Desenvolvimento Financeiro e Crescimento Econômico no Brasil Uma Avaliação Econométrica

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1 Desenvolvimeno Financeiro e Crescimeno Econômico no Brasil Uma Avaliação Economérica Túlio E. Marques Jr. Sabino da S. Poro Jr. 2 Resumo: Esse rabalho desina-se a avaliar a relação de causalidade enre desenvolvimeno financeiro (DF) e crescimeno econômico (CE) aplicado ao Brasil para o período de 950 a Para isso, consruiu-se rês conjunos de indicadores proxy para o desenvolvimeno do sisema bancário e para o mercado de capiais brasileiro. Poseriormene, procedeu-se a um ese de Causalidade de Granger clássico para a relação CE e DF, nas series esacionarias. Para aquelas não esacionarias, procedeu-se um ese de coinegração de Johansen e poseriormene um ese de causalidade baseado no modelo de Demeriades e Hussein. Concluiuse que a relação de causalidade é inequívoca no senido de que DF causa CE quando os indicadores são de desenvolvimeno do sisema bancário. Quando a relação de causalidade é aplicada aos indicadores de desenvolvimeno do mercado de capiais, a conclusão é conradiória. Porém, há maior robusez para a causalidade no senido de DF para CE nesse úlimo caso. Inrodução A lieraura sobre a relação de causalidade enre crescimeno econômico (CE) e desenvolvimeno financeiro (DF) ainda não é conclusiva. Segundo Graff (2002), os rabalhos que raam da relação do desenvolvimeno financeiro com o crescimeno econômico podem ser grupados em quaro linhas. Primeira: o desenvolvimeno financeiro e o crescimeno econômico não se relacionam, a correlação enconrada enre eles é espúria. Segunda: o desenvolvimeno financeiro é decorrência do crescimeno econômico, ou seja, o desenvolvimeno financeiro é dirigindo pela demanda. Um maior crescimeno proporciona uma maior escala de auação do sisema financeiro com a decorrene queda de cusos fixos, sofisicação de produos e serviços. Graff (2002) alega que as observações hisóricas demonsram que o desenvolvimeno financeiro foi mais induor de ofera que dirigido pela demanda. Terceira: o desenvolvimeno financeiro é deerminane no crescimeno econômico, ou seja, o desenvolvimeno financeiro proporciona um melhor moniorameno da qualidade do invesimeno (Goldsmih, 969) e aumena a poupança (Mckinnon, 978), por conseguine o invesimeno. Finalmene, a aividade financeira pode ser um impedimeno ao crescimeno econômico, ao menos evenualmene, devido às crises periódicas que o sisema financeiro sofre [Keynes (988) e Krugman (996)]. Ese rabalho vem corroborar aqueles cujas eses se alinham com a erceira linha de pesquisa. Diferenes esruuras financeiras manêm um maior ou menor grau de assimeria informacional enre poupadores, inermediários financeiros, invesidores e gesores; e cero grau de imperfeição no mercado, com possível diminuição dos invesimenos e do crescimeno econômico. Enendido como imperfeio o mercado em que há informação assimérica, um mercado de crédio imperfeio leva a problemas de agência 3 enre inermediários financeiros e invesidores ou enre gesores e invesidores [Harris e Raviv (99)]. Assim como, a assimeria de informação induz problemas enre poupadores e invesidores [Myers e Majluf (984) e Daniel e Timan (995)]. Mesre em Economia PPGE/UFRGS), funcionário do Banco do Brasil e professor da UPIS União Pioneira de Inegração Social, Brasília (DF). 2 Professor, douor do PPGE/UFRGS e pesquisador da CAPES. 3 Problemas de agência surgem quando o bem-esar do principal (nese conexo o poupador ou inermediário financeiro) pode ser influenciado pela ação do agene (o invesidor). Exise a possibilidade de que o invesidor se fure ao pagameno por fala de recursos ou má fé. Essa possibilidade cria o problema de agência.

2 Uma solução para esse problema é o racionameno de crédio [Sigliz e Weiss (98) e Freixas e Roche (999)], que conduz a um menor número de invesimenos em comparação ao que ocorreria num mercado com informação perfeia. Oura maneira de solucionar o problema seria uilizar as IFs especializadas como inermediários enre poupadores e invesidores. Porém, esa solução depende do grau de desenvolvimeno do sisema financeiro [Greenwood e Jovanovic (990), Bose e Cohren (996), Ma e Smih (996) e Deidda (200)]. Enconram-se na lieraura diversos rabalhos que corroboram a ese dessa dependência e ouros que a conradizem. Por isso, considerou-se relevane esar se o desenvolvimeno das IFs, no Brasil, conribui para o crescimeno econômico do País, no período de 950 a 2000, período em que ocorreu grande crescimeno nacional, bem como volailidade nesse crescimeno. Exise um profícuo debae sobre o melhor desenho de um sisema financeiro quano à divisão banco comercial e mercado de capiais [Levine e Zervos (998) e Demirgüç-Kun e Levine (200)]. Baseados nos exemplos da Alemanha e Japão, alguns argumenam que o sisema baseado em bancos é melhor, pois permie que invesimenos de longo prazo sejam feios sem a pressão por resulado no curo prazo, levado a efeio por acionisas não-gesores. Por ouro lado, olhando os exemplos dos Esados Unidos e Inglaerra, argumena-se que o mercado de capiais é melhor para o crescimeno, pois os bancos apropriam-se de pare do lucro das empresas, diminuindo, assim, sua capacidade de inversão, o que não ocorre no mercado de capiais. Essa capacidade de apropriação esá direamene ligada ao grau de concenração bancária e a presença de ouros ipos de insiuições que concorram com os bancos no processo de financiameno. Porém, não se enconrou, aé o momeno, evidências da preponderância de uma esruura sobre a oura. Países como Alemanha e Paquisão êm seus sisemas baseados em bancos e perencem a grupos diferenes quano ao crescimeno 4. Esados Unidos e Filipinas êm sisema baseado em mercados de capiais e ambém perencem a grupos diferenes. No enano, Alemanha e EUA êm sisemas diferenes, mas crescimeno hisórico semelhane. O mesmo paralelo pode ser feio quano a Paquisão e Filipinas. Na busca dos objeivos dese rabalho, discorre-se sobre os diversos rabalhos que esam a relação enre DF e CE na primeira seção, assim como são expliciados os índices de mensuração do desenvolvimeno do sisema financeiro uilizados. Na segunda seção, faz-se um resumo da eoria economérica envolvida. Na erceira seção, resumem-se os resulados obidos, correlacionando-os com a eoria exisene sobre o ema. A úlima seção, conclui pela exisência de causalidade no senido de DF para CE. Índices de Mensuração do Desenvolvimeno Econômico Uma revisão da lieraura sobre variáveis proxys para o desenvolvimeno do sisema financeiro apresenará uma diversidade grande de índices e de variáveis passíveis de serem uilizados, a depender do ipo de problema com que se esá rabalhando e da disponibilidade de dados para monar os indicadores apropriados do desenvolvimeno do sisema financeiro. Além disso, dois ipos de écnicas economéricas são uilizados com mais freqüência em esudos de relação enre crescimeno econômico e desenvolvimeno financeiro. Quando o esudo visa ober conclusões sobre diversos países ao mesmo empo uiliza-se dados de painel; quando o rabalho refere-se a um país específico, usa-se Causalidade de Granger. Denre os esudos que empregam dados de painel pode-se desacar o rabalho sobre a inegração financeira inernacional e o crescimeno econômico de Edison e al (2002) que uiliza uma série de índices com base nos invesimenos esrangeiros direos (IED) e no fluxo de capiais inernacionais enando mensurar sua influência sobre o crescimeno econômico de um país. Os 4 Além de a Alemanha ser considerada desenvolvida e o Paquisão não, a axa de crescimeno média de ambos difere.

3 índices são: IED acumulado mais fluxo de capiais sobre PIB, fluxo de IED mais fluxo líquido de capial sobre PIB. Adicionalmene, Edison e al (2002) uilizaram o crédio ao seor privado dividido pelos depósios sobre o PIB e o valor oal das ransações em bolsa sobre o PIB como variáveis proxys para o desenvolvimeno do sisema financeiro. Pode-se argumenar que à medida que se desenvolve o sisema financeiro de uma economia (país ou região), mais IED essa região arai. No enano, muios faores alheios ao desenvolvimeno financeiro auam sobre o volume de IED e o fluxo de capiais direcionado a um país. Assim, ao uilizar-se essas variáveis como proxy de desenvolvimeno financeiro corre-se um grande risco de enconrar correlação espúria ou mesmo não enconrar coeficienes válidos em uma regressão. Por esse moivo, opou-se por não uilizar proxys com IED e fluxo de capial inernacional para mensurar desenvolvimeno financeiro. Os recursos que a sociedade devoa ao funcionameno do sisema financeiro são uilizados por Graff (2002) como medida de desenvolvimeno financeiro. Para o auor, em um mercado concorrencial e na presença de cusos de ransação, a solução de inermediação que sobrevive é a solução mais viável. Ele considera que as medidas mais radicionais, baseadas em agregados moneários, são muio sensíveis a pequenas mudanças insiucionais, a ciclos econômicos e a choques domésicos e inernacionais, por isso sujeios a ambigüidades inerpreaivas. Enão, rês indicadores são uilizados pelo auor para medir os recursos devoados ao sisema financeiro: o número de bancos e agências per capia, a força de rabalho empregada no sisema e a paricipação do sisema financeiro no PIB. Essas medidas não se aplicam à definição de desenvolvimeno financeiro uilizada nesse rabalho. Um maior número de agências não implica em maior concorrência e eficiência no sisema. A mesma críica pode ser feia para a força de rabalho empregada. A paricipação do sisema financeiro (SF) no PIB não é medida adequada de desenvolvimeno financeiro no Brasil. Devido ao processo inflacionário do período 95 a 2000, essa paricipação é inflada por causa das ransferências inflacionárias, compromeendo a relação paricipação do SF no PIB como proxy de eficiência. Uma oura família de índices é consruída uilizando-se os diversos conceios de moeda como proxy de desenvolvimeno financeiro, sob o argumeno de que quano mais moeda maior o desenvolvimeno financeiro, principalmene quando a razão moeda menos líquida sobre moeda mais líquida é maior que um, assim, M2 sobre PIB é uilizado por Goldsmih (969) e Mckinnon (978) como variável proxy. No enano, medidas que envolvem moeda refleem mais a capacidade do sisema financeiro de prover liquidez para a economia que a capacidade de ransformar poupança em invesimeno e assim conribuir para o crescimeno econômico. Nesse senido, Gregorio e Guidoi (995) uilizam a razão crédio ao seor privado sobre o PIB como proxy do desenvolvimeno financeiro, uma vez que essa razão reflee melhor a capacidade do sisema financeiro prover fundos para invesimeno ao seor produivo. Visando esudar a relação enre desenvolvimeno dos bancos, mercado de ações e crescimeno econômico, Levine e Zervos (998) selecionam índices de desenvolvimeno desses seores para explicar o crescimeno da economia, do esoque de capial e da produividade, além do nível de poupança privada. Os índices referenes ao mercado de ações foram, para o amanho do mercado, o valor da capialização da empresas negociadas em bolsa sobre o PIB; para a liquidez, o giro das ações expresso no valor negociado em bolsa dividido pela capialização das empresas negociadas em bolsa (que é um indicador dos cusos de ransação, porano de eficiência), assim como o valor negociado em bolsa sobre o PIB.

4 Com relação ao sisema bancário, as auoras uilizaram a relação M2 sobre PIB e o crédio do sisema ao seor privado sobre PIB. Levine e Zervos (998) ambém uilizaram um modelo CAPM 5 e a eoria de arbiragem de preços inernacionais(apt) para esimar a inegração dos mercados acionários ao mercado inernacional, assim como modelos AR 6 para calcular a volailidade desses mercados. As auoras concluem que o desenvolvimeno do sisema bancário e do mercado de ações esá relacionado com odas as medidas de crescimeno, à exceção do nível de poupança. Corroborando a ese de Goldsmih (969) de que os insrumenos financeiros não induzem a maior poupança, mas ao crescimeno econômico. Beck e Levine (2002) uilizam novas écnicas de dados de painel para conrolar efeios específicos e dados omissos dos países em esudo, assim como empregam algumas variáveis de conrole para os demais faores de crescimeno. Desse modo, com os mesmos índices de desenvolvimeno e liquidez de Levine e Zervos (998), chegam às mesmas conclusões, porém com maior robusez esaísica. Esudando a influência da inflação sobre a relação desenvolvimeno financeiro e crescimeno econômico, uilizando dados para 84 países, Rousseau e Wachel (2002) empregam uma série de variáveis como conrole nas regressões, em sinonia com a eoria do crescimeno econômico 7 : axa de marículas no secundário (proxy do invesimeno em capial humano), exporação mais imporação sobre PIB e gaso do governo sobre PIB. Como índice de desenvolvimeno financeiro os auores empregaram: M3, M3 menos M e crédio oal odos sobre o PIB. São duas as conclusões de Rousseau e Wachel (2002): à medida que a inflação cresce, diminui o impaco do desenvolvimeno financeiro (DF) sobre o crescimeno econômico (CE); quando a inflação ulrapassa um cero paamar, o DF deixa de influenciar o CE, esse paamar depende do ipo de proxy empregada na mensuração do desenvolvimeno financeiro. Um ouro grupo de rabalhos usa séries emporais para esudar o papel do desenvolvimeno financeiro em um país específico (caso dese rabalho). Nesse segundo ipo de abordagem, pode-se desacar Kar e Penecos (2000), que empregam cinco ipos de índices para esar a relação causal enre desenvolvimeno financeiro (DF) e crescimeno econômico (CE), quais sejam as razões: M2, depósios nos bancos, crédio domésico e crédio ao seor privado odos sobre PIB; além de crédio ao seor privado sobre crédio domésico. Todas essas variáveis pode ser inerpreadas, para efeio do desenvolvimeno do sisema financeiro, como: quano maior sua paricipação no PIB, maior a aividade e eficiência do SF, enão maior seu desenvolvimeno. Aqueles auores obêm como resulado para a Turquia que a relação de causalidade depende do ipo de proxy uilizada para medir o desenvolvimeno financeiro. Para a relação M2 sobre PIB, a direção da causalidade é de DF para CE, quando são uilizadas as razões: depósios, crédio domésico e crédio ao seor privado pobre o PIB; a relação de causalidade enconrada é de CE para DF. Similarmene, Marrison (200) realizou eses de causalidade para cinco países da América Laina, uilizando como variável de conrole o invesimeno sobre o PIB e como índices de desenvolvimeno financeiro: M2, depósios bancários e crédio ao seor privado odos sobre o PIB, além de depósios bancários sobre depósios bancários mais aivos do BC e crédio ao seor privado sobre oal de crédio domésico. Empregando os modelos Engle e Granger com veor de correção de erro (VCE) e Johansen com VCE, Marrison (2002) conclui pela exisência de relação de longo prazo enre DF e CE, cuja causalidade varia de senido de acordo com o ipo de variável dependene usada e o país esudado. Porano, a exisência de relação não pode ser dia robusa. 5 Capial Asse Precifing Model: modelo de regressão linear que deermina o preço de um aivo e o risco (β) do mesmo em relação a uma careira. No presene caso uma careira inernacional. 6 Modelo linear auo regressivo, para maiores dealhes ver Gujarai (2000). 7 Especialmene as eorias que uilizam a hipóese de Learning by doing.

5 No caso brasileiro, Maos (2002) enconra uma relação inequívoca onde DF causa CE. O auor uiliza os seguines índices de desenvolvimeno financeiro: M2 menos papel moeda em poder do público (equivalene à soma de depósios à visa e a prazo), sobre M2; M2 menos papel moeda em poder do público sobre PIB, M2 sobre PIB, crédio do seor bancário ao seor privado sobre PIB e crédio do seor financeiro ao seor privado sobre PIB. Jung (986) esa a relação causal enre DF e CE, empregando um ese de Causalidade de Ganger bivariado para 56 diferenes países. Jung (986) uiliza dois índices como medida de desenvolvimeno financeiro. A razão papel moeda em poder do público (PMPP) sobre M, supondo que quano maior o desenvolvimeno financeiro e crescimeno econômico menor essa relação, já que o sisema financeiro pode prover melhores subsiuos ao papel-moeda. O segundo índice empregado foi M2 sobre PNB. A principal conclusão de Jung (986) é que exise uma fraca preponderância de causalidade unidirecional de DF para CE nos países em desenvolvimeno. Um ouro ese que separa esses países em dois grupos, com maior e menor crescimeno, indica uma fore relação de causalidade no senido do DF para CE enre os países de maior crescimeno. Nese rabalho, mediu-se o desenvolvimeno do sisema financeiro (SF) ao longo do empo em rês dimensões: o amanho do seor 8 ; o nível de aividade e a eficiência do sisema financeiro. Tendo em visa a discussão acerca do melhor modelo de Sisema Financeiro para o crescimeno econômico aquele baseado em bancos ou no mercado de capiais [ema desenvolvido em Levine e Zervos (998) e Demirgüç-Kun e Levine (200)] consruiu-se proxys para mensuração do desenvolvimeno do sisema bancário e do mercado de capiais em separado, objeivando mensurar a relevância de cada um para o crescimeno nacional. Os agregados uilizados para mensurar o desenvolvimeno financeiro conforme as dimensões ciadas foram: o passivo exigível do sisema bancário sobre o PIB e o valor da capialização das empresas negociadas na Bovespa que mensuram o amanho dos mercados. Assim como, para observar o nível de aividade no sisema bancário, uilizou-se o volume de crédio ao seor privado, por considerar esse agregado a melhor medida da conribuição do sisema bancário à capacidade de invesimeno de um país e, por conseguine, ao crescimeno econômico. Além disso, quano maior o volume de emprésimos maior a aividade do sisema bancário. O nível de aividade do mercado de capiais foi medido pela relação valor anual das ransações sobre o PIB, uma vez que quano maior o volume de ransações maior o nível de aividade. Supõe-se aqui que maior aividade é decorrência de maior eficiência e desenvolvimeno. O índice que mediu a eficiência do sisema bancário foi consruído levando-se em consideração o fao de que quano mais o sisema ransforma depósio em crédio mais eficiene é esse sisema. As duas séries de dados referenes à bolsa de valores (ransações e capialização em bolsa) não cobrem o período esudado como um odo. Para elas foi possível esimar os valores dos anos falanes a parir de 954. A meodologia de obenção das esimaivas enconra-se no anexo A. Quano ao amanho do mercado as proxys de mensuração foram: sisema bancário: passivo exigível (soma dos depósios à visa e a prazo) sobre PIB (TSB); mercado de capiais: valor das ransações em bolsa sobre o PIB (TBOV). Quano ao nível de aividade no mercado: sisema bancário: crédio do sisema financeiro ao seor privado sobre o PIB (ASB); mercado de capiais: valor anual das ransações em bolsa sobre PIB (ABOV). Quano à eficiência do mercado: 8 supondo que um seor percenualmene maior em relação ao PIB, enha mais concorrene, seja mais eficiene e apresene menores cusos, conseqüenemene maior desenvolvimeno.

6 bancos comerciais: crédio ao seor privado sobre depósios à visa e a prazo udo dividido pelo PIB (ESB); mercado de ações: valor anual das ransações em bolsa sobre valor da capialização das ações negociadas em bolsa (EBOV). Como observado aneriormene, o desenvolvimeno do sisema financeiro é condição necessária, mas não suficiene para o crescimeno econômico. Ouros elemenos imporanes são o crescimeno da produividade da mão-de-obra e o invesimeno em capial físico, assim como é imporane a influência negaiva de elemenos que dificulem a projeção do reorno dos invesimenos ao longo do empo, ais como inflação e défici público. Tal dificuldade em influência direa sobre a disposição de invesir e, por conseguine, sobre o crescimeno. Esses elemenos não foram incluídos nas regressões como variáveis de conrole, devido a problemas economéricos descrios abaixo. As séries dos índices para o mercado de ações e o índice TSB são inegradas de ordem um I(), as séries dos índices ASB e ESB são esacionárias. Tal fao não permie uilizar o mesmo conjuno de variáveis de conrole para ambos os conjunos de índices. Opou-se, enão, por não uilizar variáveis de conrole, seguindo-se o mesmo procedimeno uilizado nos rabalhos de Jung (986), Demeriades e Hessein (996), Agung e Ford (998), Kar e Penecos (2000) e Demigüç- Kun e Levine (200). A variável que mensura o crescimeno econômico foi a variação do PIB 9 per capia. 2 Procedimenos Economéricos Essa sessão objeiva esar a hipóese da exisência de causalidade enre desenvolvimeno do sisema financeiro e crescimeno econômico. Para ano, foi uilizado o ese de Granger para causalidade. Com visa a esar a Causalidade de Granger, procedeu-se a um ese de raiz uniária para cada uma das séries. Como se enconrou raiz uniária para as séries que medem o desenvolvimeno do mercado de capiais e para a série TSB, e como as demais séries que medem o desenvolvimeno do sisema bancário são esacionárias, dois ipos de ese de causalidade foram empregados. Nas séries esacionárias, uilizou-se o ese clássico de Causalidade de Granger. Nas séries não esacionárias, procedeu-se a um ese de coinegração de Johansen. Enconrando-se coinegração, uilizou-se o méodo de Demeriades e Hussein (996) para deerminar a exisência de causalidade. Para esar a esacionariedade das séries, uilizou-se o ese de raiz uniária do ipo Augmened Dickey-Fuller Tes (ADF), que consise em esar a hipóese nula de que: H 0 : γ = 0 onde : γ = No qual a i é o coeficiene de y (a série a ser esada) de um processo auo-regressivo. A hipóese nula é esada para um processo auo-regressivo em diferença, que uiliza mínimos quadrados ordinários (MQO), do ipo: y p p i= 2 a i i () = a0 + b + γ y + β y + ε (2) Em que γ é o coeficiene de y - na equação (2) e ε é um erro de esimação. Se a hipóese nula é confirmada, exise pelo menor uma raiz uniária no processo emporal da variável. Isso implica impossibilidade de esimação dos parâmeros de uma regressão sem que o erro aumene à i+ 9 O símbolo do PIB per capia nas regressões é a própria sigla PIB.

7 medida que o empo passa. Erro relaivo à diferença enre o valor esimado da variável endógena e o valor realizado para essa variável. Em ouras palavras, a esimação não é capaz de medir a relação enre as variáveis exógenas e a endógena. A presença da consane (a 0 ) e da endência emporal (b) depende do melhor modelo de ajusameno da regressão. O ese de hipóese é feio por uma abela Dickey-Fuler, levando em consideração a presença ou não de inercepo e endência emporal. Mais dealhes, ver Enders (995). O ese de Causalidade de Granger baseia-se na idéia de precedência de causalidade de uma variável em relação à oura, ou seja, se: Y m n = iy i + α β X + ε j j (3) Enão, se X causa Y os coeficienes β j em de ser significaivamene diferenes de zero, H 0 : β j = 0. O criério de ese para a hipóese nula é um ese de Wald para resrição de coeficiene. Nesse ese, SQR r é a soma dos quadrado dos resíduos (ε ) na equação resria (equação em que se supõe que β i é zero); SQR i é a soma dos quadrados dos resíduos (ε ) na equação irresria (equação em que se supõe que β i é diferene de zero); k é o número de parâmeros esimados e n o amanho da amosra. O ese de Wald possui disribuição: F = (SQR r SQR i )/k (4) (SQR i )/(n 2k) A melhor equação de causalidade deve, ainda, ser selecionada por algum criério de minimização de erro, os mais populares são os reajusados Akaike 0 e Schwarz. Cabe ainda esar a exisência de correlação dos resíduos. Tal ese baseou-se em Breuch-Godfrey para a correlação serial dos erros que em como hipóese nula: n ε = γ + ρ ε onde H : ρ 0 (5) X i= i i 0 i = Sendo que ε = erros de previsão de uma regressão, X é a mariz de varáveis explicaivas, ρ é o coeficiene dos erros defasados em um período de empo de uma regressão do ipo (3) e H 0 a hipóese nula. O ese processa-se uilizando a equação de erros quadrados médios acima para ober um valor F. O número de defasagens n é arbirário. Se H 0 é confirmada enão não há auocorrelação. Ese ese foi escolhido, e não o popular Durbin-Wason, por que esse úlimo não se presa à mensuração de correlação serial para equações que conenham ermos defasados da variável endógena. No caso em que as variáveis não são esacionárias, anes de proceder ao ese de causalidade em-se que observar a exisência de um ou mais veores de co-inegração segundo o méodo de Johansen (988). Assim, dado um processo auoregressivo do ipo: x = A x + A2 x Ap x p + ε (6) Onde x é um veor (n x ), ε é um erro n-dimencional, iid com média zero e mariz de variância Σ ε e A i uma mariz de coeficienes. Subraindo x - de ambos os lados da equação (6) e poseriormene adicionando e subraindo (A I)x -2; repeindo a operação para (A 2 + A + I)x -3 e assim sucessivamene, obém-se: x = p i= π x + πx + ε i i p (7) 0 Nesse rabalho, quando o ese de Causalidade foi aplicado sobre series esacionárias uilizou-se o criério de Akaike.

8 p π = I A i (8) i= Johansen (988) demonsra que o poso da mariz π é igual ao número de veores de coinegração. Porano, se poso(π)=0 não há veor de co-inegração, se poso(π) 0 há co-inegração. Da mariz π pode-se ober suas raízes caracerísicas e ordená-las λ > λ2 >... > λn, se o poso(π)=0 enão as raízes caracerísicas são nulas. Porano, o número de raízes diferenes de zero indicam o número de veores de co-inegração. Sendo ln()=0; se ln( - λ i ) = 0, λ i é igual a zero, porano as variáveis do veor x êm raiz nula e não são co-inegráveis. Johansen (988) indica o uso dos eses da equação (9) para concluir se uma mariz π em r ou mais raízes diferenes de zero ou se o número máximo de raízes é r ou r+ uilizando a equação (0). Os valores do raço e máximo disribuem-se segundo valores críicos demonsrados por Johansen e Jucelius (990) apud Enders (995). O ese de Johansen consise em calcular: λ raço n ( r) = T ln( λ ) (9) i= r+ λ r,r + ) = T ln( λ ) (0) max ( r+ Na equação (9) a hipóese nula é H 0 : r = 0 conra H : r =, 2,..., n. Porano, se λ raço calculado é maior que o abelado rejeia-se H 0. No caso da equação (0) o ese é específico, a hipóese nula é H 0 : r = n conra H : r = n+, se λ max calculado é maior que o abelado rejeia-se H 0. Havendo co-inegração exise a possibilidade de haver causalidade. Demeriades e Hussein (996) desenvolveram um méodo de esimação de co-inegração baseado em Engle e Granger (987) e Johansen (988). Demeriades e Hussein (996) uilizam o resíduo (ε ) da equação (7) como mecanismo de correção de erro na consiuição de um veor auo-regressivo com correção de erro (VEC): Y = a + k j= b Y j m j + c j D j + du + j= A causalidade num modelo VEC pode ser demonsrada por duas vias. A primeira direamene, quando c i 0. Caso em que há exogeneidade fore de D em relação a Y. Essa exogeneidade ambém pode ser demonsrada na meodologia de Hsiao (98). A segunda quando d 0, enão há exogeneidade fraca. Essa hipóese pode ser esada com um ese para o coeficiene d. A causalidade é dia indirea nesse segundo caso, pois U - é o reso de uma regressão das variáveis em esudo, reso da regressão (7). U - é um elemeno do veor ε de (7). Em () u é o erro da regressão e b j e c j coeficienes. Granger (988) criica a uilização de modelos auo-regressivo com correção de erro (VEC) para deerminação de causalidade, sob a alegação de que eles podem levar a má especificação das equações de ese e, porano, a conclusões errôneas. Porém, o ermo de correção de erro pode ser inerpreado como fone de causalidade de curo prazo ou ajuses de desequilíbrios de longo prazo segundo Demeriades e Hussein (996). Toda e Phillips (993) levanam dúvidas sobre a validade de realizar-se eses de causalidade baseados em modelos VAR irresrio. No enano, concluem que os modelos com correção de erro (VEC) do ipo Johansen produzem eses mais seguros. Embora Demeriades e Hussein (996) sugiram a aplicação do ese uilizando-se modelos VAR em nível e VEC ipo Johansen, para dirimir a discussão acima, Toda e Phillips (993) evidenciam que no caso de conradição na conclusão sobre causalidade enre VAR e VEC deve-se opar pela conclusão do modelo VEC, já que os VAR só corroboram as conclusões do ese de Wald assinoicamene. i u ()

9 O ese de causalidade sofre da resrição de que o número de defasagens pode ser arbirário, gerando, porano, esimaivas inconsisenes quando uilizadas poucas defasagens ou perda de eficiência para um grande número de defasagens. Para solucionar o problema, Hsiao (98) propõe um méodo de modelar a causalidade, minimizando o erro final de previsão (EFP), permiindo-se escolher um número óimo de defasagens. Sendo: SQR a soma dos erros ao quadrado de regressão com um deerminado número de defasagens para as variáveis da equação (); T o amanho da amosra e k o número de parâmeros esimados. A melhor equação em o menor EFP. 3 Teses e Resulados Empíricos T + k SQR EFP = (2) T k T Para medir a relação de causalidade enre desenvolvimeno financeiro e crescimeno econômico consruiu-se um conjuno de índices de desenvolvimeno conforme descrio aneriormene. A forma de monagem desses índices esá descria no anexo A. Os dados são oriundos de diversas fones. Para aqueles relacionados ao sisema financeiro e ao PIB a fone foi o Banco Cenral do Brasil e o IBGE, respecivamene, esando os mesmos disponíveis no sie do IPEA. Para aqueles relaivos à bolsa de valores a fone foi a Bovespa e a revisa Conjunura Econômica. O período esudado foi a segunda meade do século passado (95-200), período em que o sisema financeiro passou por diversas modificações no Brasil, assim como o crescimeno econômico mosrou-se com maior volailidade. Nem sempre as séries uilizadas esavam disponíveis para odo o período. No enano, foi possível calcular os valores omissos devido a informações de variação de índices disponíveis na Conjunura Econômica. A écnica de cálculo esá descria no anexo A para cada caso. As informações relaivas ao PIB per capia, depósios à visa e a prazo esão disponíveis no siio do IPEA para odo o período. Aquelas relaivas ao crédio ao seor privado esão disponíveis a parir de 963. O período de 95 a 969 foi esimado. O valor anual das ransações em bolsa foi fornecido pela Bovespa a parir de 960, devido à ausência de informações que levassem a uma projeção segura, a projeção foi realizada apenas para o período 954 a 959. O valor de capialização das ações em bolsa foi disponibilizado pela Bovespa de 98 a 200, pelo mesmo moivo da série anerior os dados projeados cobrem o período 954 a 980. Todas as séries referem-se a informações de saldo em final de período. O comporameno dessas séries pode ser melhor esudado observando-se os gráficos abaixo Gráfico PIB e ASB,6 PIB (R$) acesso via ícone do IPEA DATA ,4,2 0,8 0,6 ASB 0,4 0,2 0 PIB ASB

10 Gráfico 2 PIB e ESB PIB R($) PIB R($) Gráfico 3 PIB TSB Gráfico 4 PIB ABOV PIB ESB ESB 0,33 0,28 0,23 0,8 0, , TSB 0,3 0,08 0,03 PIB TSB PIB (R$) , , , ABOV , PIB R($) Gráfico 5 PIB EBOV ,9 0,8 0,7 0,6 0,5 0,4 0,3 0,2 0, 0 PIB ABOV EBOV PIB EBOV

11 Gráfico 6 PIB e TBOV PIB R($) , , , , , , , , TBOV PIB TBOV Devido à necessidade de projeção das series uilizadas no esudo, odos os eses economéricos foram duplicados. Um para os índices com período compleo (com projeções) e ouro para os índices sem projeção. O objeivo é esar a robusez das conclusões enconradas. Os índices sem projeção e seus períodos são: ASB e ESB ( ), ABOV e TBOV ( ) e EBOV (98-200). O único índice sem projeção foi TSB, para ele não houve duplicação dos eses. Como primeiro passo na busca da comprovação de causalidade enre as variáveis esudadas, aplicou-se o ese ADF de raiz uniária para as variáveis envolvidas. Os resulados enconrados esão sumariados na abela abaixo. Variável Tabela Tese Augmened Dikey-Fuller para Raiz Uniária. Inercepo e Tendência calculado abelado (%) abelado (5%) abelado (0%) C e T -3,995084** -4, , ,92902 ASB C -6,7863* -3, ,9275-2,59855 N -8,55996* -2, , ,62650 C e T -9,646450* -4,525-3, ,80699 ESB C -5,68052* -3, , , N -3,75745* -2, , ,62650 C e T -4,9244* -4, , ,84230 TSB C -, , , , C e T -6,505978* -4,809-3, ,88259 D(TSB) C -6,55633* -3, , , N -6,55748* -2, , ,6235 ABOV C e T -2, , , ,84230 C e T -6,5260* -4, , ,8552 D(ABOV) C -6,60266* -3,5852-2, ,60424 N -6,49854* -2, , ,62320 EBOV C e T -2, , , ,84230 C e T -7,07622* -4, , ,8552 D(EBOV) C -7,56526* -3,5852-2, ,60424 N -6,7240* -2, , ,62320 TBOV C e T -3,5652-4, , ,84230 C e T -7,695687* -4, , ,8552 D(TBOV) C -7,75385* -3,5852-2, ,60424 N -7,828306* -2, , ,62320 PIB C e T -, , , ,8552 C e T -4,95458* -4, , ,8552 D(PIB) C -3,842659* -3,5852-2, ,60424 N -3,54036* -2, , ,62320 Fone: elaboração do auor Noa: C = consane, T = endência linear e N = nenhuma.

12 * significa rejeição da hipóese nula a %, ** significa rejeição da hipóese nula a 5% e *** significa rejeição da hipóese nula a 0%. O símbolo D( ) indica que a variável esa em primeira diferença. A Tabela demonsra que as variáveis ASB e ESB são esacionárias a um por ceno de significância. As demais variáveis (TSB, ABOV, EBOV e TBOV) possuem raiz uniária. O ese para as variáveis com raiz uniária em primeira diferença demonsra que elas são odas esacionárias a um por ceno de significância. Esse resulado impossibiliou a uilização de variáveis de conrole em comum para os índices de mensuração do desenvolvimeno do sisema bancário e do mercado de capiais (bolsa), uma vez que a mesma série de conrole não poderia ser esacionária e possuir raiz uniária ao mesmo empo. A inclusão de variáveis de conrole diferenes para cada ipo de índice vulnerabilizaria a comparação enre os resulados para o desenvolvimeno de sisema bancário e do mercado de capiais. Variável Tabela 2 Tese Augmened Dikey-Fuller para Raiz Uniária (Séries sem Projeções) Inercepo e Tendência calculado abelado (%) abelado (5%) abelado (0%) ASB C e T -, ,2926-3, ,9832 C e T -5,585592* -4, , , D(ASB) C -5,037065* -3, , ,653 N -5,09908* -2, , ,6202 ESB C e T -2, ,2926-3, ,9832 C e T -6,682599* -4, , , D(ESB) C -6,43327* -3, , ,653 N -6,475337* -2, , ,6202 ABOV C e T -2, , , ,92902 C e T -6,044* -4, , ,946 D(ABOV) C -6,7928* -3, , , N -6,040692* -2, , ,67 EBOV C e T -, , , , C e T -4,532738* -4, , , D(EBOV) C -4,680287* -3,835-3, ,65594 N -4,787893* -2, ,9607 -,60705 TBOV C e T -3, , , ,92902 C e T -7,69326* -4, , ,946 D(TBOV) C -7,2936* -3, , , N -7,302250* -2, , ,67 PIB60 C e T -0, , , ,92902 C e T -3,87638** -4, , ,946 D(PIB60) C -3,66630* -3, , , N -3,26903* -2, , ,67 PIB63 C e T -0, ,2926-3, ,9832 C e T -3,382778** -4, , , D(PIB63) C -3,382778** -3, , ,60263 N -2,807257* -2, ,9507 -,6339 PIB8 C e T,889-4, , , C e T -4,339924** -4, ,7972-3, D(PIB8) C -3, , , , N -3, , ,9607 -,60705 Fone: elaboração do auor Noa: C = consane, T = endência linear e N = nenhuma. * significa rejeição da hipóese nula a %, ** significa rejeição da hipóese nula a 5% e *** significa rejeição da hipóese nula a 0%. O símbolo D( ) indica que a variável esa em primeira diferença.

13 Observando a Tabela 2 pode-se concluir que odas as variáveis calculadas sem projeção possuem raiz uniária. O resulado, diferene do período oal, enconrado para ASB e ESB pode ser aribuído ao efeio dos ou liners sobre uma amosra de menor amanho, a presença desses ou liners podem ser noados nos gráficos e 2. Apesar dos dados do PIB esarem disponíveis para odo o período, como se quer esar a exisência de co-inegração enre ele e as diversas variáveis, esou-se a exisência de raiz uniária para o PIB nos períodos de 960, 963 e 98 odos aé 200. O ese de Causalidade para aquelas variáveis que possuem raiz uniária necessia que se comprove a ocorrência de um veor de co-inegração enre as variáveis exógenas e endógenas. A Tabela 3 comprova a exisência de veores de co-inegração para odas as regressões enre o PIB per capia (variáveis endógena) e as vaiáveis exógenas não esacionárias (TSB, ABOV, EBOV e TBOV). A mesma observação é valida para as variáveis sem projeção, como demonsrado na abela 4. Variáveis Tabela 3 Tese de Johansen para Veor de Coinegração Número de Veores de Coinegração Traço Calculado Traço Tabelado (5%) Traço Tabelado (%) Máximo Valor Caracerísico Calculado Máximo Valor Caracerísico Tabelado (5%) Máximo Valor Caracerísico Tabelado (%) PIB TSB Nenhum* 5,9999 2,53 6,3 2,72675,44 5,69 Um 3, ,84 6,5 3, ,84 6,5 PIB ABOV Nenhum** 8,7866 2,53 6,3 6,0656,44 5,69 Um 2, ,84 6,5 2, ,84 6,5 PIB EBOV Nenhum (a) 2, ,53 6,3 5,56650,44 5,69 Um* 6, ,84 6,5 6, ,84 6,5 PIB TBOV Nenhum** 6, ,53 6,3 5,7063,44 5,69 Um 0, ,84 6,5 0, ,84 6,5 Fone: elaboração do auor. Noa: para o ese do raço a hipóese nula é de que exisem pelo menos X veores de coinegração; para o ese do máximo valor a hipóese nula é de que exisem exaamene X veores caracerísicos. X descrio na segunda coluna da abela. * significa rejeição da hipóese nula a 5%, ** significa rejeição da hipóese nula a %. (a) indica rejeição da hipóese nula a % para o ese do raço e a 5% para o do máximo valor. A análise dos resulados dos eses de coinegração demonsra que há veor de co-inegração para odos os pares de variáveis em esudo, cujos elemenos não são esacionários, ano para as regressões sobre índices com e sem projeção. Na Tabela 3 para os pares PIB per capia (PIB) com ABOV ou TBOV a hipóese de nenhum veor é rejeiada a %; para PIB com TSB a 5%. O par PIB EBOV em o ese do valor máximo indicando a exisência de mais de um veor de co-inegração a 5%. Porém, não é possível a exisência de mais de um veor de co-inegração em uma regressão com apenas uma variável exógena. Porano, os resulados da Tabela 3 e 4 permiem aplicar o méodo de Demeriades e Hussein (996), em conjuno com o criério de seleção de Hsiao (98) para esar a exisência de Causalidade de Granger.

14 Variáveis Tabela 4 Tese de Johansen para Veor de Coinegração (Séries sem Projeções) Número de Veores de Coinegração Traço Calculado Traço Tabelado (5%) Traço Tabelado (%) Máximo Valor Caracerísico Calculado Máximo Valor Caracerísico Tabelado (5%) Máximo Valor Caracerísico Tabelado (%) PIB ASB Nenhum* 086,0 25,32 30,45 028,630 8,96 23,65 Um* 57, ,25 6,26 57, ,25 6,26 PIB ESB Nenhum* 88, ,32 30,45 6, ,96 23,65 Um* 27, ,25 6,26 27, ,25 6,26 PIB ABOV Nenhum* 24,56 25,32 30,45 095,866 8,96 23,65 Um* 28, ,25 6,26 28, ,25 6,26 PIB EBOV Nenhum* 648, ,32 30,45 62,742 8,96 23,65 Um* 36,2433 2,25 6,26 36,2433 2,25 6,26 PIB TBOV Nenhum* 02,569 25,32 30,45 095,866 8,96 23,65 Um 6, ,25 6,26 6, ,25 6,26 Fone: elaboração do auor. Noa: para o ese do raço a hipóese nula é de que exisem pelo menos X veores de coinegração; para o ese do máximo valor a hipóese nula é de que exisem exaamene X veores caracerísicos. X descrio na segunda coluna da abela. * significa rejeição da hipóese nula a 5%, ** significa rejeição da hipóese nula a %. O ese de Causalidade de Granger clássico [equação (3)] foi empregado para as variáveis compleas esacionárias (ASB e ESB). A Tabela 5 demonsra o ese clássico de Causalidade de Granger, e a Tabela 6 o ese de causalidade uilizando o modelo VEC, ambos para as variáveis compleas. A abela 7 refere-se ao ese, com modelo VEC, para as variáveis sem projeção. Tabela 5 Tese de Causalidade de Granger Senido da Causalidade F Calculado Breuch- Godfrey (Tese F) ASB a PIBB 2,720522,3029 (2) b (2) (2,25) c PIB ASB, , (0) (2) (0,29) ESB PIB 5, , () () (,48) PIB ESB,57258,99783 (0) () (0,30) Fone: elaboração do auor. Noas: a para eviar o problema de raiz uniária do PIB per capia, nesas regressões a variável foi uilizada na forma de diferença dos logs neperianos, ou seja crescimeno do PIB per capia. b - o número abaixo das siglas represena a defasagem da variável. c - os números enre parêneses represenam os graus de liberdade do ese F. Os resulados dos eses de Causalidade de Granger para as relações crescimeno do PIB per capia (PIB) com nível de aividade do sisema bancário (ASB) e eficiência do sisema bancário (ESB) revelam que ASB causa PIB a 0% de significância. Porém, PIB não causa ASB. Assim como ESB causa PIB a 5% de significância e PIB não causa ESB. Esses resulados corroboram a ese de que o desenvolvimeno financeiro é induor de crescimeno econômico e não dirigido pela demanda, além de confirmar as conclusões de Maos (2002), que uilizou oura série de proxy para o caso brasileiro, bem como períodos menores para as séries de dados. Cabe desacar ainda que a variável que mais significância demonsrou (ESB) foi jusamene aquela que melhor se adapa à eoria. Em ouras palavras, a eficiência do sisema financeiro em

15 ransformar depósios em crédio causa o crescimeno econômico. Essa eficiência pode refleir a diminuição dos cusos de ransação, via ação dos bancos, concomiane ao aumeno dos depósios e crescimeno dos emprésimos, bem como, uma maior capacidade dos bancos de selecionar e gerenciar os riscos dos projeos que financia, permiindo, assim, aumenar sua careira de crédio e a eficiência da economia como um odo. Todavia, não há relação de causalidade enre o amanho do sisema bancário (TSB) e o PIB, nem direa nem indireamene. Senido da Causalidade Lag de Y Lag de X Tabela 6 Causalidade para Variáveis Não Esacionárias Causalidade Direa F Calculado EFP(X,Y) Causalidade Indirea Calculado Breuch- Godfrey Tese F TSB PIB 0, , , , () (2) (,32) a PIB TSB 0,722 0,2926,3587,98225 () (2) (,32) ABOV PIB 8,05755* 0, , , () (2) (,34) PIB ABOV 0, , , , () () (,35) EBOV PIB, , , ,47837 () (2) (,32) PIB EBOV 2,3838*** 0,867 2,555279** 0,67683 (6) (5) (6,24) TBOV PIB 0, ,0397,40787, () () (,33) PIB TBOV 2,80324 b 0, , ,79064 () () (,33) Fone: elaboração do auor. Noa: * significa rejeição da hipóese nula a %, ** significa rejeição da hipóese nula a 5% e *** significa rejeição da hipóese nula a 0%. a - os números enre parêneses represenam os graus de liberdade do ese F b a hipóese nula poderia ser rejeiada a 0,5%. A relação do crescimeno do PIB com os índices de desenvolvimeno do mercado de capiais apresenam resulados pouco conclusivos. O amanho do mercado (TBOV) não em relação de causalidade, no senido de Granger, com o PIB. O nível de aividade (ABOV) causa crescimeno do PIB direamene, não havendo relação de causalidade no senido de PIB para ABOV. No enano, a eficiência do mercado (EBOV) não guarda relação de causalidade com o PIB, quando esse úlimo é variável endógena. Porém, o crescimeno econômico per capia (PIB) causa desenvolvimeno da eficiência do mercado de capiais (EBOV) ano direa quano indireamene. É preciso observar ainda que a causalidade direa de PIB em relação a EBOV só é significaiva a 0%, assim como a causalidade indirea é significaiva a 5%. Essa relação pode ser visa, porano, como ênue. Já a relação de causalidade de ABOV para PIB é significaiva a %, indicando uma relação muio mais robusa sob o criério de poder do ese. O esudo da abela abaixo, para as séries não projeadas, revela que as conclusões sobre causalidade para o relacionameno enre PIB e ABOV e enre PIB e EBOV é robuso, não sofrendo mudanças devido à mudança de amanho da série. A relação enre PIB e ESB só é robusa em relação ao fao de que o crescimeno do PIB não causa ESB. Enquano, o ese feio para a variável complea indica que ESB causa o crescimeno do PIB, o mesmo não é corroborado pelo ese feio para a serie sem projeção. A rejeição de causalidade indirea enre ESB e crescimeno do PIB é frágil (observando o poder do ese), quando se uiliza a série sem projeção. No enano, a aceiação da relação de causalidade é robusa pelo mesmo criério quando se uiliza a série complea. Pode concluir que essa relação de causalidade é dependene do período esudado, porém com maior probabilidade de haver causalidade.

16 Senido da Causalidade Lag de Y Lag de X Tabela 7 Causalidade para Variáveis Não Esacionárias (Séries sem Projeções) Causalidade Direa F Calculado EFP(X,Y) Causalidade Indirea Calculado Breuch- Godfrey Tese F ASB PIB 0,7766 0, , , () () (,23) a PIB ASB 3,458237*** 0, , ,8877 (9) (0) (9,6) ESB PIB 0, ,0035 -, , (,23) PIB ESB 0, , ,352859,92020 (,22) ABOV PIB 3,0353*** 0,00264,376732,75238 (0) (0) (0,8) PIB ABOV, , ,02722***,36769 (7) (0) (7,) EBOV PIB 2, , , ,82754 (3) () (3,0) PIB EBOV 5,36464** 0, ,5384 0, (6) (5) (3,0) TBOV PIB, , , , (3) (2) (3,23) PIB TBOV 4,54720* 0,26460,570 0,52728 () () (,26) Fone: elaboração do auor. Noa: * significa rejeição da hipóese nula a %, ** significa rejeição da hipóese nula a 5% e *** significa rejeição da hipóese nula a 0%. a - os números enre parêneses represenam os graus de liberdade do ese F Ouro pono a se desacar, é que, no período sem projeção ( ), a razão crédio ao seor privado sobre depósios a visa e a prazo é foremene influenciado pela inflação. Tornando a proxy ESB uma medida ruim de eficiência. Como no período maior a influência da inflação é menor, a relação se mosrou mais robusa. Esses resulados são compaíveis com o que demonsrou Rousseau e Wachel (2002) sobre a inflação como anulador de causalidade na relação DF e CE. A relação enre PIB e TBOV ambém apresena problemas de robusez. A conclusão de que TBOV causa o crescimeno do PIB é robusa. Porém, o fao de que o crescimeno do PIB não causa TBOV só é valida para a regressão com série complea. Finalmene, pode-se dizer que a relação enre crescimeno do PIB e ASB não apresena-se robusa. 4 Considerações Finais As relações de causalidade esudadas acima não permiem relações conclusivas enre mercado de capiais e crescimeno do PIB, pelo menos para o caso brasileiro. O crescimeno econômico levaria a maiores invesimenos via bolsa de valores, uma vez que o crescimeno criaria maior volume de poupança para ser invesida. Esse invesimeno faria crescer o volume de ransações em bolsa, isso é o que indica a relação PIB-EBOV 2. No enano, a relação ABOV-PIB indica haver causalidade direa do nível de aividade no mercado de capiais para o crescimeno econômico. Os resulados conradiórios de Causalidade de Granger para o mercado de capiais permiem suspeiar-se de que esse mercado enconra-se em ransição de um sisema dirigido pela demanda para um sisema induor de ofera. O fao de er-se enconrado causalidade no senido ABOV para 2 Relaxando uma pouco mais o poder do ese, essa afirmação ambém seria verdade para a relação PIB-TBOV.

17 PIB e não no senido conrario é conradiório com o fao de haver causalidade no senido de PIB para EBOV e não haver no senido EBOV para PIB. No enano, essa úlima relação de causalidade é pouco robusa e a primeira é basane robusa, indicando uma maior probabilidade da aividade no mercado de capiais causar crescimeno econômico. A suspeia de que o mercado de capiais enconrar-se em fase de ransição é corroborada pela conradição nos resulados de causalidade e pela maior robusez de resulado da relação ABOV causa PIB. No caso do sisema bancário, as medidas de desenvolvimeno do sisema corroboram a ese de que ele é induor de ofera no caso brasileiro. Nos poucos casos em que os eses não corroboram essa ese, eles se mosram pouco robusos esaisicamene, bem como os índices sofrem influência desorciva do processo inflacionário das décadas de 60, 70, 80 e pare da década de 90l. Em ouras palavras o desenvolvimeno do sisema bancário causou crescimeno econômico no Brasil, na segunda meade do século XX. No enano o crescimeno econômico não levou ao desenvolvimeno do sisema bancário. A relação de causalidade é unívoca. Há uma aparene conradição enre os resulados de causalidade quando se relaciona o crescimeno econômico com o desenvolvimeno do sisema bancário e do mercado de capiais. No enano, essa aparene conradição reforça a ese de que a conribuição do sisema financeiro para o crescimeno depende da escala operacional desse sisema, uma vez que a escala é deerminane para diminuir cusos de ransação. Menores cusos de ransação significam menor cuso de enrada para os agenes não financeiros, disribuição e crescimeno de renda [ver Greenwood e Jovanovic (990)] e diminuição do cuso de discriminação [ver Bose e Cohren (996), Ma e Smih (996)]. Assim, aé um deerminada escala o sisema seria dirigido pela demanda, após seria induor de ofera. O argumeno da necessidade de escala ambém é reforçado por Deidda (200), que advoga a ese de que a concorrência no sisema financeiro aumena com o crescimeno econômico, fazendo crescer a necessidade de diminuir cusos. No Brasil, o sisema bancário vem crescendo e se diversificando ao longo da úlima meade do século XX, propiciando maiores benefícios ao crescimeno econômico como prevê a eoria. O mesmo não se pode dizer do mercado de capiais. Apesar da versailidade de seus insrumenos de capação, ele carece de um mercado secundário líquido e diversificado 3. Esse mercado é, ainda, pouco explorado como forma de capação de recursos no País. Dessa forma, ele necessiaria de escala para passar a produzir efeios posiivos inequívocos para o crescimeno, embora o nível de significância dos eses de causalidade indique propensão de o mercado de capiais ambém conribuir para o crescimeno econômico no Brasil. Os resulados dos índices brasileiros conradizem, em pare, os enconrados por Levine e Zervos (998) e Beck e Levine (2002) para o mercado de capiais de 47 e 40 países, respecivamene. Bibliografia BECK, Thorsen e LEVINE, Ross. Sock Markes, Banks, and Growh: Panel Evidence. 2002, (NBER Working Paper Series n 9082). BENCIVENGA, Valerie R. e SMITH, Bruce D. Financial Inermediaion and Endogenous Growh. Review of Economic Sudies, v.58, 99. BOSE, Niloy e COTHREN, Richard. Equilibrium loan Conracs and Endogenous Growh in he Presence of Asymmeric Informaion. Journal of Moneary Economics, v.38, 996. CONJUNTURA ECONÔMICA, ano 9, n.7, julho 965; n.26, janeiro 972; n.29 v., janeiro O que favoreceria a precificação de aivos e adminisração de risco por pare dos empresadores. Porano, favoreceria a capação de recursos.

18 DANIEL, Ken e TITIMAN, Sheridan. Financing Invesmen under Asymmeric Informaion. Elsevier Science, 995. DEIDDA, Luca G. Economic Growh and Evoluion of Credi Marcke s Srucure. In: BALDASSARRI, Mario; BAGELLA, Michele e PAGANETTO, Luigi (eds). Financial Marke s Imperec Informaion and Risk Managemen. Nova Iorque: Palgrave, 200. DEMETRIADES, Panicos O. e HUSSEIN, Khaled A. Does Financial Developmen Cause Economic Growh? Time-Series Evidence From 6 Counries. Journal of Developmen Economics, v.5, 996. DEMIRGÜÇ-KUNT, Asli e LEVINE, Ross. Financial Srucure and Economic Growh. London: MIT Press, 200. ENDERS, Waler. Applied Economeric Time Series. New York: John Willey & Sons, Inc EDISON, Hali J.; LEVINE, Ross; RICCI, Luca e SLOK, Torsen. Inernaional Financial Inegraion and Economic Growh. 2002, (NBER Working Paper n 964). ENGLE, Rober F. e GRANGER, C.W.J. Co-Inegraion and Error Correcion: Represenaion, Esimaion, and Tesing. Economerica; v.55, n.2, 987. FREIXAS, Xavier e ROCHET, Jean-Charles. Microeconomics of Banking. Londres: MIT Press, 999. GOLDSMITH, Raymond W. Financial Srucure and Developmen. New Haven: Yale Universiy Press, 969. GRAFF, Michael. Casual Links Beween Financial Aciviy and Economic Growh: Empirical Evidence from a Cross-Counry Analysis, Bullein of Economic Research, v.54, n.2, GRANGER, C.W.J. Some Recen Developmen in a Concep of Causaliy. Journal of Economic; v.39; 988. GREENWOOD, Jeremy e JOVANOVIC, Boyan. Financial Developmen, Growh, and he Disribuiion of Income. Journal of Poliical Economy, v.98, n.5, 990. GREGORIO, Jose de and GUIDOTTI, Pablo E. Financial Developmen and Economic Growh. Wold Developmen; v.23, n.3, 995. GUJARATI, Damodar N. Economeria Básica. São Paulo: Makron Books, HARRIS, Milon e RAVIV, Arur. The Theory of Capial Srucure. The Journal of Finance, v.46, n., mar., 99. HSIAO, Cheng. Auoregressive Modelling and Money-Income Causaliy /deecion. Journal of Moneary Economics, v.7, 98. JOHANSEN, Soren. Saisical Analysis of Coinegraion Vecors. Journal of Dynamics and Conrol, v.2, 988. JUNG, Woo S. Financial Developmen and Economic Growh: Inernaiuonal Evidence. Economic Developmen and Culural Change, v.34, n.2, 986. KAR, Muhsir e PENTECOST, Eric J. Financial Developmen and Economic Growh in Turkey: Furher Evidence on he Causaliy Issue. Deparmen of Economics Loughborough Universiy; 2000, (Economics Research Paper n 00/27). KEYNES, John M. A Teoria Geral do Emprego, do Juro e da Moeda. São Paulo: Nova Culural, 988. KRUGMAN, Paul. Cycles of Convenional Wisdom on Economic Developmen. Inernaional Affair; v.72, 996.

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20 A projeção foi baseada na variação do índice de íulos pariculares fornecida pela Conjunura Econômica (julho 965 e janeiro de 972). Índice composo dos 22 principais íulos negociados na Bolsa de Valores do Rio de Janeiro (BVRJ) e pelo IBovespa. Sob os pressuposos abaixo pode-se deflacionar a capialização da empresas negociadas na Bovespa, com base no valor de 98: a) a variação do valor das empresas é espelho da variação do índice de mercado; b) os mercados da bolsa do Rio e de São Paulo são perfeios, não há oporunidade de arbiragem para um aivo negociado em ambas as Bolsas e c) para o período, as empresas negociadas em uma bolsa ambém são negociadas na oura. Como o índice fornecido pela Conjunura só esá disponível a parir de 954, a projeção reroagiu aé aquele ano. Crédio do Sisema Financeiro ao Seor Privado refere-se ao saldo em final de período dos emprésimos e financiamenos do seor financeiro ao seor privado, em R$ milhões (expressos em R$ mil nas regressões), a preços de 200 corrigidos pelo IGP-DI. Os dados disponibilizados são mensais para o período 970 a 200. O saldo de dezembro do ano de referência represenou o valor anual para o cálculo dos índices ASF e ESB. Para o período 963 a 969, uilizou-se a soma dos emprésimos do Banco do Brasil e bancos comerciais como represenaivos dos emprésimos do Sisema Financeiro. Jusificando o procedimeno, supôs-se que era pequeno o desenvolvimeno dos agenes financeiros, que não bancos comerciais no período. Porano a uso da soma daqueles emprésimos como a oalidade do Sisema não esaria longe da realidade. Os dados para 95 a 962 são fruo de projeções com base nos valores de 963, uilizando-se a variação do índice de emprésimos ao seor privado fornecido pela FGV na Conjunura Econômica (julho 965 e janeiro de 972). Valor das Transações em Bolsa refere-se ao valor das ransações anuais em bolsa de valor, fornecidas pela Bovespa e pela BVRJ em milhões da moeda do ano de referência. Transformado em R$ mil e indexados para preços de 200. Os dados da Bovespa referem-se ao período 968 a 200, para o ano de 960 e para o período 965 a 967, os dados são da BVRJ, consanes da Conjunura Econômica (janeiro de 975). Série usada no cálculo dos índices ABOV e TBOV. A projeção para os anos dos períodos de 954 a 959 e 96 a 964 é produo da média de dois ipos de ponderação: a) sob o pressuposo de que o crescimeno do volume de ransações em bolsa aumena a valorização das ações, uilizou-se a variação dos íulos descrios acima como proxy da variação do volume negociado; b) a oura projeção baseou-se na disribuição geomérica da variação do volume ransacionado para o período 950 a 960 (aplicado ao período 954 a 959) e 960 a 965 (aplicado ao período 96 a 964). O moivo pelo qual não se uilizou apenas um ipo de projeção e, sim a média das duas descrias, é que o pressuposo aqui mencionado não se aplica correamene para o período 950 a 960. O valor das ransações de 950 é superior ao valor de 960, porém os dados disponíveis indicam uma valorização consane nos íulos durane essa década. Porano em algum momeno da década de 50, a valorização dos íulos e o volume negociado apresenaram correlação posiiva. O uso da média permie projear um fluxo emporal influenciado pelas duas endências.