FUNDAÇÃO GETÚLIO VARGAS ESCOLA DE ECONOMIA DE SÃO PAULO RÉGIS AUGUSTO HIDESHI ABE CONSUMO NO BRASIL QUEBRAS ESTRUTURAIS E SUAVIZAÇÃO DO CONSUMO

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1 FUNDAÇÃO GETÚLIO VARGAS ESCOLA DE ECONOMIA DE SÃO PAULO RÉGIS AUGUSTO HIDESHI ABE CONSUMO NO BRASIL QUEBRAS ESTRUTURAIS E SUAVIZAÇÃO DO CONSUMO SÃO PAULO 2010

2 FUNDAÇÃO GETÚLIO VARGAS ESCOLA DE ECONOMIA DE SÃO PAULO RÉGIS AUGUSTO HIDESHI ABE CONSUMO NO BRASIL QUEBRAS ESTRUTURAIS E SUAVIZAÇÃO DO CONSUMO Dissertação apresentada à Escola de Economia de São Paulo da Fundação Getúlio Vargas como requisito para obtenção do título de Mestre em Finanças e Economia de Empresas Campo de conhecimento: Economia Orientador: Prof. Dr. Vladimir Kühl Teles SÃO PAULO 2010

3 Abe, Régis Augusto Hideshi. Consumo no Brasil: Quebras Estruturais e Suavização do Consumo / Régis Augusto Hideshi Abe f. Orientador: Vladimir Kühl Telles Dissertação (mestrado) - Escola de Economia de São Paulo. 1.Consumo (Economia). 2. Renda. 3. Créditos. I.Telles, Vladimir Kühl. II. Dissertação (mestrado) - Escola de Economia de São Paulo. III. Título. CDU

4 RÉGIS AUGUSTO HIDESHI ABE CONSUMO NO BRASIL QUEBRAS ESTRUTURAIS E SUAVIZAÇÃO DO CONSUMO Dissertação apresentada à Escola de Economia de São Paulo da Fundação Getúlio Vargas como requisito para obtenção do título de Mestre em Finanças e Economia de Empresas Campo de conhecimento: Economia Data de Aprovação: / / Banca Examinadora: Prof. Dr. Vladimir Kühl Teles (Orientador) FGV EESP Profª. Dra. Maria Carolina da Silva Leme FGV EESP Prof. Dr. Fábio Augusto Reis Gomes Insper

5 Dedicatória À minha esposa Celiene, por todo seu apoio, carinho e pela compreensão das horas dedicadas ao curso e à dissertação.

6 Agradecimentos Agradeço a todos os professores da FGV-EESP (Fundação Getúlio Vargas Escola de Economia de São Paulo), em especial ao professor Vladimir Kühl Teles, meu orientador e aos professores Vladimir Ponczek e Claudio Lucinda, que lecionaram econometria e séries de tempo. Disciplinas fundamentais neste estudo. Ao professor Fábio Gomes, em respeito a toda a sua obra desenvolvida acerca da teoria do consumo e em reconhecimento à profundidade e didática na construção de seus artigos. Aos meus amigos Lilian Harumi Chiba, Fábio Massao Inocima e Gustavo Andres, colegas de sala, pela parceria, que ajudaram tanto ao longo do curso. E ao amigo Vitor Matsuda Azeka, pelos conselhos dados durante a dissertação. Agradeço à minha esposa, Celiene, que sempre me apoiou e nunca reclamou pelas noites e pelos finais de semana dedicados às aulas, ao estudo e ao desenvolvimento desta dissertação.

7 RESUMO A teoria de consumo indica que os indivíduos maximizam sua utilidade se suavizarem o consumo ao longo da vida. Manter o consumo constante seria melhor que se sujeitar à instabilidade. Entretanto a maior parte dos testes realizados com informações brasileiras contraria esta hipótese. Este trabalho apresenta resultados diferentes, com indícios de suavização do consumo em um período recente. Para a realização deste trabalho, foram utilizados dados nacionais extraídos do site do IPEA (IPEADATA), onde estão disponíveis séries de consumo, renda, juros, crédito, assim como deflatores. As séries foram tratadas de maneira a se padronizarem como trimestrais, incorporando o período entre primeiro trimestre de 1991 e o segundo trimestre de Com o auxílio de técnica de estimação de quebras estruturais, ficaram evidentes os momentos em que as séries macroeconômicas tiveram mudanças significativas. Desta maneira, o histórico de informações foi subdividido conforme o panorama econômico. Cada período deste histórico foi submetido a um processo de estimação de crescimento de consumo a partir de crescimento de renda, juros e crescimento de crédito. A teoria de suavização do consumo sugere que a estimação deveria resultar em estimativas não significantes, pois o consumo não estaria atrelado ao acesso ao credito ou variações temporárias da renda. O que se verificou foi que em um histórico mais distante, os resultados foram bastante parecidos com resultados observados em bibliografia. Entretanto, em um período mais recente o consumo estaria se desvencilhando da renda e do crédito. Isto sugere que a suavização do consumo pode estar se concretizando no Brasil. Palavras Chave: Consumo, Restrição a Crédito, Quebras estruturais, Teoria da renda permanente, Robert Hall

8 ABSTRACT Consumption theory suggests that individuals maximize their utility to smooth their consumption along their lives. Constant consumption would be better than instability. However most of the tests performed with Brazilian information contradict this hypothesis. This study presents different results, with evidence of consumption smoothing in a recent period. Brazilian data has been used in this study. Consumption, income, interest, credit and deflators have been extracted from the IPEA site (IPEADATA). Those series were standardized in a quarterly basis, comprehending the period from the first quarter of 1991 until the second quarter of By estimating structural breaks, it was possible to highlight what were the moments subjected to significant changes in economy. Thus, the historical data was divided according to the economic outlook. Each period of history has undergone a process of estimation of consumption growth on income growth, interest and credit growth. The theory of consumption smoothing assumes that the result estimates should not be significant, because the consumer would not be restricted to credit or temporary fluctuations in income. Results tell that in a further past, conclusions were very similar to literature. However, in a more recent period, consumption would be becoming independent of income and credit. This suggests that consumption smoothing may be becoming a reality in Brazil. Key Words: Consumption, Credit Constraint, Structural breaks, Permanent income hypothesis, Robert Hall

9 SUMÁRIO 1. Introdução Teoria do Consumo A Evolução da Teoria do Consumo Imperfeições da Teoria da Renda Permanente Definição da Hipótese Analisada Descrição dos Dados A Busca por Quebras Estruturais O Modelo de Estimação do Consumo Conclusão REFERÊNCIAS ANEXOS... 43

10 9 1. Introdução Segundo Hall (1978), a suavização do consumo é um instrumento importante para a maximização da utilidade do indivíduo. Manter o consumo constante seria melhor do que alterações abruptas de patamar. Para conseguir alcançar a suavização, o indivíduo tem dois principais instrumentos. A poupança e o crédito. Diversos trabalhos anteriores rejeitam a hipótese de suavização do consumo, apontando restrições ao crédito como explicação mais recorrente. O objetivo deste trabalho é verificar se esta explicação pode se confirma em toda a amostra de dados disponível e depois em trechos dela. A detecção de quebras estruturais nas séries de dados é fundamental na definição de quais são os trechos principais. Utilizando a metodologia de detecção de quebras estruturais desenvolvida por Bai e Perron (1998, 2003), foram estimadas as datas de quebras estruturais e avaliadas conforme alterações no panorama econômico. A metodologia foi capaz de detectar o período de implementação do plano real e o período de expansão da bancarização e oferta de crédito como sendo os principais pontos de ruptura na tendência das séries. Estimadas as quebras estruturais, a equação de estimação de crescimento consumo baseada em juros, crescimento de crédito e de renda desenvolvida por Ludvigson (1999) foi executada para cada trecho da amostra. Os resultados apontam para suavização do consumo e redução do poder de explicação da equação de Ludvigson para o período recente de expansão da bancarização. Estes são indícios de que a teoria da renda permanente pode estar sendo verificada no Brasil. Este trabalho está organizado em seis capítulos. O primeiro é esta introdução. O segundo capítulo descreverá a evolução da teoria do consumo; apresentará o que já foi estudado a respeito no Brasil e apontará a oportunidade de pesquisa escolhida. O terceiro capítulo apresenta uma breve descrição dos dados utilizados. O quarto capítulo apresenta a técnica de detecção de quebras estruturais, assim como seus

11 10 resultados para dados brasileiros. O quinto capítulo mostra a equação de estimação de consumo utilizada, assim como resultados obtidos com as informações nacionais. O sexto capítulo encerra com as principais conclusões.

12 11 2. Teoria do Consumo Este capítulo apresentará a evolução da teoria do consumo, os principais testes realizados para verificar a aderência da teoria, hipóteses para explicar inconsistências e experiências anteriores com informações nacionais A Evolução da Teoria do Consumo A Teoria de Keynes De acordo com Keynes (1937), o consumo depende de diversos fatores objetivos e subjetivos, além do nível de renda. Estes fatores podem ser condensados em um multiplicador, chamado de propensão marginal ao consumo, tal que: f C = C + cy (1) f Onde se representa por C o consumo corrente, C o consumo quando a renda é zero, c a propensão marginal ao consumo e Y a renda corrente. Embora tenha considerado fatores objetivos intertemporais 1 em sua obra, Keynes assume que o consumo é função apenas da renda corrente, como representado na Figura 1. Alguns autores posteriormente puderam incluir premissas de intertemporais de maneira muito mais explícita. 1 Como por exemplo: (i) a variação na taxa de troca entre bens presentes e futuros e (ii) variações no nível de renda.

13 12 C f C = C + cy f C Y Figura 1 Equação do Consumo segundo Keynes Fonte: Adaptado de Dornbusch, 2003, p O Modelo Intertemporal de Fisher Irving Fisher (1930) definiu um modelo intertemporal em que o consumidor tem informação futura perfeita. Desta forma, ele utiliza suas preferências para optar pelo melhor momento para consumir: S 1 = Y 1 # C 1 = Y 1 ` a C 2 = Y r (2) (3) Onde se representa por S a poupança, r a taxa de juros e os índices representam período 1 e período 2. Substituindo (2) em (3): C 1 + C 2 f =Y 1 + Y 2 f 1 + r 1 + r (4) Ou seja, o valor presente do consumo será o valor presente da renda para o determinado indivíduo. Esta é a restrição do modelo de Fisher.

14 13 Adicionando o fator de impaciência intertemporal do consumidor através do fator θ, e representando sua preferência por uma função côncava do tipo log. Obtém-se a seguinte função utilidade: b c U C 1,C 2 = lnc1 + 1 f lnc2 1 + θ (5) Desta forma, procura-se maximizar a utilidade, sujeito à restrição (4): max lnc 1 + ln C h 2 λ C 1,C θ C1 + C2 Y i j 2 fk 1 + r 1 + r (6) Resolvendo as condições de primeira ordem, teremos: 1 + rf C 2 = C θ (7) Neste cenário, teremos: a) Se r >θ, a preferência pelos rendimentos da poupança predomina e o consumo será mais intenso no segundo período; b) Se r <θ, a impaciência tornará o consumo mais evidente no primeiro período; c) Se r = θ, o consumo será estável ao longo do tempo. Para ilustrar a situação, o exemplo (c) está apresentado na figura 2. Neste exemplo, r = θ e admite-se dois indivíduos A e B que podem consumir a mesma quantidade nos períodos 1 e 2. O indivíduo B concentra seu consumo no período 1, enquanto que o indivíduo A distribui seu consumo igualmente nos dois períodos. Dadas as curvas de utilidade U A e U B, observa-se na Figura 2 que o indivíduo A conseguirá extrair uma utilidade maior do que o indivíduo B com um mesmo consumo total.

15 14 C 2 C 2A C 2B U A U B C 1A C 1B C 1 Figura 2 Utilidade versus escolha intertemporal Fonte: Adaptado de Oreiro, O grande avanço deste modelo é a incorporação da suavização do consumo. O consumo corrente passa a depender não só da renda corrente, mas também de todo o fluxo de renda esperado. Portanto, se para Keynes o consumo é função direta da renda corrente, para Fisher flutuações transitórias na renda tendem a afetar menos a decisão por consumir agora O Ciclo de Vida de Modigliani Modigliani (1986) adota uma abordagem semelhante à de Fisher para explicar que as decisões por consumir levam em consideração todo o fluxo de rendimentos ao longo da vida do indivíduo. Causando também impacto direto na maneira como sua poupança se comporta. Para ilustrar esta teoria, define-se 3 estágios de vida: Estagio 1, em que o indivíduo é jovem e possui renda baixa ou nula. Pode-se contrair dívidas prevendo de uma renda futura; Estágio 2, em que o indivíduo atinge o auge de renda. Além de saldar as possíveis dívidas, constitui-se poupança (S) para a velhice. Estágio 3, em que o indivíduo recebe a aposentadoria. Realiza-se o consumo da poupança.

16 15 Y,C S>0 S<0 C (r =θ) S< Tempo Figura 3 Evolução do consumo versus poupança Fonte: Adaptado de Oreiro, Para resolver este modelo, admite-se como restrição que a soma de todo o consumo ao longo da renda deve ser no máximo igual à soma das rendas: C 1 + C 2 f C + 3 f ` a 2 = Y1 + Y 2 f Y + 3 f ` a r 1 + r 1 + r 1 + r (7) A função utilidade poderá ser definida da seguinte maneira: b c b c 1 f U C 1,C 2,C 3 = U C1 + U C2 1 + θ b c + 1 b c f ` a 2 U C3 1 + θ (8) Desta forma, é obtém-se a seguinte equação: h b c 1 f b c 1 b c max U C 1 + U C2 + ` a2f U λ C1 + C 2 f C j + 3 C 1,C 2,C θ 1 + θ 1 + r 1 + r ` Y 2 f Y r 1 + r ` a2 i fk (9) Resolvendo as condições de primeira ordem: ` a b c 1 + r b c 2 f 1 + r b c f U. C 1 = U. C 2 = ` a 2 U. C θ 1 + θ (10) Admitindo r θ, teremos: C 1 = C 2 = C 3 = C (11) Substituindo (11) em (7): C = Y ` a 2 ` a r +Y r +Y 3 f ` a 2 ` a 1 + r r + 1 (12)

17 16 Se r 0: C = Y 1+Y 2 +Y 3 f 3 (13) Observa-se que o modelo do ciclo de vida de Modigliani prevê uma suavização do consumo ao longo da vida do indivíduo. Embora a vida possa ser subdividida em estágios distintos do ponto de vista nível de renda, a maximização da utilidade ocorre através da manutenção do nível de consumo ao longo do tempo A Teoria da Renda Permanente de Friedman De acordo com Friedman (1957), a renda pode ser definida por duas porções. A primeira seria permanente, que caracterizaria um nível constante de renda ao longo do tempo. A segunda seria transitória, que compreende toda a oscilação em torno da renda permanente. Esta premissa está em perfeita concordância com a teoria da suavização do consumo, pois o nível de consumo poderia ser definido como função da renda permanente e isto maximizaria utilidade. Para demonstrar esta teoria, admite-se o indivíduo que vive T períodos e cuja utilidade possa ser representada por: T U =X t = 1 b c u C t, b c u. C t >0, b c u. C t <0 (14) Admite-se também que o consumo total ao longo da vida não deverá ultrapassar a renda total somada à dotação inicial: T T Y t t = 1 t = 1 X C t = A 0 +X (15)

18 17 Maximizando a função utilidade, sujeito à restrição orçamentária, obtém-se o lagrangiano: max C t h T b c T T X u C t + λ j a0 +X Y t = 1 t = 1 C t t = 1 i k (16) A condição de primeira ordem será: b c u. C t = λ Ou seja, o consumo será constante ao longo do tempo. Retomando a restrição orçamentária, obtém-se: h T Y t t = 1 C t = 1 j A0 +X Tf i k, qualquer que seja t. (17) Segundo Friedman, a renda permanente é igual ao consumo definido em (17). Qualquer flutuação entre a renda corrente e a renda permanente pode ser chamada de renda transitória. Esta renda transitória corresponde à necessidade que o indivíduo tem por poupar ou emprestar de forma a garantir suavidade no consumo A Teoria da Renda Permanente de Hall Até o momento, admitiu-se que o indivíduo tem informação perfeita a respeito de seu fluxo de renda e tempo de vida. Hall (1978) introduziu o aspecto incerteza através do operador esperança e mostrou que o consumo deveria se comportar como um passeio aleatório. Por fins didáticos, para demonstrar a teoria de Hall, algumas simplificações são feitas 2, sendo que, o indivíduo deveria maximizar: 2 Taxas de juros e desconto iguais a zero e função utilidade quadrática.

19 18 H U A T f =EJ 1 X C a 2 t = 1 f Ct 2 I g K, a >0 (18) Admitindo-se a equação de Euler, observa-se que: b c D b ce U. C =Et t U. C t+1 (19) Substituindo a função utilidade de (18) em (19): B C B C 1@aC t =E t 1@aC t+1, ou seja: Et C =Ct t+1 (20) Portanto, o consumo poderá ser descrito por: C t+1 =C t + ξ t+1 (21) Observa-se agora a restrição orçamentária: T B C T B C XE 1 C t = A0 +XE 1 Y t t = 1 t = 1 (22) Substituindo (20) em (22): C t = 1 h i T B C j A0 +XE 1 Y k t Tf t = 1 (23) Desta maneira, Hall mostrou que o consumo é suavizado dada a expectativa de renda futura. Também foi demonstrado que, dada sua imprevisibilidade, o consumo segue um passeio aleatório. Em momentos de ajustes na expectativa, o consumo tende a mudar de patamar, absorvendo imediatamente o ajuste esperado. Flavin (1981) formulou o problema, chegando a conclusões parecidas a Hall, que o consumo seria um passeio aleatório. Entretanto, ao realizar testes, Flavin verificou que o consumo responde a movimentos esperados da renda, fenômeno chamado de excesso de sensibilidade do consumo. Em 2004 Gomes mostrou que a série nacional de consumo pode ser representada através de uma série temporal do tipo ARMA (1,1), o que rejeitaria a hipótese de passeio aleatório e a própria teoria da renda permanente.

20 19 É importante lembrar que a hipótese do passeio aleatório está atrelada à premissa utilizada de que utilidade é uma função quadrática. Alterando esta premissa para uma função CRRA 3, o consumo deixa de ser um passeio aleatório e passa a ser função da taxa de juros. Através de testes, Gomes (2007) utilizou esta nova função e novamente refutou a teoria de Hall. Este tipo de análise deixa dúvidas em relação à aderência da teoria e abre espaço para questionamentos a respeito dos possíveis motivos que podem levar a este distanciamento entre teoria e prática Imperfeições da Teoria da Renda Permanente A teoria da renda permanente explica fenômenos como porque reduções temporárias em impostos têm efeito menor que reduções permanentes, além de incorporar todas as melhorias mencionadas anteriormente ao longo da evolução da teoria do consumo. Entretanto, há ainda pontos de inconsistência na teoria, como por exemplo o teste de Shea (1995a), em que o consumo respondeu ao crescimento previsto de renda. Carroll e Summers (1991) levantaram também indícios de que países com alto crescimento de renda mostram elevado crescimento de consumo. 3 A função utilidade constant-relative-risk-aversion (CRRA) é aquela que torna constante o coeficiente de Arrow-Pratt de aversão relativa ao risco. Este coeficiente é definido por: R ` u C a =@ U. ` C a C U. ` C a f. A função utilidade que torna R u (C) constante é U ` C a φ = C1@ f. Neste caso, R ` u C a = φ. A função de consumo seria 1@ φ b c 1f representada por: ln C t+1 = µ rt+1 +A ε t+1 σ

21 20 Estas imperfeições da teoria da renda permanente despertam o interesse de diversos pesquisadores, que apresentam diferentes explicações para as inconsistências. Algumas delas serão apresentadas a seguir O Teste de Campbell e Mankiw Para entender melhor as razões do excesso de sensibilidade do consumo, Campbell e Mankiw (1989a) testaram um modelo baseado em dois tipos de indivíduos. O primeiro grupo corresponde a uma proporção λ da população total e consome sua renda corrente; enquanto que o segundo se comporta de acordo com a teoria de Hall. Para o primeiro grupo, uma variação no consumo entre dois instantes será causada pela respectiva variação na renda. Para o segundo grupo, a variação no consumo seria representada pela inovação da renda permanente (e t ): b c ` a C t-1 = λ Y t-1 + 1@λ et = λz t + ν t (24) As variáveis Z t e ν t são correlacionadas, o que causaria viés do estimador de λ. Para evitar isto, utiliza-se variáveis instrumentais. Entende-se que informações defasadas são candidatos a variáveis instrumentais, dado que teoricamente estas variáveis não têm correlação com o resíduo. Os autores utilizaram informações de consumo e renda dos EUA para testar esta hipótese e chegaram a estimativas significantes de λ entre 0.42 e 0.52, conforme o conjunto de variáveis instrumentais utilizadas. Como a estimativa foi significativa, não se descarta a ausência de relação entre consumo e renda corrente. Entretanto, como a estimativa foi bastante abaixo de 1, também não se descarta a Teoria da Renda Permanente. Utilizando a mesma técnica desenvolvida por Campbell e Mankiw (1989a) Reis et al. (1998), Gomes (2004, 2007) e Paz (2006) chegaram a valores para λ de 0.80, mostrando uma dependência ainda mais intensa do consumo à renda.

22 O Teste de Shea Shea (1995a) utilizou informações no nível indivíduo para buscar confirmação para a existência da Teoria da Renda Permanente. Em não se confirmando a teoria, o autor passou a estudar eventuais falhas nas premissas do modelo. A principal premissa analisada foi o livre acesso ao crédito para suavização de consumo. O primeiro passo foi analisar a Teoria da Renda Permanente em sua base de dados. Shea construiu um modelo com alto poder de predição para estimar renda futura. Regredindo crescimento de consumo contra esta medida de expectativa de crescimento de renda, o autor encontrou um coeficiente bastante diferente de zero, resultado que se opõe à teoria. O autor passou então a analisar restrições à liquidez. O conjunto de indivíduos analisados foi separado em dois grupos, de acordo com sua posse de ativos líquidos. Era esperado que apenas o grupo com ativos líquidos não enfrentasse restrições de liquidez, apresentando suavização de consumo. Entretanto, o efeito do crescimento de renda no consumo foi o mesmo para os dois grupos. Partindo para uma segunda tentativa, Shea utiliza a informação de crescimento ou queda de renda em suas estimativas. A expectativa seria que consumidores com renda em declínio tendessem a poupar para suavizar consumo, apresentando menor correlação entre consumo e renda. Já os indivíduos com renda crescente seriam elegíveis a um consumo crescente. No entanto, Shea encontrou resultados inesperados, em que indivíduos com renda decrescente apresentavam consumo muito mais sensível à renda. Desta forma, Shea não encontrou evidências suficientes que provassem que a restrição de liquidez é o motivo da falha da Teoria da Renda Permanente em sua base de dados.

23 22 Até o momento, testes semelhantes com dados brasileiros têm se mostrado inconclusivos. Gomes (2007) e Paz e Gomes (2008) encontraram estimador significativo apenas para o caso de aumento de renda. Utilizando uma série de informações que abrangia apenas um histórico mais recente, Paz (2006) encontrou estimador significativo apenas para o caso de redução de renda Poupança Precaucionanária Quando Hall (1978) apresentou sua versão da teoria da renda permanente admitindo a hipótese de que o consumo seguiria um passeio aleatório, ele realizou a premissa de que a função utilidade teria a forma quadrática. Este formato de função traz dois empecilhos: (1) a utilidade marginal decai para zero em um consumo finito e (2) como a utilidade marginal decresce, a aversão ao risco do indivíduo tem tendência obrigatoriamente crescente. A quantidade de consumo que o indivíduo deve abdicar para se prevenir contra incertezas cresce à medida que seu patrimônio aumenta. Estas inconsistências podem ser contornadas com o uso de uma função utilidade cuja terceira derivada seja positiva. Veremos a seguir quais as conseqüências do uso de uma função com terceira derivada positiva. Inicialmente vamos retomar a equação de Euler simplificada mencionada anteriormente: U (C t )=E t [U (C t+1 )]. Como a utilidade marginal é linear, E t [U (C t+1 )] = U (E t [C t+1 ]). A equação se reduz então para C t = E t [C t+1 ]. Mas se U ( ) > 0, a utilidade marginal será convexa. Ou seja, E t [U (C t+1 )] > U (E t [C t+1 ]). Neste caso, se C t = E t [C t+1 ], teremos E t [U (C t+1 )] > U (C t ). A Figura 4 é uma representação visual, em que a esperança da utilidade marginal está representada por [u (C A ) +u (C B )]/2 e é maior do que a utilidade marginal do consumo atual, represenado por u [(C A +C B )/2].

24 23 u (C) u (C B ) [u (C A ) +u (C B )]/2 u [(C A +C B )/2] u (C A ) C B (C A +C B )/2 Figura 4 Efeito da terceira derivada da função utilidade na utilidade marginal do consumo Fonte: Romer, 1996, p.373. C A C Para que a equação de Euler seja obedecida, deve-se reduzir C t, de forma que a utilidade marginal atual aumente em detrimento da futura, obtendo a igualdade desejada. Portanto a combinação de uma terceira derivada positiva, com incerteza sobre o futuro causa uma redução do consumo corrente, forçando a formação de uma poupança chamada precaucionanária. Segundo Reis et al. (1998), o efeita da poupança precaucionária ocorre no Brasil e responde por um aumento de 1,6 pontos percentuais no crescimento do consumo anual. Embora o fenômeno tenha sido verificado, não existe quantificação do impacto que ele provoca sobre a teoria de Hall Formação de Hábito Conforme anteriormente mencionado, Campbell e Mankiw (1989) mostraram em teste que o consumo apresenta correlação com a renda. A presença de um ciclo semelhante entre consumo e renda poderia refutar a teoria da renda permanente. Uma alternativa para resolver esta questão seria a formação de hábito, que consistem em desmembrar o crescimento do consumo em um processo estocástico combinado a um componente cíclico.

25 24 Para entender como funciona a formação de hábito, assume-se que a função utilidade possui a seguinte característica: b c b c U C t,c t@ 1 = U γc t@ 1 (38) Desta maneira, está embutida a premissa de que o indivíduo adquire o hábito para um determinado nível de consumo em t-1 e deseja melhorá-lo no período seguinte. O fator γ indica a intensidade do hábito. Admitindo γ = 0 o histórico de consumo passa a ser ignorado. Considerando a busca pela otimização e sendo β = 1/(1+ρ): X Y \ 1D b ce] max E t X β t U C γc t@ 1 C t Z [ t = 0 b c s. a. A t + 1 =R t + 1 A t +Y t (39) Resolvendo este problema, obtém-se: B C B UMg γβe t UMg t + 1 = βet UMg R C B t + 1 t + γβ 2 E t UMg R t + 2 t + 1 C (40) Sendo: b c UMg t = U. C γc t@ 1 Com a premissa de γ = 0 e através do uso de função utilidade, juros e desconto convenientes 4, é possível retornar à hipótese de passeio aleatório. Gomes (2004) não detectou a formação de hábito no Brasil. 4 b As premissas seriam: U C γc t@1 b c1@ φ c C γc t@1 = 1@ φ f e βr = 1.

26 Restrições de Liquidez A teoria da renda permanente utiliza a premissa de que o retorno da poupança é igual à taxa de juros do empréstimo. Além disso, o acesso ao crédito é garantido e ilimitado. Entretanto, alguns indivíduos não têm acesso ao crédito qualquer que seja a taxa de juros que ele esteja disposto a pagar. O consumo é afetado quando a restrição de liquidez ocorre e quando há expectativa de que ela ocorra. Para ilustrar estas situações, vamos supor um indivíduo cuja função utilidade seja quadrática. Este formato de função permite isolarmos o efeito da poupança precaucional. Considerando o individuo com acesso total a crédito, que vive 3 períodos e estando ele no segundo período, sua utilidade poderá ser expressa da seguinte maneira: h U = C 1 i H I b c f 2 1 b c2 j ac2 k+ EJ f 2 A 1 + Y 2 + Y a A1 + Y 2 + Y K 2 (41) 2 2 Derivando para encontrar o ponto de máxima utilidade: d Uf B Ce = 1@aE 2 A 1 +Y 2 +Y 2 C 2 (42) Desta forma o máximo seria atingido em: C 2 = A B C 1 +Y 2 + E 2 Y 3 f 2 (43) Caso ocorra restrição de liquidez, o consumo máximo atingível no segundo período passa a ser A 1 +Y 2 : X B C Y ^\ A 1 +Y 2 + E 2 Y 3 f ^] C 2 = min, A1 +Y 2 ^Z 2 ^[ (44) Desta maneira, o consumo com restrição fica reduzido, em detrimento de um aumento de consumo no terceiro período.

27 26 Para entendermos o efeito da expectativa de restrição de liquidez, vamos retornar ao primeiro período. Conforme visto anteriormente, como na equação (20), o indivíduo otimiza quando C 1 = E 1 [C 2 ]. Sabe-se que E 1 [C 2 ] é menor que (A 1 +Y 2 +E 2 [Y 3 ])/2 e que A 1 = A 0 +Y 1 -C 1. Portanto: C 1 < A B C B C 0 +Y 1 + E 1 Y 2 + E1 Y 3@C1 f 2 (45) Ou seja: C 1 < A B C B C 0 +Y 1 + E 1 Y 2 + E1 Y 3 f 3 (46) Portanto, a restrição de liquidez afeta o consumo tanto em sua ocorrência quanto em sua expectativa, causando uma redução de consumo corrente em detrimento de maior segurança no consumo futuro. A restrição de liquidez é a explicação mais comum para a falha da teoria da renda permanente. O modelo mais utilizado para indicar a restrição de liquidez é do tipo proposto por Campbell e Mankiw (1989) juntamente com o modelo de Shea (1995a). Brady (2007) propôs uma alternativa a estes modelos, investigando a existência de quebras estruturais nas séries dos EUA. Isto mostrou que o consumo americano estaria se suavizando, em favor da teoria da renda permanente Regra de Bolso A premissa de que os indivíduos buscam maximização de utilidade é uma aproximação bastante coerente, embora não incorpore o comportamento humano. Há diversas situações em que os indivíduos divergem da otimização. Listarei alguns exemplos: (1) a incerteza envolvida em se prever todo o fluxo de renda futura (2) recorrer a empréstimos para flutuações de longo prazo, sem resgate de poupança e (3) paciência para horizontes longos de tempo, mas impaciência para horizontes

28 27 curtos. Nestas situações, os indivíduos podem deixar de buscar a otimização e passam a recorrer à regra de bolso, que poderia ser consumir a renda corrente. Gomes (2009) propõe que a incerteza a respeito das taxas de juros pode provocar uma situação em que não se investe (receando uma baixa taxa de retorno) e também não se solicita empréstimo (com receio de uma alta taxa de juros). A presença de incerteza não deve explicar toda a sensibilidade do consumo à renda, mas pode ser uma boa justificativa nos cenários em que a sensibilidade ocorre mesmo sem restrição de liquidez Definição da Hipótese Analisada O principal objetivo deste trabalho é investigar conforme Brady (2007) o efeito que possíveis alterações estruturais na oferta de crédito podem ter causado sobre o consumo. Brady mostra em seu artigo fortes indícios de que alterações recentes no mercado de crédito estão permitindo a suavização do consumo nos Estados Unidos, o que corrobora com a Teoria da Renda Permanente. De posse de dados brasileiros, incialmente será feita uma breve descrição dos dados disponíveis, seguida pela detecção possíveis quebras estruturais nas séries. Por fim, seguirá a estimação da sensibilidade do consumo a seus regressores (renda, juros e crédito). Esta última etapa será realizada para cada um dos trechos da quebra estrutural, avaliando a comprovação ou não da suavização do consumo no Brasil.

29 28 3. Descrição dos Dados Foram utilizados dados agregados de consumo, deflator implícito do consumo 5, renda, deflator implícito do PIB, taxa de juros 6 e volume de crédito 7 em aberto. Tabela 1 Sumário de dados utilizados Informação Variável Fonte Periodicidade Período Pontos Consumo Consumo final - famílias - R$(milhões) - IBGE/SCN 2000 Trim. - SCN4_CFPPN4 IPEA Trimestral 1991 T1 a 2009 T2 74 Renda Renda disponível bruta - R$(milhões) - IBGE/SCN 2000 Trim. - SCN4_RNDBN4 IPEA Trimestral 1991 T1 a 2009 T2 74 Juros Taxa de juros - CDB - (% a.m.) - BCB Boletim/M. Finan. - BM12_TJCDBN12 IPEA Mensal a Crédito Operações de crédito ao setor privado - pessoas físicas - R$(milhões) - BCB Boletim/Moeda -IPEA Mensal a Fonte: IPEADATA, 2009 Nota: tabela montada pelo autor. A série de consumo corresponde ao consumo final das famílias, enquanto que a série de renda corresponde à renda disponível bruta 8. Elas foram geradas pelo Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE) e extraídas do IPEADATA, com freqüência trimestral e cobrindo o período entre o primeiro trimestre de 1991 e o segundo trimestre de Para a taxa de juros utilizou-se o CDB, gerado pelo Banco Central do Brasil (BCB) e extraído do IPEADATA com freqüência mensal e cobrindo o período entre janeiro de 1970 e julho de Os retornos nominais foram convertidos em retornos reais conforme equação abaixo: r t = 1 + i π t (46) Sendo r t a taxa de juros real, i t a taxa de juros nominal e π t a inflação. 5 O deflator implícito do consumo foi utilizado para deflacionar a série de consumo, ao passo que o deflator implícito do PIB foi utilizado para deflacionar a série de renda. Estes deflatores têm mesmo horizonte de dados e mesma fonte que as séries de consumo e renda. 6 As séries de juros são nominais e foram transformadas em séries reais através do histórico mensal de IGP-DI gerado pela FGV e disponível no IPEADATA. 7 O volume de crédito também foi deflacionado pelo IGP-DI. 8 Para deflacionar as séries de consumo e renda, utilizou-se o seguinte conceito: π = PIB ` a nom t PIB ` a nom t@ 1 f PIB ` a ( real t PIB ` a real t@ 1 f 1, que pode ser reorganizada: PIB `a real t = ` a 1 + π h l ` aj PIB real t@1 f PIB `a nom t PIB ` a nom t@1 i fm k

30 29 A série de crédito foi gerada pelo BCB e extraída do IPEADATA com freqüência mensal entre junho de 1988 e agosto de O período que contempla todas as informações simultaneamente compreende o horizonte de tempo entre o primeiro trimestre de 1991 e o segundo trimestre de Utilizando dados trimestrais obtém-se 74 pontos para os testes. Para utilização de informações trimestrais, os retornos mensais foram transformados em trimestrais conforme juros compostos. Para o crédito, foi calculada a média simples por trimestre. A Figura 5 contém os gráficos das séries deflacionadas de consumo, renda e crédito per capta, assim como a taxa de retorno real obtida pelo CDB. Consumo Final - Famílias (R$ per Capta) Renda Disponível Bruta (R$ per Capta) T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T Juros real - CDB (% ao trimestre) 1993 T T T T T T T T T T T T T Figura 5 Evolução das séries deflacionadas Fonte: IPEADATA, 2009 Nota: Representação gerada pelo autor T T T T T1 Operações de Crédito (R$ per Capta) 1997 T T T T T T T T T T3

31 30 4. A Busca por Quebras Estruturais As séries de dados mencionadas atravessaram um período de mudanças macroeconômicas importantes no Brasil. Podemos citar como exemplos (1) implantação do Plano Real em 1994 e a estabilização da economia; (2) incertezas políticas decorrentes de eleições presidenciais em 2002; (3) um processo mais intenso de estímulo à bancarização e oferta de crédito a partir de e (4) crises financeiras internacionais, sendo a mais profunda a do subprime iniciada em Para avaliar os impactos que estas ou outras mudanças macroeconômicas podem ter causado nas séries analisadas, buscaremos por quebras estruturais nas séries em diferenças dos logaritmos naturais do consumo, da renda e do crédito per capta. O uso de diferenças é justificado pelo grau de integração 1 das séries analisadas, conforme a Tabela 2: Tabela 2 Teste de raiz unitária Variável Freqüência Observações Estatística-t Valor Crítico - 5% p-valor Consumo Trimestral Renda Trimestral Crédito Trimestral Juros(CDB) Mensal Consumo Trimestral Renda Trimestral Crédito Trimestral Hipótese Nula: Existe raiz unitária Nota: Estatísticas calculadas com auxílio do Eviews. Para avaliar a existência de quebras nestas séries, foi utilizada a metodologia de Bai e Perron (2003). Para melhor entendimento da metodologia, toma-se como ponto de partida uma regressão do tipo: y t =z t δ j + u t (47) 9 Conforme Barone (2008) este processo já havia se instalado no governo Fernando Henrique Cardoso a partir de 1995, mas tomou um conceito mais amplo a partir de 2003 com Luiz Inácio Lula da Silva.

32 31 Sejam y t a variável independente, z t o conjunto de regressores, δ j o conjunto de coeficientes, u t o erro e m o número de quebras a se testar, o objetivo será minimizar o erro quadrático: m + 1 X T j X b c j = 1 t = T j@ B C2 y t δ j (48) Como se pode observar, o objetivo é encontrar até m quebras de forma que o erro quadrático total seja minimizado. Isto é realizado através de um processo de otimização em conjunto com testes de significância, em que se testa a igualdade dos coeficientes δ j e das datas de quebrat j. Para avaliar as quebras estimadas, Bai e Perron (2003) sugerem a utilização da estatística de Fisher supf(m 0), que representa o teste da hipótese nula de não haverem quebras estruturais contra a hipótese de haverem m quebras. Caso seja encontrada a primeira quebra, os autores sugerem que se utilize a estatística supf(m+1 m) para avaliar a existência de uma quebra adicional, dado que m quebras foram encontradas. Na prática, deve-se observar se supf(1 0) mostra uma quebra. Confirmando-se a quebra, pode-se passar a analisar supf(2 1) e assim em diante até que não exista quebra adicional significativa. Neste trabalho, a técnica foi aplicada à taxa de crescimento e volatilidade 10 das séries. Os regressores utilizados foram do tipo AR(p) 11, conforme Brady (2007), Timmerman (2001), McConnell e Perez-Quiros (1999) e Ahmed et al. (2002). A defasagem foi escolhida conforme o método de Akaike-Schwartz em conjunto com análise do correlograma dos resíduos 12. A Tabela 3 apresenta os resultados da estimação de quebras estruturais Conforme Timmerman (2001) devido à falta de uma metodologia formal de estimativa de quebra estrutural para a volatilidade, utilizou-se o valor absoluto do crescimento. 11 É possível encontrar modelos ARMA (p,q) com melhor ajuste para as séries apresentadas, entretanto o algoritmo de Bai e Perron (2003) não prevê o uso dos erros históricos como regressores para a quebra estrutural. Gomes (2004) havia modelado a série de consumo como um ARMA (1,1). 12 Para as séries de consumo e renda, utilizou-se defasagem de 2 períodos. Para o crédito utilizou-se um período. 13 As estatísticas supf foram estimadas no Gauss com o auxílio do código disponibilizado por Bai e Perron.

33 32 Tabela 3 Quebras estruturais nas séries de crescimento de consumo, de crédito e de renda. Número de quebras - m supf(m 0) Valor crítico - 5% supf(m+1 m) Valor crítico - 5% Datas das quebras estimadas A. Consumo: 1991T1 a 2009T T B. Crédito: 1991T1 a 2009T T B. Renda: 1991T1 a 2009T Nota: a estatística supf foi gerada através de um código em Gauss disponibilizado por Bai e Perron (2003). Os dados se referem aos valores estimados. O código também disponibiliza intervalos de confiança para estes valores. Tabela 4 - Quebras estruturais na volatilidade crescimento de consumo, de crédito e de renda. Número de quebras - m supf(m 0) Valor crítico - 5% supf(m+1 m) Valor crítico - 5% Datas das quebras estimadas A. Consumo: 1991T1 a 2009T T B. Crédito: 1991T1 a 2009T T B. Renda: 1991T1 a 2009T T Nota: devido à dificuldade em se estimar quebras estruturais em volatilidade, admite-se uma aproximação em que o valor absoluto do crescimento seria considerado volatilidade. Observando o crescimento de crédito pode-se observar uma quebra no primeiro trimestre de Esta quebra pode ser decorrente das diversas ações de expansão da bancarização e do crédito que, segundo Barone (2008), tomaram maior abrangência a partir de A volatilidade do crédito apresenta quebra no segundo

34 33 trimestre de 1994, o que pode ter relação com a chegada do Plano Real e a estabilização da economia. O consumo e a renda apresentam quebras entre o segundo trimestre de 1999 e o segundo trimestre de Admitindo os intervalos de confiança definidos pela metodologia de Bai e Perron (2003), estas quebras podem indicar um mesmo evento ocorrido por volta de 2000, causando todos estes efeitos nas séries. O passo seguinte consiste em utilizar as quebras aqui verificadas para criar subpopulações. Estas sub-populações devem então ser submetidas a testes de aderência da teoria de Hall.

35 34 5. O Modelo de Estimação do Consumo Para testar a hipótese de renda permanente, Brady (2007) utilizou a equação estrutural de Ludvigson (1999): c t = µ + λe t@ 1 y t + πe t@ 1 r t + αe t@ 1 d t + ε t (49) Onde E é o operador esperança, c t é o logaritmo natural do consumo per capta, y t é o logaritmo natural da renda per capta, d t é o logaritmo natural dos empréstimos per capta e r t é a taxa de juros trimestral. Os caracteres gregos representam os coeficientes da equação. Para estimar este tipo de modelo, é comum utilizar-se variáveis instrumentais como, por exemplo, em Gomes (2008). Entretanto, recomenda-se inicialmente realizar um teste de endogeneidade 14, provando a necessidade do uso de instrumentos. O procedimento escolhido foi o de Hausman (1978), baseado nos seguintes passos: (1) As variáveis independentes cuja endogeneidade se deseja testar serão individualmente estimadas através do uso de todas as variáveis exógenas 15. Obtémse assim os resíduos de cada estimação. (2) Os resíduos são incluídos na equação estrutural inicial, sobre a qual realiza-se o MQO (mínimos quadrados ordinários). (3) Sendo H 0 a hipótese de não significância dos resíduos, realiza-se um teste F. Caso sejam significativos, conclui-se que existe endogeneidade. O teste de endogeneidade nos dados utilizados resultou em uma estatística F de 4,86. Este resultado é bastante superior ao valor crítico a 1% de confiança de 2,95. Portanto a endogeneidade está confirmada e prossegue-se com o uso de variáveis instrumentais. 14 O teste de endogeneidade avalia a existência de correlação entre uma variável independente e o erro da equação. Caso não se utilize técnica adequada, a endogeneidade pode causar viés nas estimativas. 15 Neste caso, utilizou-se um conjunto de variáveis defasadas (lista de instrumentos) como exógenas.

36 35 A lista de instrumentos proposta é composta por defasagens de t-2 a t-4 do crescimento do consumo, crescimento da renda, crescimento do crédito e taxa de juros. Esta lista foi aplicada em sub-populações conforme o teste de quebras estruturais 16. Os resultados estão apresentados na Tabela 5: Tabela 5 Estimativa de crescimento de consumo através de mínimos quadrados em dois estágios 1991T1 a 2009T2 1991T1 a 1994T2 (n = 69) (n = 9) Modelo 1 Modelo 2 Modelo 3 Modelo 1 Modelo 2 Modelo 3 2o. Estágio Renda 0,732 (7,37) * 0,766 (5,93) * 0,671 (5,28) * 0,615 (3,46) * 0,652 (4,01) * 0,588 (5,26) * Juros ,008 (-1,67) ** -0,007 (-1,70) ** ,003 (-1,11) -0,004 (-2,59) * Crédito ,187 (1,52) ,277 (2,87) * Estatística F 54,31 17,60 16,72 11,96 8,19 14,76 p-valor 0,00 0,00 0,00 0,01 0,02 0,01 1o. Estágio Estatística F (Renda) 12,65 8,54 7,13 1,86 ND ND p-valor 0,00 0,00 0,00 0,39 ND ND Estatística F (Crédito) - - 2,33 - ND ND p-valor - - 0,02 - ND ND Teste Sobreidentificação 11,78 6,91 8,58 8,71 9,00 ND 1994T3 a 2004T1 2004T2 a 2009T2 (n = 39) (n = 21) Modelo 1 Modelo 2 Modelo 3 Modelo 1 Modelo 2 Modelo 3 2o. Estágio Renda 0,764 (5,38) * 0,722 (4,92) * 0,696 (4,49) * 0,342 (3,13) * 0,392 (3,48) * 0,208 (1,20) Juros ,004 (-0,78) -0,005 (-0,88) - - 0,003 (0,98) -0,003 (-0,54) Crédito ,046 (0,28) ,759 (1,41) Estatística F 28,96 12,35 8,66 9,79 6,05 3,29 p-valor 0,00 0,00 0,00 0,01 0,01 0,05 1o. Estágio Estatística F (Renda) 7,27 4,89 3,54 6,20 7,06 6,77 p-valor 0,00 0,00 0,00 0,00 0,00 0,01 Estatística F (Crédito) 1, ,22 p-valor 0, ,99 Teste Sobreidentificação 5,16 5,77 7,64 13,01 12,58 7,01 Nota: Estatísticas calculadas com o auxílio do Eviews. O símbolo * indica significância de até 5% de confiança para o coeficiente estimado, ao passo que ** indica significância de até 10%. Os valores indicados por ND indicam número de observações insuficientes para cálculo das estatísticas. Para o teste de sobreidentificação, o valor crítico seria 17,28 ao nível de 5% de confiança. Portanto todas as situações apresentadas falham em rejeitar a hipótese de que os instrumentos são apropriados. Observa-se na tabela que a equação (49) recebeu variantes, sendo que o modelo 1 representa a equação apenas com crescimento de renda, o modelo 2 incorpora a taxa de juros e o modelo 3 adiciona crescimento de crédito. Para cada modelo, são informados os coeficientes e estatísticas t das variáveis do segundo estágio, assim como os p-valores e estatíticas F. Referentes ao primeiro estágio, são informados os 16 A quebra do ano de 2000 foi ignorada devido ao baixo número de observações disponíveis, entretanto foi disponibilizada em anexo, na Tabela 6.

37 36 p-valores e estatísticas F. Por fim, é apresentado o teste de sobreidentificação 17, auxiliando na avaliação da qualidade dos instrumentos utilizados. O teste de sobreidentificação consiste nas seguintes etapas: (1) estimar o modelo utilizando as variáveis instrumentais e obter os resíduos. (2) regredir os resíduos nas variáveis exógenas, obtendo o R 2. (3) sendo H 0 a hipótese de não correlação, realiza-se um teste chi-quadrado sobre nr 2. Na amostra completa, pode-se observar que o crescimento de renda é uma variável significativa ao nível de confiança de 5% nas três versões do modelo, com coeficiente da ordem de 0,7. Resultados semelhantes já haviam sido apresentados por Reis et al. (1998), Gomes (2004,2007) 18, Gomes et al. (2005) Paz (2006), Paz e Gomes (2008). A taxa de juros apresentou significância da ordem de 10% nos modelos 2 e 3, o que vai seria diferente de Gomes (2005, 2009), entretanto como os coeficientes são muito próximos de 0, pode-se dizer que a série de juros não influencia o consumo. Prosseguindo para o conjunto de dados de 1991 a 1994, pouco pode-se afirmar, pois a quantidade de observações é muito pequena. Esta sub-população deve ser mantida apartada para evitar que informações provenientes de uma política econômica bastante diferente 19 afetem as demais sub-populações. Observa-se apenas que neste período o crescimento de renda e crescimento de crédito foi significativo ao nível de 5% em todos os modelos. No período entre 1994 e 2004 verifica-se sensibilidade ao crescimento renda nos 3 modelos. Juros e crescimento de crédito não são significativos, com manutenção dos coeficientes do crescimento de renda em torno de 0,7. 17 Enquanto o teste de endogeneidade avaliava a existência de correlação entre variáveis independentes e o erro, o teste de sobreidentificação avalia a existência de correlação entre os instrumentos e o erro. 18 Reis et al. (1998), Gomes (2004, 2007) e Paz (2006) apresentaram um coeficiente de 0,8. Gomes e Paz (2004) apresentaram 0,6. Gomes et al. (2005) encontrou 0,2, mas apenas para a série de consumo de bens duráveis. Paz e Gomes (2008) apresentaram coeficiente entre 0,6 e 1,0. 19 O Plano Brasil Novo (Plano Collor) esteve implantado em boa parte deste período, forte restrição de liquidez e tentativa mal-sucedida de contenção da inflação.

38 37 No período pós 2004 verifica-se no modelo 3 que os estimadores deixam de ser significativos. Este é justamente o período em que se verificou quebra estrutural na série de crescimento de crédito. Nos modelos 1 e 2 o crescimento de renda é significativo, mas com um coeficiente menor do que visto na bibliografia. Esta análise sugere que a teoria da renda permanente esteja se verificando em informações mais recentes. Desta forma, o consumidor pode estar suavizando seu consumo, se tornando menos sensível a alterações na renda.

39 38 6. Conclusão Este trabalho traz indícios de que a teoria da renda permanente pode estar se verificando em um histórico recente. A utilização de técnica de detecção de quebras mostrou que alterações recentes na política econômica e a expansão da oferta de crédito causaram mudanças estruturais nas séries de crédito e consumo. Como a teoria de Hall está calcada na premissa do livre acesso ao crédito, boa parte da bibliografia apresenta restrições de liquidez como sendo o principal causador de rejeição da teoria da renda permanente. A recente expansão do crédito pode estar sendo decisiva na suavização do consumo. Os resultados das regressões apresentadas neste trabalho mostram que em períodos mais recentes o consumo está menos sensível a oscilações de renda e insensível à oferta de crédito. Embora as conclusões aqui expressas sejam baseadas em regressões com baixa quantidade de pontos, é importante ressaltar que estão em linha com estimativas de outros autores. No período anterior à quebra estrutural, o valor do coeficiente de sensibilidade do consumo à renda ficou parecido com a bibliografia nacional. Da mesma maneira, a ausência de sensibilidade do consumo à taxa de juros também se assemelha a resultados anteriores. No período pós quebra estrutural, as conclusões encontradas com dados nacionais se assemelham às conclusões apresentadas por bibliografia com dados americanos.

40 39 REFERÊNCIAS Ahmed, S., Levin, A., & Wilson, B.A. (2002). Recent U.S. macroeconomic stability: good policies, good practices, or good luck? Board of Governors of the Federal Reserve: International Finance Division, Working Paper 730. Altonji, J. and Siow, A. (1987). Testing the response of consumption to income changes with (noisy) panel data.quarterly Journal of Economics, 102, Bai, J., & Perron, P. (2003). Computation and analysis of multiple structural change models. Journal of Applied Econometrics, 18(1), Bai, J., & Perron, P. (1998). Estimating and testing linear models with multiple structural changes. Econometrica, 66(1), Barone, F. M. (2008). Políticas públicas de acesso ao crédito como ferramenta de combate à pobreza e inclusão social: o microcrédito no Brasil.Tese (Doutorado) - UERJ. Beveridge, S., & Nelson, C. R. (1981). A new approach to decomposition of economic time series into permanent and transitory components with particular attention to measurement of the business cycle. Journal of Monetary Economics, 7(2), Brady, R. R. (2008). Structural breaks and consumer credit: Is consumptions smoothing finally a reality? Journal of Macroeconomics, 30, Campbell, J. Y., & Mankiw, N. G. (1989a). Consumption, income and interest rates: reinterpreting the time-series evidence. NBER Macroeconomics Annual, 4, Campbell, J. Y., & Mankiw, N. G. (1990). Permanent income, current income, and consumption. Journal of Business and Economic Statistics, 8, Campbell, J. Y., & Mankiw, N. G. (1989b). International evidence of the persistence of economic fluctuations. Journal of Monetary Economics, 23, Carroll, C. D., & L. H. Summers (1991). Consumption growth parallels income growth: some new evidence in national saving and economic performance. Ed. by B. Douglas Bernheim, and John B. Shoven. Chicago University Press. CIA, J. C. (2006). Saving-CAPM: uma proposta de solução para o equity Premium puzzle do consumption-capm. Tese de Doutorado EAESP-FGV. Dornbusch, R., & Fischer, S. (1993). Macroeconomics. (6th ed.) McGraw-Hill. Dynan, K.E. (1993). How prudent are consumers? Journal of Political Economy, 101(6),