unitários para os empréstimos para pessoa física e jurídica são
rejeitados a menos que 5% de nível de significância, no entanto, para pessoa jurídica não se pode rejeitar a
hipótese de transmissão integral a curto e longo prazo a 10% de significância. Os resultados acerca do grau de
transmissão para seis categorias específicas de crédito, descritos na tabela 5, na página 97, a hipótese de
transmissão integral no longo prazo foi aceita, a menos de 5% de significância, em cinco categorias. Enquanto, a
hipótese de transmissão completa no curto prazo foi rejeitada a 5% de significância em três categorias, e a 10%
de significância em cinco categorias.
8
Castro e Mello (2010), ao estimarem um modelo de dados de painel não balanceado,
utilizando dados mensais referentes ao período de Junho de 2000 a abril de 2006, testam a
rigidez da taxa de juros para baixo. Segundo os resultados relatados 3, das cinco modalidades
de crédito à pessoa física, os resultados evidenciaram que, de forma significativa, a
sensibilidade da taxa de juros de crédito com relação à Selic é menor quando a taxa de juros
monetária se altera para dois segmentos, o de cheque especial e o de cartão de crédito. O
coeficiente que sinaliza a inadimplência não foi significativo para a maioria dos segmentos de
crédito, sendo significativo apenas na modalidade crédito direto ao consumidor, mas com o
sinal positivo, sendo contrário ao esperado pela teoria. Os autores não testam, de forma
específica, a rigidez da taxa de juros creditícia para cima, deduzindo a evidência da mesma,
ao concluírem pela rigidez em sentido contrário para o crédito para pessoa física em geral 4. É
importante ressaltar que os coeficientes encontrados no teste a rigidez dos juros para pessoa
física em geral se alteram de forma relevante, ao serem realizadas modificações marginais no
modelo, o que pode sinalizar uma forte colinearidade entre os estimadores5.
Andrade Jr (2006) estimou as relações de curto e longo prazo entre a taxa de juros
cobrada para o crédito destinado às empresas privadas e a taxa de juros Selic, para o período
de junho de 2000 a junho de 2005. Os resultados encontrados sugerem que o ajustamento das
taxas de juros das operações de crédito é lento, não se dando integralmente no curto prazo,
precisando de quatro meses para retornar ao equilíbrio. As evidências de viscosidade das
taxas de juros reforçam a hipótese de racionamento de crédito no mercado brasileiro.
Frescaroliet al (2008) desenvolvem um estudo empírico, com o objetivo de analisar
como os bancos comerciais racionam crédito às indústrias, ao se tornarem mais avessos ao
risco, levando em conta aspectos microeonômicos e as mudanças estruturais no Sistema de
Pagamentos Brasileiro (SPB). Teoricamente, os autores formulam um jogo com informação
assimétrica, de onde são derivadas as hipóteses testadas através de modelo de Vetores
Autoregressivos com Mudanças Markovianas. Especificamente, utilizando dados mensais do
período de janeiro de 2000 a fevereiro de 2008, foram encontradas evidências de que há uma
diminuição nos empréstimos à indústria em resposta a aumentos na taxa selic, tanto para
projetos de alto como para de baixo risco; no entanto, o aumento do da aversão é maior para
3
Comentários referentes à Tabela 4 de Castro e Mello (2010).
Segundo os autores, estes resultados contrariam a hipótese do modelo de assimetria informacional de Stiglitz e
Weiss (1981) de que as taxas de juros fossem rígidas para cima. Os autores fundamentaram, então, seus
resultados na abordagem alternativa de Ausubel (1991), a qual prevê a rigidez para baixo das taxas de juros
creditícias. A concepção deAusubel (1991) foi proposta com o objetivo de explicar o repasse incompleto dos
custos marginais para o mark-up, no caso dos cartões de crédito nos EUA, o que sugeriria um comportamento de
conluio.
5
Comentários referentes à Tabela 3 de Castro e Mello (2010).
4
9
projetos com risco maior, o que pode sugerir o aumento da aversão em resposta a aumentos de
risco de crédito, ou um aumento na procura por títulos públicos por parte dos bancos.
Por fim, investigando a existência de viscosidade no ajustamento das taxas de juros
creditícias com relação a choques na política monetária, Wagneret al (2011) concluíram que
existe, no curto prazo,uma rigidez no repasse de variações na Selic às taxas de crédito
destinadas à pessoa física, à pessoa jurídica e à TAC6Geral. Estes resultados representam
condição necessária, porém não suficiente, à existência de racionamento no mercado de
crédito brasileiro para o período estudado, a saber, de junho de 2000 a janeiro de 2011. Para
tanto foram estimados, através do teste de Engle-Granger, os Mecanismos de Correção de
Erro (MCE), que indicam a velocidade de ajustamento das taxas de crédito no curto prazoem
direção ao equilíbrio de longo prazo. No longo prazo, o estudo concluiu que os choques na
Selic acabam por ser absorvidos no valor quase unitário pelas taxas para pessoa jurídica e
consolidada geral, ou seja, uma variação de 1% na taxa Selic gera uma variação de
aproximadamente 1% nestas taxasde juros. Já para pessoa física, o repasse no longo prazo é
de 1,7%, quando ocorrem variações de 1% na Selic, indicando um possível aumento nos
custos relacionados a crédito inadimplente nesta modalidade de crédito.
4 A Inadimplência e o Crédito – um estudo de causalidade
Este tópico é dedicado ao estudo das relações entre a inadimplência e o crédito
bancário. Para isso são feitos dois testes, o primeiro investiga a relação de causalidade no
sentido de Granger, enquanto no segundo são avaliadas as funções de impulso resposta das
variáveis. Inicialmente é feita uma apreciação metodológica sobre os modelos vetoriais autoregressivos (VAR) e suas aplicações, após,são explicitadas as fontes de dados, em seguida
comenta-se os resultados do teste de causalidade e, por fim, avaliam-se as funções de impulso
resposta, baseadas no VAR estimado para o modelo de causalidade.
4.1 Introdução às aplicações dos modelos VAR
Os modelos VAR são utilizados para analisar as interligações entre as variáveis e os
impactos causados por mudanças nos termos aleatórios. Neste tópico inicialmente é
apresentada a estrutura de um modelo VAR e da função de impulso-reposta; para finalmente
serem analisados os resultados da função de impulso-resposta em três diferentes conjuntos de
equações.
O modelo VAR foi proposto por Sims(1980), e constitui um sistema de equações
lineares multivariadas. Os modelos VAR são sistemas com variáveis endógenas, e
6
Taxa de Aplicação Consolidada Geral.
10
opcionalmente, exógenas, onde as variáveis endógenas seriam explicadas pelos efeitos
defasados de todas as variáveis endógenas incluídas no modelo. Neste modelo não há uma
escolha a priori de qual seria a variável dependente no processo de estimação. Ao contrário
dos modelos de equações simultâneas, por exemplo, os modelos VAR utilizam poucas
suposições teóricas. Entre as aplicações destes modelos, estão a análise da função de impulsoresposta e o teste de causalidade de Granger (MUNIZ e TABAK, 2010). Neste artigo, é feita
uma análise das funções impulsos-respostas para avaliar a respostas das taxas de juros de
empréstimos com relação a inovações na taxa Selic.
Na forma primitiva dos modelos VAR há uma influência contemporânea explícita entre
as variáveis endógenas, uma vez que os valores contemporâneos integram as variáveis
explicativas do modelo. Implicitamente, o resíduo de cada uma das equações também exerce
uma influência contemporânea (ENDERS, 1995). O modelo VAR primitivo é definido como:
,
em que
é o vetor de variáveis endógenas;
é o vetor de variáveis exógenas;
é o vetor de constantes;
são matrizes de coeficientes;
é o número de defasagens das variáveis endógenas e
é o vetor do termo de erro.
As variáveis envolvidas no modelo são estacionárias, e os resíduos apresentam um
comportamento de ruído branco. Conforme é comentado por Tomazzia e Meurer (2009),
neste modelo não é viável a identificação contemporânea da inovação de cada uma das
variáveis endógenas sobre as outras.
Na forma reduzida e padronizada eliminam-se as
variáveis contemporâneas como variáveis explicativas, onde a influência contemporânea é
dada somente pelo choque nas inovações.7Multiplicando-se ambos os lados da equação (1)
por
, obtém-se a forma padronizada e reduzida do VAR, isolando as variáveis endógenas
contemporâneas no lado esquerdo da equação, e as defasagens das variáveis no lado direito:
,
sendo
,
,
e
é o termo aleatório, em que a correlação
contemporânea entre o resíduo das diferentes equações não é nulo. (TOMAZZIA e
7
Para maiores detalhes, consultar o capítulo 5 de Enders (1995), onde é feito um desenvolvimento ilustrativo
para um modelo bivariado.
11
MEURER, 2009). Nesta forma padronizada e reduzida as variáveis endógenas não afetam de
forma contemporânea; a influência contemporânea entre as variáveis endógenas se dá apenas
pelos resíduos (ENDERS, 1995).
Os modelos VAR são alvos de algumas críticas. Estes modelos enfatizam a previsão,
não priorizando a interpretação dos resultados com base em hipóteses teóricas sobre a relação
entre as variáveis. Os coeficientes estimados são de difícil interpretação teórica, o que
dificulta a aplicação do VAR para fins normativos (GUJARATI, 2006). Para interpretar os
resultados dos modelos VAR, utilizam-se os resultados da função de impulso-resposta e do
teste de causalidade de Granger, entre outras aplicações.
Segundo Carneiro (1997), através de uma regressão não é possível inferir sobre o
sentido da causalidade entre um conjunto de variáveis, em que a causalidade é pressuposta por
um modelo teórico. A causalidade entre duas variáveis não é necessariamente unidirecional,
dependendo do tipo de relação estudada, ela pode ser bidirecional. É importante lembrar que a
causalidade não é um sinônimo para endogeneidade. Em um teste de causalidade é avaliado se
os valores passados de um conjunto de variáveis X contribuem para a previsão dos valores
correntes de uma variável Y; e vice-versa. Isto é, testa-se se X  Y , e se Y  X , podendo
ocorrer uma causalidade bidirecional, X  Y .
Caso as séries sejam estacionárias, integradas de ordem zero, o teste de causalidade é
feito através da estimação das seguintes equações em modelo Auto-Regressivo vetorial
(VAR):
,
,
em que u1t e u 2t são resíduos não correlacionados.
Se os valores defasados de
dizer que
melhorarem a previsão dos valores correntes de , pode-se
causa ou precede os valores de
, e o conjunto de coeficientes
estatisticamente diferente de zero. Analogamente, se o conjunto de coeficientes
considerado não nulo, os valores passados de
d é
 a for
i
i
são significativos para prever os valores
correntes de . Esta causalidade pode ser unilateral, de
para , ou de
Caso as variáveis sejam independentes, os conjuntos de coeficientes
para ; ou bilateral.
d
i
e
a
i
são
estatisticamente nulos.
A função de impulso-resposta mostra a evolução das variáveis endógenas ao modelo,
em função de inovações ou choques residuais, através de um vetor de médias móveis. Um
12
choque no resíduo de uma das equações influencia na determinação dos valores presentes e
futuros de cada uma das variáveis endógenas ao modelo. Para cada par de variáveis,
dependente e de inovação, tem-se uma função de impulso-resposta, para um problema
bivariado, como o proposto neste trabalho, tem-se um total de 4 funções de impulso-resposta,
isto é, duas funções para cada variável. O procedimento da função impulso-resposta
possibilita avaliar o efeito contemporâneo de um choque sobre os desvios padrão de valores
presentes e futuros das variáveis endógenas do VAR (ENDERS, 1995).
4.2 Fontes de dados
As séries das taxas de juros foram obtidas junto ao Banco Central do Brasil. A
periodicidade das séries foi mensal, e o período abrangido foi de junho de 2000 a outubro de
2011. No Quadro 1 são especificadas a origem, periodicidade e transformações das séries
utilizadas.
SÉRIES
Crédito/PIB: a variável é obtida pela participação do volume de operações de Crédito com Recursos
Livres (cód. 12130) no PIB acumulado 12 meses (cód. 4381). Após 01/2011, utiliza-se a série Crédito
do Sistema Financeiro - Recursos livres - Total/PIB - % (cód. 7461).
Transformação: primeira diferença.
Taxa de Câmbio: cód. 3696 - Taxa de câmbio - Livre - Dólar americano (venda) - Fim de período mensal - u.m.c./US$.
Transformação: primeira diferença.
Selic:cód. 4390 –Taxa de juros Selic, acumulada ao mês - % ao mês.
Transformação:utilizou-se a série em variação em pontos percentuais no mês.
Ibovespa:cód.7832 –Índice Bovespa – variação % mensal.
Transformação: nenhuma.
Desvio da Inflação da Meta:a variável é calculada segundo a diferença entre o Índice Nacional de
Preços ao Consumidor-Amplo (IPCA)(cód. 433) e a variação percentual mensal da meta de inflação
(cód. 432).
Transformação: Inflação - Meta de Inflação. A meta da inflação foi transformada de taxa ao ano para
taxa ao mês.
Inadimplência: (cód.13645) – Provisões para crédito inadimplente8 - participação % no total de
crédito do sistema financeiro (risco total).
8
As provisões não podem ser inferiores aos valores decorrentes da aplicação dos percentuais abaixo:
I - 0,5% sobre o valor das operações classificadas como de risco nível A;
II - 1% sobre o valor das operações classificadas como de risco nível B;
III - 3% sobre o valor das operações classificadas como de risco nível C;
IV - 10% sobre o valor das operações classificadas como de risco nível D;
V - 30% sobre o valor das operações classificadas como de risco nível E;
VI - 50% sobre o valor das operações classificadas como de risco nível F;
VII - 70% sobre o valor das operações classificadas como de risco nível G;
13
Transformação: nenhuma.
Quadro 1: Especificação das séries de dados e suas fontes
Nota: elaboração própria, baseada nas séries temporais do Banco Central do Brasil.
4.3 Teste ADF de raízes unitárias
Para verificar a cointegração das taxas, inicialmente se testou a raiz unitária das séries
em nível através dos testes Dickey-Fuller Aumentado (ADF). Os resultados encontrados estão
dispostos na Tabela 1.
Tabela 1 – Testes de Raízes Unitárias - variáveis em nível
Em Nível
s/constante
c/constante
c/constante
Variáveis
s/tendência
s/tendência
c/tendência
ADF
Lags
ADF
Lags
ADF
Lags
ADF
ADF
ADF
Inadimplência
-1,29
2
-4,50***
2
-4,97***
2
Crédito/PIB
-198
2
-0,19
2
-1,95
2
Desvio da Inflação da meta
-4,98***
0
-5,08***
0
-5,10***
0
Selic1
-3,83***
11
-3,87***
11
-3,87**
11
Taxa de Câmbio
-0,43
2
-1,71
2
-3,06
2
Ibovespa
-10,01***
0
-10,20***
0
-10,16***
0
Nota: elaboração própria, utilizando o software Eviews 7.1.
Hipótese nula: raiz unitária. *Rejeição a 10%; **Rejeição a 5%; ***rejeição a 1%.
Utilizou-se o critério de Schwarz para escolher o número de defasagens para o teste Dickey-Fuller aumentado.
1
Utilizou-se no teste a variação em pontos percentuais da série Selic.
Conforme resultados dos testes para raízes unitárias descritos na Tabela 1 as séries são
integradas de ordem diferente. Para que as séries sejam cointegradas faz-se necessário que a
ordem de integração entre os processos seja a mesma. Assim podemos concluir que não foram
encontradas evidências de cointegração entre as séries, não sendo possível estabelecer uma
relação de equilíbrio de longo prazo entre as variáveis e um vetor de mecanismo de correção
de erro. As séries não estacionárias em nível, Crédito/PIB e Taxa de Câmbio,
foramconsideradas estacionárias em primeira diferença; enquanto as séries Inadimplência,
Ibovespa, Selic (diferença em pontos percentuais) e Desvio da Inflação da Meta são
estacionárias em nível, sendo avaliadas como integradas de ordem 0.
VIII - 100% sobre o valor das operações classificadas como de risco nível H.
Níveis de risco: os créditos são classificados, no mínimo, no nível de risco correspondenteàs
operações com atraso de pagamento na forma abaixo:
i) entre 15 e 30 dias, nível de risco B;
ii) entre 31 e 60 dias, nível de risco C;
iii) entre 61 e 90 dias, nível de risco D;
iv) entre 91 e 120 dias, nível de risco E;
v) entre 121 e 150 dias, nível de risco F;
vi) entre 151 e 180 dias, nível de risco G; e
vii) acima de 180 dias, nível de risco H.
14
4.4 Teste de Causalidade de Granger9
As relações de causalidade, no sentido de precedência, foram avaliadas pela aplicação
do teste de causalidade de Granger. Consideram-se as variáveis integradas de ordem 0 em
nível, e as integradas de ordem 1, em primeira diferença. A seguir são comentadas algumas
relações importantes para a conclusão do trabalho.
Os resultados encontrados sugerem, a menos de 10% de significância, uma relação de
bicausalidade entre a Inadimplência e o Ibovespa, sendo um resultado previsto pela teoria. O
risco de crédito precede os movimentos da bolsa, pois influenciam a predisposição dos
investidores em aplicarem o seu capital na bolsa. Dada à importância do mercado de capitais
no investimento de setores produtivos, espera-se que a trajetória da Ibovespa influencie os
valores presentes da Inadimplência do crédito bancário.
A análise da relação entre inadimplência e crédito bancário em recursos livres é crucial
à investigação do racionamento de crédito. Espera-se que o aumento do risco de crédito torne
os bancos mais conservadores, reduzindo a propensão destes a concederem crédito ao público.
Por outro lado, períodos de maior exposição ao risco, em geral, precedem o aumento da
inadimplência. Em consonância com a teoria, as evidências encontradas sugerem uma relação
de bicausalidade entre a Inadimplência e o a participação do crédito bancário em recursos
livres sobre o PIB, a menos que 5% de nível de significância.
Outro resultado esperado seria o de que o aumento na taxa de juros monetária tornasse
os bancos mais conservadores, o que levaria a um aumento da participação dos títulos
públicos no ativo bancário, bem como a redução dos empréstimos ao público em recursos
livres. No exercício realizado, a variável proxy proposta para sinalizar a predisposição dos
bancos ao risco foi a participação do crédito bancário em recursos livres no PIB. As
evidências de que a Selic causaria, no sentido de precedência, uma posição mais conservadora
dos bancos não foi encontrada. Uma recomendação merecedora de um maior esforço de
investigaçãoé a troca da variável proxy, por uma que descreva de forma mais direta a
participação dos ativos líquidos no ativo bancário.
4.4.1Funções de Impulso Resposta - Inadimplência e Crédito
A partir do modelo VAR estimado para avaliar a causalidade de Granger, obtiveram-se
as funções de impulso resposta para as variáveis Inadimplência e Crédito/PIB. A função de
resposta da Inadimplência a um impulso à inovação de um desvio padrão no Crédito/ PIB está
9
Os resultados do Teste de Causalidade de Granger podem ser visualizados no anexo deste trabalho.
15
representada na figura 2, no diagrama (a); e no diagrama (b), a função de impulso resposta do
Crédito/PIB com relação à Inadimplência.
(a)
(b)
Figura 2: Funções de Impulso Resposta
Nota: Elaboração própria, através da utilização do programa econométrico Eviews7.
No diagrama (a), pode-se observar que a inadimplência responde positivamente a um
aumento na proporção do crédito no PIB. A resposta é estabilizada a partir do terceiro mês.
No diagrama (b), nota-se que a resposta do crédito com relação ao aumento da
inadimplência.Após um aumento inicial, o crédito diminui, estabilizando-se a partir do quarto
mês.
5Considerações Preliminares
Ao se investigar a relação de cointegração entre o desvio da Inflação da meta, o
Ibovespa, a variação em pontos percentuais da Selic, a participação do crédito em recursos
livres no PIB e a taxa de câmbio nominal, não foram encontradas evidências de que houvesse
uma relação de longo prazo entre as variáveis.
As relações de causalidade, no sentido de precedência, foram avaliadas pela aplicação
do teste de causalidade de Granger. Em conformidade com a teoria, as evidências sugerem
bicausalidade entre a Inadimplência e a Ibovespa, e entre a Inadimplência e a participação do
crédito bancário em recursos livres no PIB. Teoricamente, um aumento da Selic reduziria a
predisposição dos bancos ao risco, mas os resultados encontrados não indicam que a Selic
causa o crédito. Recomenda-se a troca da variável proxy para a preferência por liquidez dos
bancos – crédito com relação ao PIB – por uma que descreva de forma mais direta a
participação dos ativos líquidos no ativo bancário. Adicionalmente, avaliou-se a resposta da
inadimplência com relação a uma inovação no crédito, onde foi observado que a
inadimplência aumenta após um período de aumento no crédito; inversamente, a resposta do
crédito à inadimplência é, depois de um período reduzido de elevação, de redução.
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19
Anexo
Tabela 4: Teste de Causalidade de Granger
Hipótese Nula
Obs
Estat. F
p-valor
Ibovespa não causaDesvio da Meta
135
1.49774
0.2275
2.113
0.125
0.06246
0.9395
4.7354
0.0103
3.72229
0.0268
1.48958
0.2293
17.1043
3.00E-07
2.62983
0.076
0.43105
0.6508
0.38753
0.6795
3.43602
0.0351
2.62778
0.0761
1.13792
0.3237
1.19325
0.3066
3.8363
0.0241
5.44734
0.0054
2.33806
0.1006
2.52457
0.084
1.02994
0.3599
0.39831
0.6723
0.10501
0.9004
1.6752
0.1913
1.92585
0.1499
0.27255
0.7619
8.77962
0.0003
0.38157
0.6836
3.42655
0.0355
11.4004
3.00E-05
0.74288
0.4778
0.88463
0.4154
Desvio Inf da Meta não causa Ibovespa
Selic não causa Desvio Inf da Meta
135
Desvio Inf da Meta não causa Selic
Crédito/PIB não causa Desvio Inf da Meta
Desvio Inf da Meta não causa Crédito/PIB
Taxa de Câmbio não causa Desvio Inf da
Meta
134
134
Desvio da Meta não causa Taxa de Câmbio
Inadimplência não causa Desvio Inf da Meta
135
Desvio Inf da Meta não causa Inadimplência
Selic não causa Ibovespa
135
Ibovespa não causa Selic
Crédito/PIB não causa Ibovespa
134
Ibovespa não causa Crédito/PIB
Taxa de Câmbio não causa Ibovespa
134
Ibovespa não causa Taxa de Câmbio
Inadimplência não causa Ibovespa
135
Ibovespa não causa Inadimplência
Crédito/PIB não causa Selic
134
Selic não causa Crédito/PIB
Taxa de Câmbio não causa Selic
134
Selic não causa Taxa de Câmbio
Inadimplência não causa Selic
135
Selic não causa Inadimplência
Taxa de Câmbio não causa Crédito/PIB
134
Crédito/PIB não causa Taxa de Câmbio
Inadimplência não causa Crédito/PIB
134
Crédito/PIB não causa Inadimplência
Inadimplência não causa Taxa de Câmbio
134
Taxa de Câmbio não causa Inadimplência
Nota: Elaboração própria, utilizando o software Eviews 7.1.
Amostra: junho de 2000 a outubro de 2011.
Defasagens: 2