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Insper Instituto de Ensino e Pesquisa
Faculdade de Economia e Administração
Vinicius Santos Hilbert
DÍVIDA PÚBLICA BRASILEIRA: UMA ANÁLISE DO CICLO
DE ENDIVIDAMENTO DA REPÚBLICA VELHA.
São Paulo
2010
Vinicius Santos Hilbert
Dívida Pública Brasileira: Uma Análise do ciclo de endividamento
da República Velha.
Monografia apresentada ao curso de Ciências
Econômicas, como requisito parcial para obtenção do grau
de Bacharel do Insper.
Orientador:
Prof. Me. Heleno Piazentini Vieira – Insper
São Paulo
2010
Hilbert, Vinicius Santos
Dívida pública brasileira: uma análise do ciclo de
endividamento da República. – São Paulo: Insper, 2010.
36 f.
Monografia: Faculdade de Economia e Administração. Insper
Instituto de Ensino e Pesquisa.
Orientador: Prof. Me. Heleno Piazentini Vieira
1.Sustentabilidade fiscal 2.Cointegração 3.República Velha
Vinicius Santos Hilbert
Dívida pública brasileira: uma análise do ciclo de endividamento da
República Velha.
Monografia apresentada à Faculdade de Economia do Insper, como parte dos
requisitos para conclusão do curso de graduação em Economia.
Aprovado em Junho 2010
EXAMINADORES
___________________________________________________________________________
Prof. Me. Heleno Piazentini Vieira
Orientador
___________________________________________________________________________
Prof. Dr. Euriuton Araújo
Examinador
Prof. Dr. Fábio Gomes
Examinador
Agradecimentos
Agradeço o apoio dos meus pais ao longo de todo o curso. Agradeço também a
colaboração e dedicação de todos os professores do Insper, especialmente ao professor Heleno
pelo
seu
incentivo
e
apoio
demonstrado
ao
longo
deste
trabalho.
Resumo
HILBERT, Vinicius Santos. Dívida Pública Brasileira: Uma Análise do ciclo de
endividamento da República Velha. São Paulo, 2010. 36p. Monografia – Faculdade de
Economia e Administração. Insper Instituto de Ensino e Pesquisa.
O endividamento representa uma importante fonte de tomada de decisão para os agentes
econômicos. Tal mecanismo permite que recursos sejam transferidos através do tempo. O
estudo em questão foca no desenrolar do endividamento público brasileiro no período da
República Velha (1889 – 1931) dando ênfase aos aspectos da dívida externa e os funding
loans através de uma perspectiva de longo prazo. Para tanto, testes de cointegração foram
conduzidos de forma a captar a relação entre receitas e despesas ao longo do período. A
conclusão é a de que o endividamento público nacional foi sustentável nesse período, ou seja,
as séries cointegram. Porém há evidencias de que tal fato não foi causado por uma política
fiscal deliberadamente sustentável. A análise foi realizada através de dados de receitas e
despesas do governo com periodicidades trimestrais obtidas através de técnicas de
desagregação temporal, o que permite analisar o período com ganhos de graus de liberdade.
Palavras chave: Sustentabilidade fiscal, cointegração, República Velha.
Abstract
HILBERT, Vinicius Santos. Brazilian public debt: An analysis of the “República Velha” debt
cycle . São Paulo, 2010. 36p. Monograph – Faculdade de Economia e Administração. Insper
Instituto de Ensino e Pesquisa.
Debt represents an important resource for economic agents to take decisions. Such mechanism
allows resources to be transferred through time. This study focuses in the Brazilian public
debt during the period known as “República Velha” (1889 – 1931) emphasizing the aspects of
the external debt and the funding loans through a long run perspective. To do this,
cointegration tests will be conducted in such way to capture the relationship between income
and expense. The conclusion is that the national public debt was sustainable during this period
which means that the series cointegrate. Perhaps some evidences show that it was not caused
by a deliberated sustainable fiscal policy. The analysis was conducted with government
income an expense data using a quarterly frequency obtained from temporal desegregation
methods which allow us to have gains of degrees of freedom.
Keywords: Fiscal sustainability, cointegration, “República Velha”.
Sumário
1. Introdução .......................................................................................................................6
2. Revisão da literatura ......................................................................................................7
3. Metodologia ...................................................................................................................10
4. Base de dados ................................................................................................................12
4.1. Desagregação temporal.....................................................................................12
4.2. Estatística descritiva .........................................................................................19
5. Resultados econométricos.............................................................................................21
6. Análise dos resultados...................................................................................................28
Referências ........................................................................................................................31
Apêndice.............................................................................................................................34
Lista de Figuras
Gráfico 01 – Expansão da malha ferroviária.......................................................................15
Gráfico 02 – Dívida como percentual das exportações.......................................................17
Gráfico 03 – Variáveis em nível (logaritmo neperiao).......................................................16
Gráfico 04 – Taxa de crescimento de receitas, despesas e M1 e seus respectivos limites
inferior e superior com periodicidade trimestral.................................................................19
Gráfico 05 – Déficit público................................................................................................21
Gráfico 06 – Teste CUSUM................................................................................................27
Lista de Tabelas
Tabela 01 – Dívida Pública e crise bancária.......................................................................16
Tabela 02 – Correlações simples (variáveis em diferença e em logaritmo
neperiano)............................................................................................................................17
Tabela 03 – Teste Dickey-Fuller aumentado para presença de raiz unitária no nível das
despesas e receitas do governo............................................................................................22
Tabela 04 - Teste Dickey-Fuller aumentado para presença de raiz unitária nas primeiras
diferenças das despesas e receitas do governo....................................................................22
Tabela 05 - Teste Dickey-Fuller aumentado para presença de raiz unitária nos resíduos –
procedimento de Engle-Granger..........................................................................................23
Tabela 06 – Teste de cointegração entre Log G e Log T seguindo o procedimento de
Johansen..............................................................................................................................24
Tabela 07 – Validação do VEC...........................................................................................25
Tabela 08 – Estimativa do vetor auto-regressivo com correção de erros............................26
6
1. Introdução
Indivíduos racionais buscam suavizar seu consumo ao longo de diversos períodos
de tempo. Nesse contexto, o endividamento é uma maneira de transformar consumo futuro
em consumo presente, de modo a maximizar a utilidade intertemporal dos indivíduos. O
endividamento governamental segue uma lógica parecida, uma vez que, se bem
administrada, a dívida pública pode gerar níveis adequados de investimentos permitindo
maior equidade de bem estar entre as gerações. A importância do tema é destacada por
Eichengreen (2006). O autor conclui que a administração da dívida pública por parte do
governo pode aumentar a eficiência do sistema financeiro em alocar os recursos
disponíveis fortalecendo a estabilidade macroeconômica e financeira do país. Desse modo,
o governo busca maximizar o valor presente de seus outputs adquirindo dívidas para
financiar projetos potencialmente geradores de renda futura ou financiar contingências
como guerras e catástrofes. Dada a importância do endividamento, estudar a
sustentabilidade da dívida pública significa analisar o equilíbrio entre o valor presente de
suas despesas com sua riqueza inicial somada ao valor presente de suas arrecadações ao
longo do tempo. De modo mais específico, a análise da sustentabilidade pode gerar
discussões sobre a contribuição deliberada ou não, do governo na gestão desses passivos,
ou seja, se este contraiu dívidas pelos motivos acima mencionados (investimentos e
contingências) ou aproveitou-se da dívida para financiar gastos correntes.
O período da Primeira República (1889 – 1931) é particularmente interessante para
se investigar a sustentabilidade da dívida pública, pois “aí se observam os momentos
cruciais de importantes transformações “estruturais” na economia do país ”1. O período é
caracterizado por uma série de crises cambiais e políticas decorrentes das profundas
mudanças estruturais vivenciadas pela economia brasileira, como a mudança no mercado
de trabalho e como a inserção do país na economia global, enfatizado, por exemplo, em
Abreu et al (1990). Um exemplo de tais mudanças estruturais foi o aumento oferta de bens
públicos ao longo do período, dando suporte a expansão da malha ferroviária e a formação
de entrepostos comerciais que afeta diretamente a política fiscal do governo, de acordo
com Villela e Suzigan (1973). Uma conseqüência deste ambiente conturbado foi o
primeiro ciclo longo de endividamento externo do país, que teve como marco inicial a
1
Franco, G.B., „A primeira década republicana‟ in M. de P. Abreu (org.), A ordem do progresso. Cem anos
de política econômica republicana, 1889-1989, Rio de Janeiro, 1990.p.11.
7
saída de recursos a Portugal com a volta de D. João VI ao Reino, e necessidade de
seguidos empréstimos que culminaram, em 1931, com a moratória da dívida e novo
Funding Loan.
Os Funding Loans, ou empréstimos de consolidação, que ocorreram em 1898,
1914 e 1931 tiveram papel importante durante o período citado, solucionando, no curto
prazo, problemas no balanço de pagamentos e crises de liquidez, eliminando
temporariamente o pagamento do serviço da dívida. Segundo Abreu (2001), como
contrapartida, o país passou um longo período sem ter acesso aos mercados financeiros
privados de outros países além de enfraquecer o país institucionalmente, elevando os
custos de transação com seus interlocutores externos aumentando também o custo da
dívida futura.
O objetivo do trabalho é analisar de que modo a sustentabilidade da dívida foi
afetada e de que forma o governo federal respondeu às mudanças de cenário econômico
interno e externo durante o período da Primeira República. Para tanto o modelo
intertemporal da Equivalência Ricardiana será utilizado como base teórica, visando um
estudo empírico sobre os movimentos de longo prazo da dívida pública. Neste campo
percebe-se que as linhas de pesquisa existentes na literatura sobre o período citado não
tratam do endividamento público sob tal perspectiva de sustentabilidade de longo prazo,
como estudou Pastore (1995) para o período de 1974 a 1989. Tal perspectiva de estudo se
faz conveniente, uma vez que o período destaca um ciclo inicial de endividamento do país
em conjunto com as primeiras décadas de governo independente.
Na próxima seção será apresentada uma breve discussão sobre a literatura existente
sobre o assunto. A terceira seção focará na metodologia e procedimentos a serem seguidos
na pesquisa. A quarta seção discute a base de dados utilizada no trabalho. A quinta parte
apresenta os resultados obtidos de acordo com a metodologia proposta. A sexta seção
conclui o trabalho.
2. Revisão da literatura
Na literatura existente no Brasil, são notáveis duas abordagens distintas sobre a
análise da dívida pública brasileira. Uma tem foco nos títulos de dívida emitidos e na
posterior análise das taxas internas de retorno destes buscando relacionar a possibilidade
do endividamento público nacional com a atratividade de seus títulos no exterior. Uma
segunda abordagem, com foco no longo prazo, busca observar como as despesas e receitas
8
do governo se comportaram ao longo do tempo. Ambas as metodologias parecem chegar a
conclusões parecidas de que houve períodos onde o país seguiu uma política sustentável,
mas que nem sempre isso ocorreu por conta da atuação deliberada do governo central.
Como exposto por Villela e Suzigan (1973), muitas vezes o país recorreu ao
endividamento externo com a finalidade de cobrir déficits orçamentários e auferir receita.
Os autores defendem que a contração de dívidas externas foi danosa ao país, uma vez que,
apesar de alguns empréstimos terem de fato financiado o desenvolvimento da nação, os
projetos tocados eram ineficientes do ponto de vista econômico e, além disso, os juros
pagos eram altos de acordo com os mesmos. Soma-se a isso o fato de a dívida externa ser
paga, muita vezes, com novas dívidas e não com recursos do próprio país.
Dada esta exposição inicial oferecida por Villela e Suzigan (1973), serão
analisados a seguir alguns dos trabalhos empíricos existentes da literatura sobre o Brasil
como devedor.
As abordagens a seguir baseiam-se em análises das taxas de retorno dos títulos
nacionais emitidos no exterior. Abreu (1985) enfatiza o impacto dos mercados financeiros
internacionais sobre a dinâmica da dívida nacional, dizendo que o país “desmente o
paradigma clássico” afastando-se do modelo das três fases2, ou seja, a dívida não segue o
comportamento da oferta no mercado financeiro nacional. O autor conclui que, apesar das
seguidas renegociações da dívida externa os títulos brasileiros não perderam rentabilidade
e, ainda, títulos comprados antes de 1914 representaram “excelentes negócios”. Já Abreu
(2001) enfatiza uma metodologia que compara taxas internas de retorno ex post com suas
respectivas taxas contra factuais, buscando reconstruir, com base nas cotações dos títulos
brasileiros da dívida externa, séries de amortizações da dívida desde 1824. A conclusão do
autor mostra que apenas em dois períodos (década de 1820 e 1890) as taxas contra factuais
são maiores que as dos títulos brasileiros (resultado não esperado, uma vez que a
volatilidade dos preços dos títulos brasileiros são maiores).
Já autores como Eichengreen e Portes (1989) e Jorgensen e Sachs (1989) procuram
analisar as taxas internas de retorno dos empréstimos em dólar. Os primeiros focam sua
análise na comparação ente a “taxa interna de retorno contratual” e a taxa interna de
retorno ex ante. O estudo chega a resultados que divergem dos estudos de Abreu (1985) e
Abreu (1999) concluindo que o Brasil teve um desempenho ruim em relação aos demais
devedores estudados. A divergência entre as conclusões parece surgir do uso da “taxa
2
Para mais detalhes ver Simonsen (1983) e Simonsen (1984).
9
interna de retorno contratual” ser usada como indicador de retorno esperado dos títulos da
dívida brasileira por parte de Eichengreen e Portes (1989). Abreu (2001) critica tal
abordagem enfatizando que a taxa interna de retorno contratual seria um limite superior da
verdadeira taxa interna de retorno uma vez que esta supõe que o investidor estrangeiro
teria uma expectativa de compra um título da dívida com desconto e que no momento
seguinte o mesmo seria cotado ao par. Abreu (2001) também critica o estudo de Jorgensen
e Sachs (1989) apontando que estes utilizam uma metodologia que penaliza os tomadores
de empréstimos que tenham maior risco de default. O argumento de Abreu (2001) é que o
desconto sobre o valor nominal do título já considera este risco, ou seja, o estudo de
Jorgensen e Sachs (1989) super-penalizaria países com maior probabilidade de default da
dívida.
Outra abordagem, tornada notável pelo trabalho de Hamilton e Flavin (1986), foca
no comportamento de logo prazo e movimentos de curto prazo, testando a hipótese de
estacionariedade da dívida pública. O trabalho de Pastore (1995) foi pioneiro nesse foco
de análise para o Brasil. O autor estuda o período de 1974 a 1989, testando a presença de
raiz unitária sob os dados em diferença da dívida pública e conclui que o endividamento se
fez sustentável através do uso da senhoriagem e não de uma política fiscal austera. Outros
trabalhos para o caso brasileiro como Rocha (1997) e Issler e Lima (2000), mostram que a
divida pública no período de 1947 a 1992 segue um processo estocástico estacionário e a
razão disso seria o financiamento via senhoriagem ou aumento de impostos. Simonassi
(2007) inclui a possibilidade de quebras estruturais na analise da dívida, caso este de suma
importância ao período a ser analisado, uma vez que as mudanças de cenário econômico
interno e externo foram constantes.
No âmbito cliométrico, estudo da história por meio de métodos econométricos,
destaca-se o trabalho de Gamboa (2005). O referido autor visa analisar a sustentabilidade
da dívida pública brasileira para o período de 1824 a 2004, desenvolvendo o que chama de
“A Nova Equivalência Ricardiana”. O modelo proposto acrescenta ao modelo da
Equivalência Ricardiana tradicional a possibilidade do país renegociar sua dívida. Para
tanto inclui na equação do modelo ricardiano dummies controlando os períodos onde
ocorreram defaults da dívida. O estudo chega à conclusão de que para alguns períodos a
inclusão de dummies de default da dívida foi mais importante, como no período
republicano de 1889 a 1943 e de 1983 a 1993. Ao passo que no período de 1944 a 1982 o
financiamento público via senhoriagem foi mais relevante.
10
Ainda, uma terceira abordagem utiliza o instrumental de gerenciamentos de risco
na análise da sustentabilidade da dívida. Medidas como Value-at-Risk (VaR) e Cost-atRisk (CaR), é discutida em Silva et al (2009).Tal abordagem busca analisar o quantil
crítico a partir do qual a dívida passa a ser insustentável, uma vez que tanto VaR quanto
CaR são metodologias baseadas em trajetórias possíveis de uma equação estocástica. No
caso do estudo da dívida pública a metodologia CaR parece ser mais coerente, uma vez
que não exige marcação à mercado como no VaR. Silva et al (2009) aponta a possibilidade
de se trabalhar com não linaridades no modelo como uma grande vantagem de tais
métodos. Um ponto fraco apontado pela mesma fonte é a arbitrariedade com relação à
escolha do percentil de risco a ser considerado.
Considerando a breve revisão de literatura acima, o trabalho, proposto neste
projeto, desenvolverá uma análise do comportamento da dívida ao longo do período da
primeira república utilizando-se de testes de cointegração.
3. Metodologia3
Tendo em mente o objetivo do trabalho em questão, para analisar a
sustentabilidade da dívida pública brasileira ao longo do primeiro ciclo de endividamento
da república, o trabalho utilizará um modelo de restrição orçamentária intertemporal do
governo, utilizando-se da teoria da equivalência ricardiana.
A restrição orçamentária do governo num primeiro período implica que os gastos
correntes, Gt , devem ser iguais a sua arrecadação, Tt , somada ao financiamento corrente
via emissão de títulos de dívida, Bt
(1) Gt
Tt
Bt
Ou seja, o déficit corrente, Gt - Tt , é financiado com endividamento. No período
seguinte a restrição orçamentária do governo será
(2) Gt
1
(1 r ) Bt
Tt
1
Onde r é a taxa de juros que incide sobre a dívida.
Resolvendo (2) para B t e substituindo em (1), teremos o valor presente da
restrição orçamentária do governo.
3
Silva ela t (2009).
11
Gt 1
1 r
(3) Gt
Tt 1
1 r
Tt
Ou seja, a dívida no período subseqüente será igual ao déficit corrente somado à
dívida anterior acrescida de juros.
De maneira análoga a esta temos também a possibilidade de testarmos a
sustentabilidade da dívida observando o seu comportamento em função de G, T e r.
Assim, será construído um modelo intertemporal com infinitos períodos capaz de
descrever o comportamento da dívida pública.
Assim, temos que:
(4) Bt
(1 r ) Bt
1
Gt
Tt
1
1
No período seguinte teremos:
Bt
(1 rt 1 ) Bt
2
1
Gt
Tt
2
2
Substituindo (4) e resolvendo para a dívida corrente, temos que:
Bt
Bt 2
(1 rt 1 )(1 rt )
Tt
Gt 2
(1 rt 1 )(1 rt )
Tt 1 Gt 1
(1 rt 1 )
2
Generalizando para períodos t+s quaisquer:
Bt
(5) Bt
s
s
Tt
s
 (1
rt
u 1
)
u 0
Gt
u
u
ru
u 1
De (5), temos que o valor da dívida hoje equivale à soma dos déficits primários
correntes e futuros somados ao valor presente dos fluxos futuros de endividamento.
Supondo que os governos não podem endividar-se indefinidamente ao longo do
tempo, ou seja, jogos de Ponzi não existem. Para tanto, é preciso definir a condição de
transversalidade da dívida.
Temos que o preço hoje do consumo futuro é:
1
s
Pt
(1 rt
u 1
)
u 1
A condição de transversalidade exige que:
(6)
lim Pt Bt
0
t
De (6), temos que o valor dos déficits primários deve ser igual ao valor da dívida,
como exposto anteriormente em (4).
Desse modo, temos um modelo que nos permite testar empiricamente a relação de
longo prazo entre gastos e arrecadações do governo.
12
A partir de dados com periodicidade trimestral (vide a próxima seção Base de
Dados) de arrecadação e gastos públicos reais coletados para o período da Primeira
República (1889 – 1931) 4, serão propostos testes de cointegração seguindo a metodologia
de Johansen (1991), que terá como objetivo de estudar as relações de curto e longo prazo
do endividamento público para o período. Séries macroeconômicas podem conter raízes
unitárias em sua especificação, o que pode levar a relações espúrias, ou seja, relacionar
séries que economicamente não apresentam consistência. Porém, pode haver uma
combinação linear entre séries não estacionarias que podem levar a uma série estacionária.
Se tal combinação linear existe, então é dito que as séries cointegram. No caso do trabalho
em questão buscaremos uma relação entre despesas e receitas do governo que expliquem o
seu comportamento no longo prazo.
4. Base de Dados
4.1. Desagregação temporal de séries históricas.
Esta seção tem como objetivo fornecer um tratamento a base de dados disponível
no site do Ipea, dados de receita e despesa de governo com periodicidade anual, de modo a
obter uma base de dados em maior freqüência para que se possa obter resultados
estatísticos significativos no decorrer do trabalho.
Para tanto três métodos de desagregação temporal foram realizados. A importância
de se obter séries com freqüência maior é justificada pelos ganhos de graus de liberdade
no tratamento dessas séries. Para finalidade específica deste trabalho, séries trimestrais
capturam tanto os movimentos de longo prazo quanto os de curto prazo com significância
estatística maior em relação a séries anuais.
De maneira prática, os métodos de desagregação temporal a serem aplicados
buscam gerar dados trimestrais preservando as propriedades anuais. Para tanto, é possível
utilizar métodos mecânicos (puramente matemáticos) ou baseados em indicadores
(baseados em técnicas numéricas ou estatísticas).
O primeiro método aplicado foi o de Boot, Feibes e Lisman (1967). Este método é
puramente matemático. Segundo esta metodologia, a desagregação trimestral de uma série
para o ano t pode ser obtida através da minimização das somas dos quadrados das
diferenças entre trimestres sucessivos. Tal relação é obtida através da seguinte formula:
4
Dados disponíveis no site www.ipeadata.gov.br.
13
a j ,t - versão trimestral de At , tal que t 1,...,4 e j 2,...,n
A - série anual observada em N anos, tal que T 1,...,N
n 4N
O método de Denton (1971) propõe uma solução para o problema de desagregação
temporal caso haja um indicador sobre os movimentos de curto prazo da variável em
questão. A metodologia é parecida com a utilizada pelo modelo anterior, onde os dados
trimestrais são obtidos de maneira proporcional ao indicador. Matematicamente temos:
a j ,t - versão trimestral de At , tal que t 1,...,4 e j 2,...,n
A - série anual observada em N anos, tal que T 1,...,N
n 4N
ik , j ,T - inidcador i observado no trimestre t do ano T, tal que K = 1.
Por fim, foi aplicado o método estatístico de Chow e Lin (1971). Este utiliza
estimadores ótimos lineares não viesados (BLUE) a fim de relacionar o indicador e a
variável objeto.
A qualidade do ajuste obtido depende, neste modelo, da volatilidade do padrão
trimestral da série, que será analisada no próximo tópico, estatísticas descritivas.
Os cálculos foram realizados através do software Matlab R2007b, via biblioteca de
programas de Matlab descritas em Quillis (2003). Os dados de entrada foram as séries
anuais de gastos e receitas do governo e a série trimestral do conceito M1 de moeda, todos
obtidos no site do Ipea. Além disso, de acordo com o método de Denton (1971), foi
indicada a freqüência que se deseja obter, no caso, as séries serão transformadas de anuais
para trimestrais. Os resultados obtidos estão no apêndice.
14
O método a ser utilizado como base para os cálculos será o de Denton (1971), uma
vez que o mesmo utiliza-se de um indicador com boas propriedades, com forte correlação
com as séries e, além disso, é o método utilizado por vários institutos no Brasil, incluindo
o IBGE5. Como limitação, o método permite a utilização de apenas um indicador expresso
nas mesmas unidades de medida da série a ser desagregada. No trabalho presente tal
limitação não se mostra tão relevante dado que o indicar utilizado, M1, apresenta
correlação forte com as séries e, além disso, as unidades de medida são as mesmas, contos
de réis.
No caso de endividamento público brasileiro no período da Republica Velha, o
indicador utilizado como proxy dos dados trimestrais de receita e despesa do governo foi o
M1. Esta série de conceito M1 de moeda está disponível no site do Ipea com periodicidade
trimestral.
O período Republicano iniciou-se sob um regime expansionista justificado,
segundo Franco (1990), por mudanças estruturais na economia. Podemos citar, por
exemplo, a evolução da malha ferroviária no período de 1850 a 1940. O gráfico mostra um
crescimento acentuado da rede exigindo uma infra-estrutura condizente com o ambiente
em rápida mutação, como por exemplo, entrepostos comerciais e suporte às estradas de
ferro em geral, alterando o mercado de trabalho nacional e o centro dinâmico da
economia, agora voltado à pujante região cafeeira. Com o fim da escravidão e expansão do
trabalho assalariado aumentou a necessidade de financiamento de curto prazo no setor
agrícola e, conseqüentemente um aumento pela demanda por moeda. O sistema bancário
nacional era limitado, não conseguindo acomodar a nova demanda e, por conseguinte,
gerando crises de liquidez no sistema. Soma-se isso ao colapso do Baring Brothers em
1890 e moratória da dívida argentina o que reduziu o influxo de capital ao país. O Brasil,
então, viveu um cenário de inflação alta, câmbio desvalorizado e déficits nominais que
culminariam na necessidade de financiamento externo.
O gráfico 01 abaixo mostra a evolução da malha rodoviária no período.
5
Neto e Fiore (2006)
15
Gráfico 01 – Expansão da malha ferroviária.
TRANSPORTE FERROVIÁRIO - EXTENSÃO DA REDE - KM
35000
30000
25000
20000
15000
10000
5000
0
1860 1870 1880 1890 1900 1910 1920 1930 1940
Fonte: Ipeadata.
Pelo gráfico 01 podemos perceber quão veloz foi a expansão da rede ferroviária
durante o período, saindo de praticamente 0 em 1850 a quase 35.000 Km em 1940.
Obras como Cardoso (1988), que tentam entender relações entre o movimento dos
preços e a dívida do setor público encontram conclusões razoáveis onde um maior déficit
pode levar a um financiamento monetizado e, conseqüentemente, a um aumento da
inflação. Sob tal perspectiva, a historiografia brasileira diverge em alguns pontos. Na
década de 1890, por exemplo, há um amplo debate a cerca dos motivos que levaram o país
a enfrentar duas crises cambiais ao longo do período. Franco (1988) resume o debate
destacando a omissão da literatura com relação à importância da conta capital como
variável relevante para explicar as crises. Ainda, observa que é dada maior ênfase a
choques comerciais ligados a variações no preço do café e a excessos monetários e fiscais.
Franco (1988) conclui a passagem afirmando que a interpretação tradicional sobre as
crises cambiais, tanto a de 1891, quanto a de 1898, buscam os excessos do Encilhamento
como justificativa para tal.
Já a análise de Furtado sobre o período dá ênfase às variações no preço do café no
período, tendo este como a principal variável explicativa para a taxa de cambio, assim
como o estudo de Wileman e Versiani. Já Versiani (1985) e Fishlow questionam a
influencia do café sobre a taxa de cambio. Cardoso (1981), Franco (1986a) e Fishlow
16
(1987) buscam relacionar modelos macroeconômicos a fim de relacionar mais variáveis
com o objetivo de explicar a taxa de cambio.
No debate a cerca da taxa de cambio, percebe-se que há uma relação entre emissão
monetária, crises cambiais e endividamento público. Furtado (1974) aponta em seu estudo
a grande relevância que teve para a economia brasileira o aumento da importância do setor
assalariado. Dessa forma, a demanda por moeda era crescente. O deficiente setor bancário,
altamente concentrado na capital Rio de Janeiro, somado a baixa propensão do publico a
realizar depósitos bancários deixava o sistema bastante vulnerável a demandas sazonais.
Essas por sua vez estavam ligadas a sazonalidade da atividade agrícola. Como resultado
havia uma crise de liquidez no sistema. O gráfico 02 a seguir relaciona crises bancárias
com o endividamento brasileiro.
Gráfico 02 – Dívida como percentual das exportações
Fonte: Baseado em Renhart e Rogoff (2010).
Tabela 01 – Dívida pública e crise bancária.
Período de
default
Duração
(em anos)
1898 - 1901
4
1902 - 1910
9
1914 - 1919
6
1931 - 1933
3
Fonte: Baseado em Renhart e Rogoff (2010).
1° ano da crise
bancária
1890
1897
1914
1929
O gráfico 02 e tabela 01 acima mostram uma relação entre crises bancárias e
endividamento público. A linha vertical em azul indica o primeiro ano do período de crise
17
bancária. A área retangular indica o período de default da dívida externa. Percebe-se que
os períodos de default são precedidos de crises bancárias, evidenciando a importância de
aspectos monetários e de liquidez do sistema bancário com o endividamento.
Como será debatido a seguir, percebe-se que a política monetária corrente no país
influencia de alguma forma o caminho a ser percorrido pelos gastos e receitas do governo.
Para corroborar essa tendência, a tabela abaixo mostra a correlação simples entre o
indicador M1 e as séries desagregadas de despesa e receita.
Tabela 02 – Correlações simples (variáveis em diferença e em logaritmo neperiano).
Δ Receita
Δ M1
Δ Despesa
Δ Receita
1
0.737198
0.881204
Δ M1
1
0.71888
Δ Despesa
1
Fonte: Elaboração própria. Dados com Periodicidade trimestral.
Pela tabela acima percebemos que as correlações entre M1, variação das receitas e
variação das despesas são fortes.
O gráfico 03 abaixo mostra as variáveis em nível.
Gráfico 03 – Variáveis em nível (logaritmo neperiano).
M1
Receita
Despesa
24
23
22
21
20
19
18
90
95
00
05
10
15
20
25
30
35
Fonte: Elaboração própria.
Pelo gráfico 03 vemos que as séries tendem a seguir uma trajetória comum ao
longo do período.
18
O retorno do país ao regime de padrão ouro, motivado pela situação cambial
favorável em 1888. Rui Barbosa assume, sendo ele o primeiro ministro da Fazenda da
República. A lei bancaria de 1890, sua principal medida de política econômica, estabelecia
emissões bancárias lastreadas em títulos da dívida pública. Tais emissões eram
inconversíveis e representavam mais que o dobro do papel-moeda em circulação na época
(Franco 1988). Calógeras atribui à expansão monetária realizada no período como tendo
“a responsabilidade suprema da inundação de papel-moeda, que quase fez naufragar o país
com os desastres que levaram à moratória de 1898”.
Em 1898, Campos Sales assume a presidência sob a bandeira da responsabilidade
sob as finanças do país. O ministro da fazenda, Joaquim Murtinho, negocia um plano de
refinanciamento da dívida externa junto a banqueiros internacionais, firmando o primeiro
funding loan. As condições para tanto foram firmadas sob um contexto de política
monetária restritiva onde o governo se comprometia a depositar em moeda local uma parte
dos valores dos títulos emitidos através do funding loan e o papel-moeda correspondente
seria tirado de circulação.
Já no inicio do século XX a relação entre moeda e dívida também parecem
importantes. Internamente, a política econômica baseia-se na sustentação do preço
internacional do café, com política fiscal e monetária contracionista e consolidação do
padrão ouro. Tal cenário, aliado a criação da Caixa de Conversão, que emitiria notas
conversíveis em ouro atrelando a estabilidade doméstica a externa, criaria grande
dependência do país com relação ao setor externo.
Sem uma estrutura bancaria sólida e sem um nível de absorção de capital
suficiente, a saída é recorrer ao financiamento externo. Com a iminência da guerra, os
fluxos de capitais diminuem e as exportações são prejudicadas. A receita das tributações
sobre o comércio exterior, maior fonte de receita do governo cai. A Caixa de Conversão é
fechada. Em 1914 um novo funding loan é firmado visando um ajuste positivo no balanço
de pagamentos.
O estudo presente buscará com evidências empíricas, baseado em testes de
cointegração entre gastos e receitas do governo com periodicidade trimestral extraída
através de desagregação temporal, retomar o debate acima. Uma vez que a política
econômica traçada no período da Republica Velha não tem um padrão bem definido,
passando por períodos de regime padrão ouro a cambio flutuante, de políticas metalistas a
papelistas, de períodos de crise a períodos de estabilidade, uma analise de longo prazo a
cerca do período pode elucidar importantes aspectos da política econômica praticada.
19
Dado o exposto acima, seguiremos o trabalho utilizando a base de dados
trimestrais obtidas através do método de desagregação de Denton (1971). Vale lembrar
que o método utilizado não substitui uma base de dados original obtida através de fontes
fidedignas. A utilização de tais métodos no presente trabalho tem como objetivo suprir a
falta de dados com maior freqüência. Como conseqüência dessa frente de trabalho, temos
que os resultados obtidos através de testes econométricos podem ser prejudicados, uma
vez que, a obtenção dos dados via desagregação temporal pode gerar correlações
indesejadas nos resíduos.
4.2 Estatísticas descritivas
Utilizando as séries trimestrais de receita e despesa do governo, obtidas através do
método de Denton (1971), percebemos que as variáveis em nível parecem seguir uma
tendência similar como observado no gráfico 03.
Dada uma visão geral sobre o comportamento das variáveis em nível, percebe-se
que receita e despesa do governo evoluem de modo parecido, o que pode ser um indício de
que as variáveis cointegram.
A seguir trabalharemos com as variáveis em logaritmo neperiano e em primeira
diferença, o que pode ser interpretado como uma aproximação da taxa de crescimento das
variáveis. Os gráficos a seguir mostram a taxa de crescimento das variáveis de interesse.
Gráfico 04 – Taxa de crescimento de receitas, despesas e M1 e seus respectivos limites
inferiores e superiores com periodicidade trimestral.
Despesas
.8
.6
.4
.2
.0
-.2
-.4
-.6
-.8
70
75
80
85
90
95
00
05
10
15
20
T a x a d e c re s c im e n t o d a s d e s p e s a s
L i m i t e i n fe r i o r
L im it e s u p e rio r
25
30
35
20
M1
.4
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
70
75
80
85
90
95
00
05
10
15
20
25
30
35
Taxa de crescimento do M1
Limite inferior
Limite s uperior
Receitas
1.5
1.0
0.5
0.0
-0.5
-1.0
-1.5
70
75
80
85
90
95
00
05
10
15
20
25
30
35
Taxa de crescimento das receitas
Limite inferior
Limite s uperior
Fonte: Elaboração própria.
Pelo gráfico 04 acima, percebe-se que a taxa de crescimento das despesas no
período foi em média maior que a taxa de crescimento das receitas do governo. As
maiores variações no período (valores mínimos e máximos) ocorreram durante a Crise de
1929, quando o capital estrangeiro tornou-se escasso no país, exigindo uma participação
mais ativa do Estado na economia. Percebe-se, também, que o M1 foi volátil ao longo do
período, especialmente ao longo do “Encilhamento” e no início da década de 1920. Tal
fato pode prejudicar a qualidade do ajuste das séries anuais de receitas e despesas ao
serem convertidas para freqüência trimestral com base no M1.
Uma característica marcante do período é a limitação da participação do Estado na
economia. Haber (1997) expõe que os gastos do governo contribuíram com apenas 9,2%
do PIB em média ao longo do período da Primeira República. Além disso, a capacidade de
arrecadação de impostos era limitada. A população estava alocada de maneira esparsa o
que elevava os custos de comunicação e transporte, além disso, boa parte da população era
iletrada. Além disso, Haber (1997) mostra que um limitante da expansão fiscal vinha do
21
lado da demanda, uma vez que custos de transporte eram elevados a tal ponto que
desestimulavam investimentos dada a baixa receita liquida a ser recebida, fato este que
inviabiliza arrecadações efetivas junto ao setor, ainda mais tendo em vista o período de
regime escravista no país, onde grande parte da população economicamente ativa recebia
menos que sua receita marginal. Sendo assim, a base de incidência dos impostos era baixa,
gerando uma arrecadação abaixo do nível ótimo. Portanto, a maioria das receitas e
despesas governamentais estava atrelada ao setor externo, uma vez que este gerava
menores custos.
Gráfico 05 – Déficit público.
1,200,000,000
1,000,000,000
800,000,000
600,000,000
400,000,000
200,000,000
0
-200,000,000
70
75
80
85
90
95
00
05
10
15
20
25
30
35
Fonte: Elaboração própria.
O gráfico 05 acima mostra a evolução do déficit público no país. Vemos que os
funding loans, realizados em 1898, 1914 e 1931 serviram para reduzir o déficit, ao menos
temporariamente. Tal fato vai de acordo com Abreu (2001), alertando para o caráter de
curto prazo de tais operações.
5. Resultados econométricos.
A análise de séries econômicas não estacionárias exige um arcabouço
econométrico específico, uma vez que, como observaram Granger e Newbold (1974)
dadas duas séries não correlacionadas, mas com ordem de integração igual a um, a
regressão de uma contra a outra tenderá a produzir uma relação aparentemente
significativa. Este problema é chamado de regressão espúria. Sendo assim, com o objetivo
de identificar relações de longo prazo entre receitas e despesas, como exposto na
22
metodologia sobre a sustentabilidade do endividamento no período da República Velha,
testes de cointegração serão conduzidos de modo a evitar regressões espúrias, buscando
evidências na literatura existente para validarmos tais testes. A estratégia a ser seguida
nesse trabalho será a de testar a ordem de integração das séries de receitas e despesas do
governo. Uma vez que as séries tenham as mesmas ordens de integração o próximo passo
será testar a cointegração propriamente dita e subseqüente validação do teste. Por fim, será
feita uma análise de constância dos parâmetros via teste CUSUM, buscando evidencias de
quebras estruturais.
Um primeiro passo para as estimações é identificar as séries têm a mesma ordem
de integração, uma vez que o teste de cointegração pressupõe tal condição. Para tanto foi
testada a presença de raiz unitária ADF (Augmented Dickey- Fuller) nas séries do
logaritmo da receita (Log T) e logaritmo da despesa (Log G). A hipótese nula afirma que a
série contém raiz unitária.
q
(7)
k
gt
a
gt
(
1)
k 1
gt
k
1
j
gt
et
j
j 0
q
(8)
k
tt
a tt
(
1)
k 1
tt
k
1
j
gt
j
et
j 0
Nas tabelas 03 e 04 são apresentados os resultados dos testes Dickey-Fuller
aumentado para o nível e para a primeira diferença das séries para o período. Onde a
especificação de cada equação depende do número de defasagens da variável a ser
analisada (k =1 para nível ou k =2 para diferença), (1-δ) é o coeficiente de interesse para a
presença de raiz unitária ou não na série e o número p de defasagens escolhidas será tal
que os testes Q de Ljung-Box não rejeitem a hipótese nula de resíduos ruído branco.
Tabela 03 – Teste Dickey-Fuller aumentado para presença de raiz unitária no
nível das despesas e receitas do governo.
t de Dickey-Fuller
Valor crítico
5%
Q(10)
Probabilidade
Q(20)
Probabilidade
p=n° de variáveis defasadas
q=n° de observações
log G
-3.094
log T
-2.752
-3.426
2482.2
(0.000)
4488.4
(0.000)
0
280
-3.426
1588.5
(0.000)
2668.8
(0.000)
0
280
Fonte: Elaboração própria.
Observações: O modelo estimado contempla tendência e intercepto.
23
O resultado da tabela 03 indica que há raiz unitária nas séries a 5% de
significância. As estatísticas de Ljung-Box para 10 e 20 lags mostram que os resíduos não
são ruído branco.
A seguir, o mesmo procedimento acima será realizado com as variáveis em
primeira diferença, o que captura a taxa variação dos dados.
Tabela 04 - Teste Dickey-Fuller aumentado para presença de raiz unitária
nas primeiras diferenças das despesas e receitas do governo.
t de Dickey-Fuller
Valor crítico
5%
Q(10)
Probabilidade
Q(20)
Probabilidade
p=n° de variáveis defasadas
q=n° de observações
Δ log G
-19.335
Δ log T
-24.749
-1.942
13.335
(0.064)
24.928
(0.127)
2
278
-1.942
16.061
(0.066)
27.254
(0.099)
1
278
Fonte: Elaboração própria.
Observações: O modelo estimado não contempla nem tendência nem intercepto. Para as
despesas do governo incluímos um AR(1) e um AR(5) ao modelo e para as receitas
incluímos um AR(1).
A 5% de significância, a hipótese nula é rejeitada de acordo com a tabela 04. As
estatísticas de Ljung-Box para 10 e 20 lags mostram que os resíduos são ruído branco.
Dado que as variáveis têm ordem de integração igual a um, um vetor autoregressivo em nível foi estimado a fim de capturar as relações entre as receitas e despesas
correntes com seus movimentos no passado, tanto com relação a si mesmos quanto suas
relações cruzadas. Ou seja, espera-se que movimentos passados nas despesas do governo
afetem suas receitas e vice-versa. Uma vez que tais variáveis eram diretamente afetadas
pelo setor externo (havia uma tendência ao desequilíbrio externo, com afirma Wiston em
Abreu at al (1990)) choques que levassem a crises cambiais, a contrações monetárias ou
afetassem a produção do café (principal produto da pauta exportadora) afetava diretamente
receitas e despesas. Ainda mais tendo em vista que a participação do estado na economia
era limitada por questões geográficas e técnicas, que impediam uma eficiente cobrança de
impostos ou programas de investimento governamentais consolidados. Dessa forma,
receitas e despesas estavam diretamente ligadas, respondendo a choques de mesma ordem.
24
Assim, o vetor auto-regressivo a ser estimado buscará evidencias sobre essas relações e
suas implicações para o comportamento de longo prazo dessas variáveis, via cointegração.
Dessa forma é possível perceber se o hiato entre receitas e despesas gera uma necessidade
de financiamento insustentável para o governo.
Para verificar a hipótese de cointegração entre as despesas e receitas do governo
utilizaremos os testes de cointegração sugeridos por Engle-Granger e outro sugerido por
Johansen. Nessa etapa do procedimento econométrico o objetivo é identificar um padrão
de variação conjunta para os dados de receita e despesa do governo. Caso a hipótese de
cointegração não seja rejeitada temos um indicio de que a política fiscal ao longo do
período foi sustentável. Ou seja, receitas e despesas, apesar de apresentarem um
comportamento crescente do tipo passeio aleatório, quando combinadas mostram um
padrão estacionário. Os resultados são apresentados na tabela abaixo:
Tabela 05 - Teste Dickey-Fuller aumentado para presença de raiz unitária
nos resíduos – procedimento de Engle-Granger.
u
t de Dickey-Fuller
Valor crítico
5%
Q(10)
Probabilidade
Q(20)
Probabilidade
p=n° de variáveis defasadas
q=n° de observações
-10.035
-3.368*
1.898
0.965
6.779
0.986
4
280
Fonte: Elaboração própria. (*) Valor critico para a relação de cointegração estimada usando a
metodologia de Engle-Granger. Baseado em Enders (2004).
Onde a hipótese nula indica presença de raiz unitária na série da diferença dos
resíduos. A tabela 05 mostra que a 5% de significância a hipótese nula deve ser rejeitada
indicando que há relação econômica entre as variáveis, ou seja, que as receitas e despesas
cointegram.
Como base para o procedimento de Johansen, um vetor auto-regressivo
relacionando foi estimado relacionando receitas e despesas. Segundo o critério de
informação de Hannan e Quinn (HQ), mais robusto para fins de cointegração, a defasagem
ótima a ser estimada é de 6 lags, o que garante valores Q de Ljung-Box tais que os
resíduos sejam ruído branco. Quatro especificações diferentes foram realizadas para a
25
sequência do teste. Os modelos I e II não incluem tendência nos dados, sendo o modelo I
também sem intercepto e sem tendência no VAR estimado e o modelo II contemplando
intercepto. Os modelos III e IV apresentam tendência linear nos dados, sendo o modelo III
com intercepto, mas sem tendência no vetor de correção de erros e o modelo IV com
tendência e intercepto no vetor de correção de erros.
Tabela 06 – Teste de cointegração entre Log G e Log T seguindo o
procedimento de Johansen.
Auto-valor
Modelo I
Modelo II
Modelo III
Modelo IV
Modelo I
Modelo II
Modelo III
Modelo IV
Estatística
Do traço
Valor
Crítico
de 5%
0.067
29.916
12.321
0.040
11.072
4.130
0.068
30.419
20.262
0.040
11.243
9.165
0.055
16.230
15.495
0.003
0.780
3.841
0.058
23.122
25.872
0.024
6.723
12.518
Vetores de Cointegração Normalizados
Log T
Log G
Tendência
1.000
-0.984
não
(-0.002)
1.000
-0.961
não
-(0.040)
1.000
-0.981
não
(-0.033)
1.000
-1.203
0.003
(-0.191)
-0.003
Relações
de
cointegração
Nunhuma*
No máx. 1
Nunhuma*
No máx. 1
Nunhuma*
No máx. 1
Nunhuma*
No máx. 1
Constante
não
-0.459
(-0.808)
0.000
(0.000)
0.000
(0.000)
Fonte: Elaboração própria.
Observações: * indica rejeição da hipótese a 5% de significância. O modelo III apresentou posto
incompleto, contendo apenas um vetor de cointegração. Os modelos I e II apresentaram posto
completo e o modelo IV apresentou posto nulo.
De acordo com a tabela 06 vemos que o modelo III apresenta o menor valor para o
critério de informação BIC e AIC.
A tabela 07 apresenta um sumário da validação do vetor de correção de erros
estimado.
26
Tabela 07 – Validação do VEC.
Estatística
de teste
Autocorrelação
Q(10) 18.042
(Portmanteau)
Normalidade
9074.649
(Jarque-Bera)
Heterocedasticidade
585.4953
(termos cruzados)
Probabilidade
0.196
0.000
0.000
Fonte: Elaboração própria.
Percebe-se que os resíduos são não autocorrelacionados. Percebe-se, porem, que as
hipóteses de normalidade e homocedasticidade são rejeitadas a 5%. O teste de White de
heterocedasticidade com termos cruzados indica que a hipótese nula de homocedasticidade
dos resíduos é rejeitada (p–valor de 0,003). O que indica que os resíduos não apresentam
variância constante ao longo do período. O teste de normalidade dos resíduos baseados em
Jarque-Bera indica rejeição da hipótese nula de normalidade dos resíduos (p-valor de
0,000), o que pode ser visto como uma primeira evidência de quebra estrutural.
A tabela 08 apresenta o resultado do vetor auto-regressivo com correção de erros
estimado.
27
Tabela 08 – Estimativa do vetor auto-regressivo com correção de erros.
Variáveis
independentes
Eq. De Cointegração
Δ Log T(-1)
Δ Log T(-2)
Δ Log T(-3)
Δ Log T(-4)
Δ Log T(-5)
Δ Log T(-6)
Δ Log G(-1)
Δ Log G(-2)
Δ Log G(-3)
Δ Log G(-4)
Δ Log G(-5)
Δ Log G(-6)
Intercepto
R²
Soma de quad. dos
resid.
Dev. Pad da regressão
Variável
independente
Δ Log T
Variável
independente
Δ Log G
-0.0591
[-1.00472]
-0.4008
[-2.69299]
0.0718
[ 0.43363]
-0.0540
[-0.35226]
-0.0060
[-0.03954]
-0.0022
[-0.01379]
-0.0868
[-0.59271]
-0.0404
[-0.19279]
-0.2666
[-1.13969]
0.0257
[ 0.12146]
-0.0066
[-0.03130]
-0.1929
[-0.83651]
-0.0374
[-0.17812]
0.0270
[ 3.10544]
0.1949
0.0258
[ 0.62665]
-0.5870
[-5.63935]
-0.0638
[-0.55090]
-0.0625
[-0.58297]
0.2544
[ 2.37832]
-0.1268
[-1.11862]
-0.1204
[-1.17644]
0.4675
[ 3.18713]
-0.0635
[-0.38794]
0.0369
[ 0.24979]
-0.4484
[-3.04087]
0.0122
[ 0.07578]
0.0256
[ 0.17475]
0.0227
[ 3.73105]
0.2499
4.4322
0.1423
2.1682
0.1031
Fonte: Elaboração própria.
Observações: Entre [] estão os valores da estatística t de Student.
Percebe-se que os impactos das variações do trimestre imediatamente anterior são
relevantes para explicar a variação tanto de gastos quanto de despesas, assim como
variações do ano anterior. Uma vez que as estatísticas sobre as contas do governo eram
publicadas com periodicidade anual, pode-se assumir que possíveis ações visando o
equilíbrio orçamentário eram tomadas com defasagem de até um ano.
O período em questão foi bastante intenso em termos de mudanças estruturais no
país, como já mencionado anteriormente. Assim, é relevante observarmos se os
parâmetros das regressões foram constantes ou não ao longo do tempo. Para tanto,
28
aplicaremos o teste de CUSUM, ou da soma cumulativa dos resíduos recursivos, a fim de
identificarmos se houve ou não quebras estruturais no período.
Gráfico 06 – Teste CUSUM.
60
40
20
0
-20
-40
-60
90
95
00
05
10
CUSUM
15
20
25
30
35
5% Significance
Fonte: Elaboração própria. “5% Significance” – Intervalo de confiança calculado a 5% de significância.
O teste CUSUM (Brown, Durbin, and Evans, 1975) é baseado na soma cumulativa
dos resíduos recursivos e indicam, a 5% de significância, que há instabilidade nos
parâmetros caso a soma saia do intervalo de confiança designado. O teste foi realizado via
software Eviews 5.0 após regredirmos a série do logaritmo natural da receita contra o
logaritmo natural da despesa, que captura a relação de longo prazo entre as variáveis. Ou
seja, no período de 1913 a 1924 temos um indício de quebra estrutural. Entre estes anos
houve o segundo funding loan sob um contexto de economia de guerra e queda abrupta do
comércio internacional. Sob tal cenário, foi observada a segunda crise cambial da
República Velha. Sendo assim, era esperado que os parâmetros não fossem constantes.
Quebras estruturais nas séries podem gerar problemas de inferência sobre os
modelos. Testes de raízes unitárias assumem que uma possível tendência determinística é
especificada de maneira correta, focando o teste nos movimentos estocásticos das séries.
No entanto, Maddala e Kim (1998) citam que na literatura existente há controvérsias com
relação a esta suposição. Segundo o texto, a presença de quebras estruturais nas séries
pode levar à conclusão errônea de que há uma raiz unitária na série, quando na verdade
não há. No caso a ser estudado no presente estudo, tal fato seria equivalente a assumir que
algum componente da dívida pública, a arrecadação, por exemplo, comportou-se de forma
29
não-estacionária, quando na verdade foi estacionaria. Tal fato pode levar a conclusões
errôneas quanto aos testes de cointegração a serem feitos. Porém, não é do escopo do
trabalho presente estudar a possibilidade de cointegração entre receitas e despesas do
governo incluindo quebras estruturais no modelo. Por limitações operacionais e técnicas a
análise foi conduzida sem incluir a possibilidade de quebras estruturais, porém, um
próximo passo a ser realizado em pesquisas futuras será dar devido tratamento a
possibilidade de quebras estruturais.
6. Análise dos resultados.
O período tratado neste trabalho trata de um momento de mudanças estruturais no
país. Para citar alguns eventos, houve mudança de regime político, da Monarquia à
República; mudança no mercado de trabalho, fim da escravidão e imigração; mudança de
cenário internacional, aumento do comércio e posteriormente a Primeira Guerra Mundial e
a Crise Mundial de 1929. Dado este ambiente de constantes mudanças, espera-se o
comportamento do governo com relação a tais choques na economia tenha sido condizente
com as expectativas de movimentos no produto do país, agindo de modo a suavizar tais
eventos inesperados.
No caso da dívida pública do período, concluímos que o governo seguiu um
comportamento “ricardiano”, ou seja, que a dívida pública foi sustentável. No entanto, a
fonte de tal comportamento parece não ser proveniente de ações deliberadas do governo.
Evidências disso foram os seguidos funding loans adquiridos a fim de saldar suas contas.
Além de gastos com investimentos e guerras, como a do Paraguai, Silva et al
(2009) também cita gastos correntes, como o casamento de D. Isabel e D. Leopoldina.
Ainda, uma importante fonte de gastos do governo a partir do início do século XX foi a
política de valorização dos preços do café. Uma vez que houve períodos onde o padrãoouro foi o sistema monetário padrão, o objetivo da política monetária consistia em seguir a
conversibilidade entre a moeda local e o ouro. O cenário interno e externo favorecia
amplamente a produção de café, como evidencia Furtado (1954), e variações neste
segmento, tanto de origem interna (super-safra, por exemplo) ou externa (demanda pelo
café, por exemplo) exigiam ajustamentos no nível do meio circulante e, conseqüentemente
na atividade do país. Sendo assim, o governo agia de modo a manter o preço do café em
patamares sustentáveis do ponto de vista do exportador utilizando-se de financiamento
externo. Apesar da reluta do governo em aceitar a proposta dos estados produtores,
30
chamado de Convênio de Taubaté, para garantir a captação de recursos no exterior num
primeiro momento, o financiamento externo acabou sendo uma saída para o plano. A
inconstância dos influxos de capital no país somados a instituição da Caixa de Conversão,
que emitia notas conversíveis em ouro a uma taxa de câmbio fixa e atrelava a estabilidade
monetária ao desempenho do Balanço de Pagamentos, fizeram com que o governo
obtivesse empréstimos maiores no exterior. Tais empréstimos tinham o objetivo de manter
a estabilidade do padrão-ouro e bancar o plano de valorização dos preços do café.
Assim, apesar do endividamento ter sido sustentável no período, percebe-se que tal
política não foi deliberada. Durante o período, especialmente na fase inicial da República,
gastos e despesas do governo representavam uma baixa proporção em relação ao PIB, e
ambos eram extremamente dependentes do setor externo, como afirma Goldsmith (1987).
Ainda, os seguidos funding loans tinham como exigência significativos arrochos
monetários e fiscais, o que impunha certo controle as contas públicas.
Por fim, o trabalho presente revela-se inovador ao utilizar métodos de
desagregação temporal a fim de obter séries trimestrais de gastos e despesas
governamentais. No entanto, tal pratica pode majorar os resíduos das regressões, gerando
padrões de autocorrelação indesejáveis o que pó gerar perda no poder de inferência. Um
próximo passo a fim de explorar o assunto seria aprimorar os mecanismos de
desagregação temporal, incluindo metodologias estatísticas mais refinadas. Uma
alternativa seria aprofundar pesquisas históricas de modo a levantar bases de dados mais
fiéis e maior freqüência com relação às contas nacionais. Além disso, o tratamento de
quebras estruturais via modelagem econométrica parece ser relevante e é uma fonte a ser
explorada em trabalhos futuros.
31
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34
Apêndice
Desagregação temporal de séries históricas. Resultado das simulações via Matlab6.
Gráfico 05 – Comparativo entre os métodos de desagregação temporal (em milhões
de reais). Receita do governo em periodicidade trimestral.
5,000,000,000
4,000,000,000
3,000,000,000
2,000,000,000
1,000,000,000
0
70
75
80
85
90
95
00
05
RECEITA
10
15
20
25
30
35
Rec-Denton
4,000,000,000
3,000,000,000
2,000,000,000
1,000,000,000
0
70
75
80
85
90
95
00
RECEITA
6
Baseado em Quilis(2001).
05
10
15
20
Receita-BFL
25
30
35
35
6,000,000,000
5,000,000,000
4,000,000,000
3,000,000,000
2,000,000,000
1,000,000,000
0
70
75
80
85
90
95
00
05
RECEITA
10
15
20
25
30
35
Rec-ChowLin
Fonte: Elaboração própria.
Gráfico 05 – Comparativo entre os métodos de desagregação temporal (em milhões
de reais). Despesa do governo em periodicidade trimestral.
6,000,000,000
5,000,000,000
4,000,000,000
3,000,000,000
2,000,000,000
1,000,000,000
0
70
75
80
85
90
95
00
DESPESA
05
10
15
20
Desp-Denton
25
30
35
36
5,000,000,000
4,000,000,000
3,000,000,000
2,000,000,000
1,000,000,000
0
70
75
80
85
90
95
00
05
DESPESA
10
15
20
25
30
35
25
30
35
Despesa-BFL
6,000,000,000
5,000,000,000
4,000,000,000
3,000,000,000
2,000,000,000
1,000,000,000
0
70
75
80
85
90
95
00
DESPESA
Fonte: Elaboração própria.
05
10
15
20
Des-ChowLin