RACIONAMENTO DE CRÉDITO NO BRASIL: UM ESTUDO DE CAUSALIDADE

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1 RACIONAMENTO DE CRÉDITO NO BRASIL: UM ESTUDO DE CAUSALIDADE Ana Paula Menezes Pereira UDESC Elisa Machado Wagner UDESC Resumo O objetivo do trabalho é estudar as relações de causalidade entre a disponibilidade de crédito bancário, a inadimplência e variáveis que descrevem o ambiente macroeconômico, a fim de investigar se há evidências de racionamento de crédito no Brasil, conforme a teoria proposta por Stiglitz e Weiss (1981). A relação entre a inadimplência e o crédito bancário é realizada através da estimação de um modelo de Vetor Autor-Regressivo (VAR). Para analisar a relação entre a inadimplência e o crédito, é testada a causalidade no sentido de Granger entre a inadimplência e participação do crédito bancário no PIB. A persistência do impacto da inadimplência sobre o crédito é avaliada pelas funções de impulso resposta, a partir do modelo VAR. Em conformidade com a teoria, as evidências sugerem bicausalidade entre a Inadimplência e oibovespa, bem como entre a Inadimplência e a participação do crédito bancário em recursos livres. Teoricamente, um aumento da Selic reduziria a predisposição dos bancos ao risco, mas os resultados encontrados não indicam que a Selic causa o crédito. Recomenda-se a troca da variável proxy para a preferência por liquidez dos bancos, crédito com relação ao PIB, por uma que descreva de forma mais direta a participação dos ativos líquidos no ativo bancário. Adicionalmente, avaliou-se a resposta da inadimplência com relação a uma inovação no crédito, em que foi observado que a inadimplência aumenta após um período de aumento no crédito; inversamente, a resposta do crédito à inadimplência é de redução, após um curto período de elevação. Palavras-chave: Racionamento de crédito de Stiglitz-Weiss. Função de Impulso-Resposta. Causalidade de Granger. Introdução Foi proposto por Keynes (1930) que o mercado de crédito sofre de imperfeições que afetam a oferta de crédito, frente ao racionamento praticado pelos bancos. Estas imperfeições podem ser descritas pela assimetria de informações a que estão sujeitos os agentes e pela seleção adversa e risco moral, consequências dessa falta de informações por parte dos bancos.um importante referencial novo-keynesianoé o trabalho de Stiglitz e Weiss (1981), que propõe um modelo sobre o comportamento do mercado creditício, sob condições de informação assimétrica. Uma das principais implicações da teoria é que a taxa de juros que maximiza o retorno dos bancos não é a taxa de juros de equilíbrio no mercado de crédito. Isto ocorre porque a taxa de juros desempenha uma função ambígua sobre o retorno bancário. Por um lado, maiores taxas de juros geram aumento na receita total, por outro, agravam a seleção adversa e aumentam os custos com crédito inadimplente. Assim, a taxa de juros não é o único parâmetro que fundamenta as decisões dos bancos, em que oferta de crédito é racionada via quantidade.

2 2 O estudo do racionamento de crédito é importante na medida em que tal comportamento das instituições financeiras tende a agravar crises econômicas, dificultando o alcance dos instrumentos da política monetária. O objetivo deste artigo é avaliar as relações de causalidade, no sentido de precedência, entre a disponibilidade de crédito bancário e variáveis que descrevem o ambiente macroeconômico, com especial ênfase à inadimplência. Para tanto, foi estimado um modelo de Vetor Auto-Regressivo (VAR), para o período de junho de 2000 até outubro de Inicialmente é feita uma breve explanação sobre a reestruturação do setor bancário brasileiro na década de 1990, em seguida serão expostas as teorias de racionamento de crédito novo-keynesianas e a teoria de Stiglitz e Weiss, com a finalidade de fundamentar os testes empíricos realizados. Posteriormente, são relatadas as principais conclusões de alguns estudos empíricos desenvolvidos sobre o tema. Na última seção são apresentados os resultados encontrados, os quais fundamentam as considerações finais do trabalho. 1 A reestruturação do setor bancário nacional na década de 1990 Até o início da década de 1990, o Brasil convivia com a maioria dos problemas de confiança presentes em outros países emergentes, derivados da alta volatilidade das taxas de inflação e de juros, em conjunto às conjunturas recessivas e ao histórico de planos de estabilização falhos. Além disso, o Sistema Financeiro Nacional era deficiente quanto aos mecanismos de regulação e políticas preventivas (ARAÚJO, 2002), socorrendo frequentemente bancos insolventes ou com problemas de liquidez (CARSTENS, JÁCOME, 2005). Durante a década de 1990, o setor bancário brasileiro sofreu uma intensa reestruturação. Após a estabilização dos preços com o Plano Real, a rentabilidade dos bancos,oriunda principalmente de transferências inflacionárias, reduziu-se consideravelmente. Assim, estes novos aspectos em conjunto à elevação das taxas de juros, ao crescimento da oferta de crédito e aos ineficientes mecanismos de análise de riscos por parte dos bancos, acarretaram no aumento da inadimplência e em uma crise de liquidez e insolvência bancária. Nos anos seguintes, com a Crise do México e o constante aumento das taxas de juros no Brasil de 20% para 65% em março de 1995, associadas ao aumento do compulsório, ocorreu uma maior contração da atividade bancária e um aumento do risco de crédito. Para contornar a

3 3 crise de confiança, a intervenção do Banco Central 1 se mostrou necessária, bem como a eliminação de bancos ineficientes. Entre as ações do Banco Central, cita-se a criação da Central de Risco de Crédito em 2000, com o objetivo de tornar a análise de risco de crédito mais transparentes e prevenir crises sistêmicas no setor. Informações contábeis, a partir de então, passaram a ser publicadas de forma mais completa e homogênea no Plano Contábil das Instituições do Sistema Financeiro Nacional (COSIF). Atualmente está em vigor o regime de metas de inflação, que se baseia no tripé das expectativas racionais, do trade off entre inflação e desemprego e na credibilidade do Banco Central. Além destas medidas do Banco Central, outros fatores que colaboraram com as mudanças ocorridas na década de 1990 no setor bancário são as inovações tecnológicas, a abertura para a competição internacional, com a privatização de diversos bancos estatais e a desregulamentação de serviços financeiros, o que intensificou e modificou a competição no setor, por ativar a necessidade de avaliação da exposição dos bancos ao risco (HAWKINS, MIHALJEK, 2003). 2 A taxa de juros e o risco de crédito na abordagem novo-keynesiana Nestaseção foi feita uma síntese das principais conclusões dos modelos de racionamento de crédito, baseadas no modelo de Stiglitz e Weiss (1981), com a finalidade de fundamentar a hipótese a ser testada. 2.1 O racionamento de crédito de Stiglitz e Weiss (1981) Autores novo-keynesianos desenvolveram uma teoria microeconômica para explicar o comportamento restritivo da oferta de crédito bancário, frente à demanda excessiva neste mercado. A teoria de racionamento de crédito, criada por Stiglitz e Weiss (1981), tem como pilares duas falhas de mercado que levam os bancos a restringirem o crédito via quantidade (e não via taxa de juros); são essas a assimetria de informação e a seleção adversa. Segundo a teoria, todo projeto de investimento tem uma probabilidade de sucesso e uma probabilidade de insucesso ( ). A probabilidade de sucesso é inversamente proporcional ao retorno esperado de cada projeto, ou seja, quanto maior o risco envolvido, maior o retorno esperado. Assim, investidores mais propensos ao risco estão dispostos a pagar juros mais altos. A relação entre os retornos esperados pelos investidores e o retorno do banco pode ser descrita na inequação, em que é o retorno esperado quando 1 Dois exemplos de intervenção que ocorreram durante o início do Plano Real são a do Banco Econômico, em setembro de 1995, e a do Banco Nacional, em novembro do mesmo ano.

4 4 o empreendimento é bem sucedido; é o retorno esperado pelo banco; e é o retorno quando não há sucesso no empreendimento. O investidor conhece os riscos envolvidos e a probabilidade de sucesso de seu projeto ao tomar a decisão de demandar empréstimos. Em contraponto, os bancos raramente compartilham desta informação, não podendo discriminar as taxas de juros de acordo com o nível de risco dos empreendimentos. Este cenário é o que caracteriza a assimetria de informação. Figura 1: Retorno esperado pelos bancos versus taxa de juros Fonte: Adaptação feita por Andrade Junior e Amin (2006, p.) de figura contida em Stiglitz e Weiss (1981, p.394). O retorno esperado pelo banco de acordo com a taxa de juros pode ser descrito por uma parábola, conforme é apresentado na figura 1. Até certo ponto um aumento na taxa de juros gera um aumento no retorno maior do que os custos com inadimplência, a partir deste ponto, a qualidade do crédito passa a ser deteriorada e os custos com crédito inadimplente superam o aumento na receita. Quanto maior a taxa de juros, maior o retorno esperado pelo banco e, consequentemente, maior o retorno em caso de sucesso exigido pelo investidor em seu empreendimento, de acordo com a inequação (1). Porém o aumento do retorno é diretamente proporcional ao aumento do risco o que causa um aumento na chance de inadimplência. Herring e Guttentag (1984) associaram o conceito de racionamento de crédito à ocorrência de crises financeiras. Segundo os autores, após a expansão do crédito há um aumento da inadimplência, devido ao aumento da quantidade de tomadores de empréstimo duvidosos, culminando em crise financeira. O aumento da inadimplência, consequentemente, contribui para que os bancos tenham um comportamento conservador, racionando o crédito. Greenwald e Stiglitz (1988a, 1988b) ressaltaram a importância dos mercados acionário e creditício sobre flutuações macroeconômicas; o comportamento dos bancos e do mercado de ações agravam tais flutuações.

5 5 3 Alguns trabalhos empíricos A estabilidade econômica é estreitamente relacionada, entre outros fatores, à solidez do setor financeiro. Além do papel de intermediação financeira, é precípua a confiança do mercado, a qual se relaciona às expectativas dos clientes. Os bancos, dentro do conjunto de instituições financeiras, têm desempenhado um papel historicamente central na abrangência e no volume de crédito concedido. Os bancos se diferenciam das empresas comuns ao disporem de recursos de terceiros para custear as suas despesas, e pelo fato de estes estarem sob a rede de proteção dos bancos centrais. As operações bancárias referem-se tradicionalmente a duas funções captação e crédito estando sujeitas a riscos inerentes ao mercado financeiro. Ao conceder empréstimos, por exemplo, os bancos estão sujeitos ao risco de crédito, associado à probabilidade de inadimplência, levando ao não recebimento parcial ou total dos retornos esperados. Segundo Afonso e Aubyn (1998), um dos indícios de racionamento de crédito seria a viscosidade na transmissão de mudanças nas taxas de juros básicas para as taxas de juros creditícias. Diversos estudos têm mostrado que a transmissão de alterações na política monetária, via taxa de juros básica, não é completa no curto prazo para diversos países e, em alguns casos, a viscosidade é observada mesmo no longo prazo. Outro sinal de racionamento de crédito é a prevalência do canal de crédito sobre o canal de taxa de juros como mecanismo de transmissão monetária. A rigidez da taxa de juros a mudanças no ambiente monetário é, em geral, avaliada através de testes de viscosidade da taxa de juros creditícia, onde é averiguada a reação da taxa de juros em resposta a mudanças na taxa de juros monetária. Já a prevalência do canal de crédito é usualmente analisada por testes de causalidade. Conforme Andrade Jr. (2006) comenta, a maioria dos estudos empíricos dedicados a investigar o racionamento de crédito utilizam dados agregados em séries temporais, e como técnica econométrica, os modelos com vetores autoregressivos, com a interpretação das funções de impulso-resposta. Afonso e Aubyn (1998), utilizando dados mensais, de dezembro/90 a novembro/97, realizaram um teste de viscosidade da taxa de juros, encontrando evidências favoráveis à hipótese de racionamento de crédito. Ao concluírem que as taxas de juros das operações de crédito não se ajustam imediatamente às alterações na taxa de juros monetária, em que o repasse se dá integralmente apenas no longo prazo. Adicionalmente, testaram as relações de causalidade entre oferta de moeda real, taxa de juros real e volume de crédito real, verificando-se a efetividade do canal de juros. Isto é, por este teste não foram encontradas evidências de racionamento de crédito, dado que os juros causam Granger oferta de crédito.

6 6 Entre os diversos trabalhos empíricos que testam o racionamento de crédito através de teste de viscosidade nos Estados Unidos, citam-se alguns exemplos de trabalhos clássicos que encontraram evidências de racionamento de crédito nos EUA, como os de Goldfeld (1966), Jaffee (1971), King(1986); Sofianos, WatchelandMelnik (1990) e Berger e Udell (1992). Já Slovin e Sushka (1983) concluíram que as taxas de juros não apresentavam rigidez, ao considerarem que um ajuste ocorreria em um período inferior a dois trimestres, considerados pelos autores como sendo imediato. (ANDRADE JR., 2006). Um exemplo importante de investigação empírica sobre a rigidez da taxa de juros em um conjunto de países diferentes é o seminal trabalho desenvolvido por Cottarelli e Courelis (1994). Os autores investigaram a rigidez da taxa de juros, utilizando dados de diferentes países, incluindo países com diferentes graus de desenvolvimento. São identificadas importantes diferenças entre os países na rigidez da taxa de juros, embora na maioria dos casos no longo prazo o repasse tenda a ser integral, o coeficiente de impacto de curto prazo é altamente influenciado pela estrutura do mercado financeiro. As taxas de juros tendem a ser mais flexíveis quando as barreiras à entrada são menores, a participação do setor privado no setor é elevada e o movimento de capitais é livre. Espinosa-Vega e Rebucci (2003) investigam empiricamente o pass-through da taxa de juros para Chile, EUA, Canadá, Austrália, Nova Zelândia e cinco países europeus. Constatouse que a correlação amostral entre as taxas de juros avaliadas e a taxa de juros do mercado monetário seria menor, na maioria dos casos, para as taxas referentes a crédito com prazos mais longos. Além disso, a volatilidade de diferentes taxas de juros para operações de crédito investigadas tenderiam a ser menor do que a apresentada pela taxa de juros monetária. A maior parte dos trabalhos utiliza dados agregados em séries temporais, alguns trabalhos têm investigado como fatores microeconômicos individuais podem influenciar o grau de racionamento e rigidez da taxa de juros. Berstein e Fuentes (2003), por exemplo, ao estimarem um painel dinâmico, investigam a evidência de rigidez nas taxas de juros na indústria bancária chilena. Neste trabalho são incorporados elementos de informação assimétrica, em que os autores avaliam como as características individuais dos bancos podem influenciar o grau de viscosidade da taxa de juros. Os resultados sugerem que os bancos menores, com uma proporção de carteiras vencidas mais baixas e maior participação de famílias como clientes tendem a ajustar a taxa de juros com maior rapidez. Alencar (2003) estimou os coeficientes de transmissão imediata e de longo prazo da taxa de juros de política monetária, utilizando taxas de juros prefixadas mensais, para taxas de juros de captação e de crédito com recursos livres, para diferentes segmentos, para o período

7 7 de abril de 1999 a setembro de 2003, no Brasil. Encontraram-se evidências de que os problemas de informação assimétrica podem ser uma explicação para a transmissão incompleta, pois segundo o autor, as modalidades de crédito que apresentaram maior inadimplência foram também aquelas com menor grau de transmissão de política monetária. Outra explicação seria o efeito diferenciado de alterações na taxa de juros monetária sobre crédito, em empréstimos com maturidades distintas. Ainda com relação às taxas de juros creditícias, de acordo com os testes econométricos, descritos nas tabelas de resultados 2, na maior parte das categorias de crédito, não é possível rejeitar a hipótese, a 5% de nível de significância, de a transmissão de política monetária ser completa no longo prazo, assim como são encontradas evidências de que a transmissão seja incompleta no curto prazo para a maioria dos casos estudos, a 10% de nível de significância. Além disso, os resultados indicaram que o grau de transmissão no longo prazo é maior para pessoas físicas do que para pessoas jurídicas. Jacob (2003), com o objetivo de investigar o racionamento de crédito no setor bancário brasileiro, sob uma visão heterodoxa, estabelece como hipótese principal do trabalho que os bancos privados tendem a administrar o seu balanço de forma mais conservadora, aumentando a proporção de títulos públicos em seus ativos, diante de um aumento da incerteza. O autor conclui, através da análise da postura dos bancos, que os bancos racionam crédito, ao aumentarem a proporção de ativos líquidos em detrimento do crédito ao público. Nesta mesma linha de investigação, no sentido de corroboração indireta da hipótese de racionamento de crédito de Stiglitz-Weiss (1981), Sousa Sobrinho (2003) conclui que o canal de crédito é efetivo no Brasil, e que um aumento da taxa de juros monetária leva a uma realocação da proporção de títulos públicos no ativo dos bancos. Adicionalmente, o autor também encontra evidências de que o ajuste do spread em resposta a alterações na Selic não ocorre de forma imediata ao choque, ocorrendo apenas quatro meses após o choque. Já Arrigoni, Mello e Garcia (2010), ao estimarem a curva de reação dos bancos em resposta a mudanças na taxa de juros monetária, com dados em frequência diária, não encontram evidências de que o canal de crédito seja efetivo no Brasil. 2 Em Alencar (2003), na tabela 3 do referido trabalho, na página 96, rejeita-se a 5% que os coeficientes de impacto de curto prazo e no longo prazo sejam unitários para os empréstimos para pessoa física e jurídica são rejeitados a menos que 5% de nível de significância, no entanto, para pessoa jurídica não se pode rejeitar a hipótese de transmissão integral a curto e longo prazo a 10% de significância. Os resultados acerca do grau de transmissão para seis categorias específicas de crédito, descritos na tabela 5, na página 97, a hipótese de transmissão integral no longo prazo foi aceita, a menos de 5% de significância, em cinco categorias. Enquanto, a hipótese de transmissão completa no curto prazo foi rejeitada a 5% de significância em três categorias, e a 10% de significância em cinco categorias.

8 8 Castro e Mello (2010), ao estimarem um modelo de dados de painel não balanceado, utilizando dados mensais referentes ao período de Junho de 2000 a abril de 2006, testam a rigidez da taxa de juros para baixo. Segundo os resultados relatados 3, das cinco modalidades de crédito à pessoa física, os resultados evidenciaram que, de forma significativa, a sensibilidade da taxa de juros de crédito com relação à Selic é menor quando a taxa de juros monetária se altera para dois segmentos, o de cheque especial e o de cartão de crédito. O coeficiente que sinaliza a inadimplência não foi significativo para a maioria dos segmentos de crédito, sendo significativo apenas na modalidade crédito direto ao consumidor, mas com o sinal positivo, sendo contrário ao esperado pela teoria. Os autores não testam, de forma específica, a rigidez da taxa de juros creditícia para cima, deduzindo a evidência da mesma, ao concluírem pela rigidez em sentido contrário para o crédito para pessoa física em geral 4. É importante ressaltar que os coeficientes encontrados no teste a rigidez dos juros para pessoa física em geral se alteram de forma relevante, ao serem realizadas modificações marginais no modelo, o que pode sinalizar uma forte colinearidade entre os estimadores 5. Andrade Jr (2006) estimou as relações de curto e longo prazo entre a taxa de juros cobrada para o crédito destinado às empresas privadas e a taxa de juros Selic, para o período de junho de 2000 a junho de Os resultados encontrados sugerem que o ajustamento das taxas de juros das operações de crédito é lento, não se dando integralmente no curto prazo, precisando de quatro meses para retornar ao equilíbrio. As evidências de viscosidade das taxas de juros reforçam a hipótese de racionamento de crédito no mercado brasileiro. Frescaroliet al (2008) desenvolvem um estudo empírico, com o objetivo de analisar como os bancos comerciais racionam crédito às indústrias, ao se tornarem mais avessos ao risco, levando em conta aspectos microeonômicos e as mudanças estruturais no Sistema de Pagamentos Brasileiro (SPB). Teoricamente, os autores formulam um jogo com informação assimétrica, de onde são derivadas as hipóteses testadas através de modelo de Vetores Autoregressivos com Mudanças Markovianas. Especificamente, utilizando dados mensais do período de janeiro de 2000 a fevereiro de 2008, foram encontradas evidências de que há uma diminuição nos empréstimos à indústria em resposta a aumentos na taxa selic, tanto para projetos de alto como para de baixo risco; no entanto, o aumento do da aversão é maior para 3 Comentários referentes à Tabela 4 de Castro e Mello (2010). 4 Segundo os autores, estes resultados contrariam a hipótese do modelo de assimetria informacional de Stiglitz e Weiss (1981) de que as taxas de juros fossem rígidas para cima. Os autores fundamentaram, então, seus resultados na abordagem alternativa de Ausubel (1991), a qual prevê a rigidez para baixo das taxas de juros creditícias. A concepção deausubel (1991) foi proposta com o objetivo de explicar o repasse incompleto dos custos marginais para o mark-up, no caso dos cartões de crédito nos EUA, o que sugeriria um comportamento de conluio. 5 Comentários referentes à Tabela 3 de Castro e Mello (2010).

9 9 projetos com risco maior, o que pode sugerir o aumento da aversão em resposta a aumentos de risco de crédito, ou um aumento na procura por títulos públicos por parte dos bancos. Por fim, investigando a existência de viscosidade no ajustamento das taxas de juros creditícias com relação a choques na política monetária, Wagneret al (2011) concluíram que existe, no curto prazo,uma rigidez no repasse de variações na Selic às taxas de crédito destinadas à pessoa física, à pessoa jurídica e à TAC 6 Geral. Estes resultados representam condição necessária, porém não suficiente, à existência de racionamento no mercado de crédito brasileiro para o período estudado, a saber, de junho de 2000 a janeiro de Para tanto foram estimados, através do teste de Engle-Granger, os Mecanismos de Correção de Erro (MCE), que indicam a velocidade de ajustamento das taxas de crédito no curto prazoem direção ao equilíbrio de longo prazo. No longo prazo, o estudo concluiu que os choques na Selic acabam por ser absorvidos no valor quase unitário pelas taxas para pessoa jurídica e consolidada geral, ou seja, uma variação de 1% na taxa Selic gera uma variação de aproximadamente 1% nestas taxasde juros. Já para pessoa física, o repasse no longo prazo é de 1,7%, quando ocorrem variações de 1% na Selic, indicando um possível aumento nos custos relacionados a crédito inadimplente nesta modalidade de crédito. 4 A Inadimplência e o Crédito um estudo de causalidade Este tópico é dedicado ao estudo das relações entre a inadimplência e o crédito bancário. Para isso são feitos dois testes, o primeiro investiga a relação de causalidade no sentido de Granger, enquanto no segundo são avaliadas as funções de impulso resposta das variáveis. Inicialmente é feita uma apreciação metodológica sobre os modelos vetoriais autoregressivos (VAR) e suas aplicações, após,são explicitadas as fontes de dados, em seguida comenta-se os resultados do teste de causalidade e, por fim, avaliam-se as funções de impulso resposta, baseadas no VAR estimado para o modelo de causalidade. 4.1 Introdução às aplicações dos modelos VAR Os modelos VAR são utilizados para analisar as interligações entre as variáveis e os impactos causados por mudanças nos termos aleatórios. Neste tópico inicialmente é apresentada a estrutura de um modelo VAR e da função de impulso-reposta; para finalmente serem analisados os resultados da função de impulso-resposta em três diferentes conjuntos de equações. O modelo VAR foi proposto por Sims(1980), e constitui um sistema de equações lineares multivariadas. Os modelos VAR são sistemas com variáveis endógenas, e 6 Taxa de Aplicação Consolidada Geral.

10 10 opcionalmente, exógenas, onde as variáveis endógenas seriam explicadas pelos efeitos defasados de todas as variáveis endógenas incluídas no modelo. Neste modelo não há uma escolha a priori de qual seria a variável dependente no processo de estimação. Ao contrário dos modelos de equações simultâneas, por exemplo, os modelos VAR utilizam poucas suposições teóricas. Entre as aplicações destes modelos, estão a análise da função de impulsoresposta e o teste de causalidade de Granger (MUNIZ e TABAK, 2010). Neste artigo, é feita uma análise das funções impulsos-respostas para avaliar a respostas das taxas de juros de empréstimos com relação a inovações na taxa Selic. Na forma primitiva dos modelos VAR há uma influência contemporânea explícita entre as variáveis endógenas, uma vez que os valores contemporâneos integram as variáveis explicativas do modelo. Implicitamente, o resíduo de cada uma das equações também exerce uma influência contemporânea (ENDERS, 1995). O modelo VAR primitivo é definido como:, em que é o vetor de variáveis endógenas; é o vetor de variáveis exógenas; é o vetor de constantes; são matrizes de coeficientes; é o número de defasagens das variáveis endógenas e é o vetor do termo de erro. As variáveis envolvidas no modelo são estacionárias, e os resíduos apresentam um comportamento de ruído branco. Conforme é comentado por Tomazzia e Meurer (2009), neste modelo não é viável a identificação contemporânea da inovação de cada uma das variáveis endógenas sobre as outras. Na forma reduzida e padronizada eliminam-se as variáveis contemporâneas como variáveis explicativas, onde a influência contemporânea é dada somente pelo choque nas inovações. 7 Multiplicando-se ambos os lados da equação (1) por, obtém-se a forma padronizada e reduzida do VAR, isolando as variáveis endógenas contemporâneas no lado esquerdo da equação, e as defasagens das variáveis no lado direito:, sendo,, e é o termo aleatório, em que a correlação contemporânea entre o resíduo das diferentes equações não é nulo. (TOMAZZIA e 7 Para maiores detalhes, consultar o capítulo 5 de Enders (1995), onde é feito um desenvolvimento ilustrativo para um modelo bivariado.

11 11 MEURER, 2009). Nesta forma padronizada e reduzida as variáveis endógenas não afetam de forma contemporânea; a influência contemporânea entre as variáveis endógenas se dá apenas pelos resíduos (ENDERS, 1995). Os modelos VAR são alvos de algumas críticas. Estes modelos enfatizam a previsão, não priorizando a interpretação dos resultados com base em hipóteses teóricas sobre a relação entre as variáveis. Os coeficientes estimados são de difícil interpretação teórica, o que dificulta a aplicação do VAR para fins normativos (GUJARATI, 2006). Para interpretar os resultados dos modelos VAR, utilizam-se os resultados da função de impulso-resposta e do teste de causalidade de Granger, entre outras aplicações. Segundo Carneiro (1997), através de uma regressão não é possível inferir sobre o sentido da causalidade entre um conjunto de variáveis, em que a causalidade é pressuposta por um modelo teórico. A causalidade entre duas variáveis não é necessariamente unidirecional, dependendo do tipo de relação estudada, ela pode ser bidirecional. É importante lembrar que a causalidade não é um sinônimo para endogeneidade. Em um teste de causalidade é avaliado se os valores passados de um conjunto de variáveis X contribuem para a previsão dos valores correntes de uma variável Y; e vice-versa. Isto é, testa-se se ocorrer uma causalidade bidirecional, X Y. X Y, e se Y X, podendo Caso as séries sejam estacionárias, integradas de ordem zero, o teste de causalidade é feito através da estimação das seguintes equações em modelo Auto-Regressivo vetorial (VAR): em que u 1 e t u 2 t são resíduos não correlacionados. Se os valores defasados de,, melhorarem a previsão dos valores correntes de, pode-se dizer que causa ou precede os valores de, e o conjunto de coeficientes d i é estatisticamente diferente de zero. Analogamente, se o conjunto de coeficientes a i for considerado não nulo, os valores passados de são significativos para prever os valores correntes de. Esta causalidade pode ser unilateral, de para, ou de para ; ou bilateral. Caso as variáveis sejam independentes, os conjuntos de coeficientes d i e a i são estatisticamente nulos. A função de impulso-resposta mostra a evolução das variáveis endógenas ao modelo, em função de inovações ou choques residuais, através de um vetor de médias móveis. Um

12 12 choque no resíduo de uma das equações influencia na determinação dos valores presentes e futuros de cada uma das variáveis endógenas ao modelo. Para cada par de variáveis, dependente e de inovação, tem-se uma função de impulso-resposta, para um problema bivariado, como o proposto neste trabalho, tem-se um total de 4 funções de impulso-resposta, isto é, duas funções para cada variável. O procedimento da função impulso-resposta possibilita avaliar o efeito contemporâneo de um choque sobre os desvios padrão de valores presentes e futuros das variáveis endógenas do VAR (ENDERS, 1995). 4.2 Fontes de dados As séries das taxas de juros foram obtidas junto ao Banco Central do Brasil. A periodicidade das séries foi mensal, e o período abrangido foi de junho de 2000 a outubro de No Quadro 1 são especificadas a origem, periodicidade e transformações das séries utilizadas. SÉRIES Crédito/PIB: a variável é obtida pela participação do volume de operações de Crédito com Recursos Livres (cód ) no PIB acumulado 12 meses (cód. 4381). Após 01/2011, utiliza-se a série Crédito do Sistema Financeiro - Recursos livres - Total/PIB - % (cód. 7461). Transformação: primeira diferença. Taxa de Câmbio: cód Taxa de câmbio - Livre - Dólar americano (venda) - Fim de período - mensal - u.m.c./us$. Transformação: primeira diferença. Selic:cód Taxa de juros Selic, acumulada ao mês - % ao mês. Transformação:utilizou-se a série em variação em pontos percentuais no mês. Ibovespa:cód.7832 Índice Bovespa variação % mensal. Transformação: nenhuma. Desvio da Inflação da Meta:a variável é calculada segundo a diferença entre o Índice Nacional de Preços ao Consumidor-Amplo (IPCA)(cód. 433) e a variação percentual mensal da meta de inflação (cód. 432). Transformação: Inflação - Meta de Inflação. A meta da inflação foi transformada de taxa ao ano para taxa ao mês. Inadimplência: (cód.13645) Provisões para crédito inadimplente 8 - participação % no total de crédito do sistema financeiro (risco total). 8 As provisões não podem ser inferiores aos valores decorrentes da aplicação dos percentuais abaixo: I - 0,5% sobre o valor das operações classificadas como de risco nível A; II - 1% sobre o valor das operações classificadas como de risco nível B; III - 3% sobre o valor das operações classificadas como de risco nível C; IV - 10% sobre o valor das operações classificadas como de risco nível D; V - 30% sobre o valor das operações classificadas como de risco nível E; VI - 50% sobre o valor das operações classificadas como de risco nível F; VII - 70% sobre o valor das operações classificadas como de risco nível G;

13 13 Transformação: nenhuma. Quadro 1: Especificação das séries de dados e suas fontes Nota: elaboração própria, baseada nas séries temporais do Banco Central do Brasil. 4.3 Teste ADF de raízes unitárias Para verificar a cointegração das taxas, inicialmente se testou a raiz unitária das séries em nível através dos testes Dickey-Fuller Aumentado (ADF). Os resultados encontrados estão dispostos na Tabela 1. Tabela 1 Testes de Raízes Unitárias - variáveis em nível Em Nível Variáveis s/constante s/tendência c/constante s/tendência c/constante c/tendência ADF Lags ADF ADF Lags ADF ADF Lags ADF Inadimplência -1,29 2-4,50*** 2-4,97*** 2 Crédito/PIB ,19 2-1,95 2 Desvio da Inflação da meta -4,98*** 0-5,08*** 0-5,10*** 0 Selic 1-3,83*** 11-3,87*** 11-3,87** 11 Taxa de Câmbio -0,43 2-1,71 2-3,06 2 Ibovespa -10,01*** 0-10,20*** 0-10,16*** 0 Nota: elaboração própria, utilizando o software Eviews 7.1. Hipótese nula: raiz unitária. *Rejeição a 10%; **Rejeição a 5%; ***rejeição a 1%. Utilizou-se o critério de Schwarz para escolher o número de defasagens para o teste Dickey-Fuller aumentado. 1 Utilizou-se no teste a variação em pontos percentuais da série Selic. Conforme resultados dos testes para raízes unitárias descritos na Tabela 1 as séries são integradas de ordem diferente. Para que as séries sejam cointegradas faz-se necessário que a ordem de integração entre os processos seja a mesma. Assim podemos concluir que não foram encontradas evidências de cointegração entre as séries, não sendo possível estabelecer uma relação de equilíbrio de longo prazo entre as variáveis e um vetor de mecanismo de correção de erro. As séries não estacionárias em nível, Crédito/PIB e Taxa de Câmbio, foramconsideradas estacionárias em primeira diferença; enquanto as séries Inadimplência, Ibovespa, Selic (diferença em pontos percentuais) e Desvio da Inflação da Meta são estacionárias em nível, sendo avaliadas como integradas de ordem 0. VIII - 100% sobre o valor das operações classificadas como de risco nível H. Níveis de risco: os créditos são classificados, no mínimo, no nível de risco correspondenteàs operações com atraso de pagamento na forma abaixo: i) entre 15 e 30 dias, nível de risco B; ii) entre 31 e 60 dias, nível de risco C; iii) entre 61 e 90 dias, nível de risco D; iv) entre 91 e 120 dias, nível de risco E; v) entre 121 e 150 dias, nível de risco F; vi) entre 151 e 180 dias, nível de risco G; e vii) acima de 180 dias, nível de risco H.

14 Teste de Causalidade de Granger 9 As relações de causalidade, no sentido de precedência, foram avaliadas pela aplicação do teste de causalidade de Granger. Consideram-se as variáveis integradas de ordem 0 em nível, e as integradas de ordem 1, em primeira diferença. A seguir são comentadas algumas relações importantes para a conclusão do trabalho. Os resultados encontrados sugerem, a menos de 10% de significância, uma relação de bicausalidade entre a Inadimplência e o Ibovespa, sendo um resultado previsto pela teoria. O risco de crédito precede os movimentos da bolsa, pois influenciam a predisposição dos investidores em aplicarem o seu capital na bolsa. Dada à importância do mercado de capitais no investimento de setores produtivos, espera-se que a trajetória da Ibovespa influencie os valores presentes da Inadimplência do crédito bancário. A análise da relação entre inadimplência e crédito bancário em recursos livres é crucial à investigação do racionamento de crédito. Espera-se que o aumento do risco de crédito torne os bancos mais conservadores, reduzindo a propensão destes a concederem crédito ao público. Por outro lado, períodos de maior exposição ao risco, em geral, precedem o aumento da inadimplência. Em consonância com a teoria, as evidências encontradas sugerem uma relação de bicausalidade entre a Inadimplência e o a participação do crédito bancário em recursos livres sobre o PIB, a menos que 5% de nível de significância. Outro resultado esperado seria o de que o aumento na taxa de juros monetária tornasse os bancos mais conservadores, o que levaria a um aumento da participação dos títulos públicos no ativo bancário, bem como a redução dos empréstimos ao público em recursos livres. No exercício realizado, a variável proxy proposta para sinalizar a predisposição dos bancos ao risco foi a participação do crédito bancário em recursos livres no PIB. As evidências de que a Selic causaria, no sentido de precedência, uma posição mais conservadora dos bancos não foi encontrada. Uma recomendação merecedora de um maior esforço de investigaçãoé a troca da variável proxy, por uma que descreva de forma mais direta a participação dos ativos líquidos no ativo bancário Funções de Impulso Resposta - Inadimplência e Crédito A partir do modelo VAR estimado para avaliar a causalidade de Granger, obtiveram-se as funções de impulso resposta para as variáveis Inadimplência e Crédito/PIB. A função de resposta da Inadimplência a um impulso à inovação de um desvio padrão no Crédito/ PIB está 9 Os resultados do Teste de Causalidade de Granger podem ser visualizados no anexo deste trabalho.

15 15 representada na figura 2, no diagrama (a); e no diagrama (b), a função de impulso resposta do Crédito/PIB com relação à Inadimplência. (a) (b) Figura 2: Funções de Impulso Resposta Nota: Elaboração própria, através da utilização do programa econométrico Eviews7. No diagrama (a), pode-se observar que a inadimplência responde positivamente a um aumento na proporção do crédito no PIB. A resposta é estabilizada a partir do terceiro mês. No diagrama (b), nota-se que a resposta do crédito com relação ao aumento da inadimplência.após um aumento inicial, o crédito diminui, estabilizando-se a partir do quarto mês. 5Considerações Preliminares Ao se investigar a relação de cointegração entre o desvio da Inflação da meta, o Ibovespa, a variação em pontos percentuais da Selic, a participação do crédito em recursos livres no PIB e a taxa de câmbio nominal, não foram encontradas evidências de que houvesse uma relação de longo prazo entre as variáveis. As relações de causalidade, no sentido de precedência, foram avaliadas pela aplicação do teste de causalidade de Granger. Em conformidade com a teoria, as evidências sugerem bicausalidade entre a Inadimplência e a Ibovespa, e entre a Inadimplência e a participação do crédito bancário em recursos livres no PIB. Teoricamente, um aumento da Selic reduziria a predisposição dos bancos ao risco, mas os resultados encontrados não indicam que a Selic causa o crédito. Recomenda-se a troca da variável proxy para a preferência por liquidez dos bancos crédito com relação ao PIB por uma que descreva de forma mais direta a participação dos ativos líquidos no ativo bancário. Adicionalmente, avaliou-se a resposta da inadimplência com relação a uma inovação no crédito, onde foi observado que a inadimplência aumenta após um período de aumento no crédito; inversamente, a resposta do crédito à inadimplência é, depois de um período reduzido de elevação, de redução. Referências Bibliográficas

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19 19 Anexo Tabela 4: Teste de Causalidade de Granger Hipótese Nula Obs Estat. F p-valor Ibovespa não causadesvio da Meta Desvio Inf da Meta não causa Ibovespa Selic não causa Desvio Inf da Meta Desvio Inf da Meta não causa Selic Crédito/PIB não causa Desvio Inf da Meta Desvio Inf da Meta não causa Crédito/PIB Taxa de Câmbio não causa Desvio Inf da Meta E-07 Desvio da Meta não causa Taxa de Câmbio Inadimplência não causa Desvio Inf da Meta Desvio Inf da Meta não causa Inadimplência Selic não causa Ibovespa Ibovespa não causa Selic Crédito/PIB não causa Ibovespa Ibovespa não causa Crédito/PIB Taxa de Câmbio não causa Ibovespa Ibovespa não causa Taxa de Câmbio Inadimplência não causa Ibovespa Ibovespa não causa Inadimplência Crédito/PIB não causa Selic Selic não causa Crédito/PIB Taxa de Câmbio não causa Selic Selic não causa Taxa de Câmbio Inadimplência não causa Selic Selic não causa Inadimplência Taxa de Câmbio não causa Crédito/PIB Crédito/PIB não causa Taxa de Câmbio Inadimplência não causa Crédito/PIB Crédito/PIB não causa Inadimplência E-05 Inadimplência não causa Taxa de Câmbio Taxa de Câmbio não causa Inadimplência Nota: Elaboração própria, utilizando o software Eviews 7.1. Amostra: junho de 2000 a outubro de Defasagens: 2