FLUXO INTERNACIONAL DE BENS E DE CAPITAL DURANTE O 1 NOVÊNIO DO PLANO REAL: UMA ANÁLISE ECONOMÉTRICA NO PERÍODO DE 1994 A 2002.

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1 FLUXO INTERNACIONAL DE BENS E DE CAPITAL DURANTE O 1 NOVÊNIO DO PLANO REAL: UMA ANÁLISE ECONOMÉTRICA NO PERÍODO DE 1994 A INTERNATIONAL FLOW OF ASSETS AND CAPITAL DURING THE FIRST NINE YEARS OF THE PLANO REAL : AN ECONOMETRIC ANALISYS FROM 1994 TO Resumo Giovani Angelo Soares Pinto 1 O principal objetivo deste artigo é provar que o resultado do fluxo internacional de bens foi consideravelmente similar ao resultado do fluxo internacional de capitais durante o 1 novênio do Plano Real, conforme é anunciado na identidade da conta de renda nacional que define o mesmo resultado da balança comercial para o montante líquido de capital enviado para o exterior em determinado período. Este estudo é baseado em uma metodologia própria que consiste em verificar se os resultados das Exportações Líquidas possuem trajetória compatível com os resultados das diferenças entre as variáveis Poupança (P) e Investimento (I), utilizando-se de técnicas econométricas. Os resultados demonstraram que o objetivo deste estudo foi alcançado. Palavras-chave: Plano Real; Balança Comercial; Fluxo Internacional de Bens e Capital. 1 Graduado e mestre em Economia. Professor da Universidade Estadual de Minas Gerais (Câmpus de Passos). Endereço: Rua Ouro Preto, 382 apt Bairro: Centro. Cidade: Passos, M.G. CEP: giangelosp@hotmail.com Veredas Favip ano 12 volume 9 número

2 Abstract The main objective of this paper is to check if the result of the international flow of assets was substantially similar to the result of the international capital flow during the 1 st nine-year period of the Real Plan, as it is announced on the identity of the account of national income that defines the same result trade balance for the net amount of capital sent abroad at any given time. This study is based on an own methodology that is to verify if the results of Net Exports have consistent trajectory with the results of the differences between the variables Savings (P) and investment (I), using econometric techniques. The results showed that the objective was achieved. Keywords: Real Plan; Balance of Trade; International Flow of Goods and Capital. 1 Introdução O governo FHC representou um marco no cenário político nacional em se tratando da forma de conduzir economicamente o país. O êxito na contenção da inflação por meio do Plano Real, a adoção da valorização cambial e a manutenção de altas taxas de juros; juntamente com a promoção da abertura econômica e o baixo crescimento econômico somado às altas taxas de desemprego foram as principais características desse governo. O Plano Real foi um pacote de medidas adotado em 1994 que pretendia estabilizar a economia brasileira. Segundo Gomes (2014), a criação do Plano Real foi inspirada nos estudos de André Lara Resende e Pérsio Arida (Proposta Larida), publicados em 1984, que demonstrava ser imprescindível a existência simultânea de duas moedas; uma contagiada pela inflação e a outra resguardada e valorizada, na qual ocorresse a mudança gradual de moeda pelos agentes econômicos até a ocasião em que a confiança na nova moeda fosse consolidada. A política cambial teve importante função no processo de estabilização econômica. No momento em que foi implementado o Plano Real até o início de 1995, constatou-se uma considerável valorização cambial e uma abertura econômica mais abrangente, deixando a produção doméstica mais exposta à oferta de bens e serviços de origem estrangeira, o que colaborou para o controle da inflação (SCHWARZBACH, 2008). Em relação à abertura econômica promovida neste período, tal processo foi Veredas Favip ano 12 volume 9 número

3 impulsionado principalmente pelas privatizações e incentivos à captação de recursos oriundos do exterior. Após 1994, ocorreram desvalorizações cambiais graduais que visaram equilibrar as contas externas, que foram prejudicadas pela valorização cambial. No início de 1999, o governo implantou o regime de câmbio flutuante, que depreciou imediatamente a taxa de câmbio, mas que superficialmente foi estabilizada em período posterior. Por fim, com a eleição presidencial de 2002 e suas incertezas, o câmbio sofre uma desvalorização momentânea. O maior choque do regime cambial implantado em 1994 foi sobre as contas externas. A Balança Comercial passou a apresentar resultados deficitários consecutivos, o que dificultou a absorção dos produtos nacionais pelo mercado internacional. Como a Balança de Serviços também obteve resultados deficitários, o governo foi pressionado a criar mecanismos para atrair capitais que financiassem tais déficits. Os mecanismos de atração de capitais foram baseados no aumento das taxas de juros, que causaram forte impacto sobre o Produto Interno Bruto. Porém, esses mesmos mecanismos garantiram um relevante fluxo de financiamento externo que conteve as forças inflacionárias, mesmo após as desvalorizações cambiais ocorridas a partir de É esse o cenário deste estudo sobre a identidade macroeconômica P I = BC que demonstra de forma efetiva a relação entre tais fluxos com a Balança Comercial no período de 1994 a Na segunda seção será apresentada uma abordagem teórica sobre tal identidade macroeconômica. Na terceira seção, a metodologia (baseada em técnicas econométricas) utilizada neste estudo será demonstrada e aplicada. Na quarta seção, serão apresentados os resultados da influência da poupança e do investimento sobre a balança comercial (e se tais resultados são válidos estatisticamente) nesse período. Na quinta seção será analisado se os resultados das variáveis dessa identidade não contrapuseram a realidade do período em questão, e também será investigado de que modo os aspectos das políticas econômicas adotadas nesse período levaram aos resultados encontrados na terceira seção. A sexta seção refere-se às considerações finais deste artigo. Veredas Favip ano 12 volume 9 número

4 2 Abordagem Teórica Para analisar a relação entre o fluxo internacional de capital e a balança comercial, é necessário observar a identidade da conta de renda nacional por meio da poupança e investimento. De acordo com a identidade: Y = C + I + G + BC; Onde, Y: Renda Agregada; C: Consumo Agregado; I: Investimento Agregado; G: Gastos do Governo; BC: Exportações Líquidas (Balança Comercial). Considere Y C G como a poupança nacional P, que é a soma da poupança privada (Y T C) com a poupança pública (T G), sendo T a representação dos tributos. Então, P = I + BC; Tal equação pode ser reescrita como: P I = BC. Esse modo da identidade da conta da renda nacional demonstra que as exportações líquidas (também conhecida como balança comercial) de um país sempre se iguala à diferença entre sua poupança e seu investimento agregado 2. Tal diferença pode ser chamada de fluxo líquido de capital para o exterior. A lógica implícita nessa identidade é a seguinte: Se a balança comercial é superavitária, é porque o país exporta mais que importa. Sendo assim, este país empresta tal superávit para estrangeiros e acumula uma determinada poupança que se torna superior ao seu investimento. No caso da balança comercial ser deficitária, é 2 Tal identidade macroeconômica refere-se a um axioma cujo fundamento teórico está totalmente consolidado nas Ciências Econômicas; e não a uma conjectura defendida por um ou algum grupo de economistas. Veredas Favip ano 12 volume 9 número

5 porque o país importou mais que exportou, e vai tomar empréstimos no exterior para financiar este déficit na forma de investimento, cujo montante será superior à sua poupança (MANKIW, 2011). A base teórica dessa identidade macroeconômica também pode ser encontrada em qualquer livro prestigiado de macroeconomia, como em Blanchard (2007) ou em Dornbusch, Fischer e Startz (2013). 3 - Metodologia A metodologia desta pesquisa possui caráter quantitativo e consiste em testar as seguintes hipóteses: H0: P I = BC; ou seja, as dinâmicas dos fluxos internacionais de bens e de capitais foram similares no 1 novênio do governo FHC. H1: P I BC; ou seja, as dinâmicas dos fluxos internacionais de bens e de capitais não foram similares no 1 novênio do governo FHC. Para realizar tal teste, é necessário regredir as três variáveis da equação em questão e analisar se os resultados dos coeficientes encontrados fazem com que os valores das variáveis se encaixem de acordo com a estrutura da equação. Como a identidade P I = BC possui a forma de uma subtração, a hipótese nula (H0) só será aceita quando as três variáveis se comportarem na regressão da seguinte forma: a variável dependente se comportando como a diferença das outras variáveis, o estimador da variável se comportando como minuendo e sempre sendo igual a 1 (β1 = 1), e o estimador da variável se comportando como subtraendo e sempre sendo igual a -1 (β2 = 1). Mas antes disso, deve-se verificar se há estacionariedade (que será melhor explicada na seção 3.2) entre essas variáveis para que assim tal regressão possa ser realizada. Deve-se também ajustar adequadamente os dados coletados para que eles possam ser utilizados de modo correto Coleta e ajustamento dos dados Todos os dados utilizados neste artigo de maneira integral ou ajustada, foram extraídos do site do Ipeadata. Os dados referentes à Poupança Nacional Bruta foram utilizados da mesma forma como foram coletados, ou seja, sem ajustamento. Veredas Favip ano 12 volume 9 número

6 Os dados referentes ao Investimento Agregado foram ajustados da seguinte forma: foi coletado a taxa anual de investimento a preços correntes, sendo que esta taxa está expressa como parcela do PIB em termos percentuais. Assim foi necessário coletar também o resultado anual do PIB em termos absolutos. Os valores do Investimento Agregado foram obtidos por meio da multiplicação entre as taxa anuais de investimento e os resultados anuais do PIB. A tabela abaixo demonstra claramente tal manipulação: Tabela 1: Taxa de Investimentos, PIB e Investimento Agregado de 1994 a Ano Taxa de Investimentos Investimento Agregado PIB (R$ milhões) Preços correntes (% PIB) (R$ milhões) , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , ,0258 Fonte: Ipeadata. Em relação aos dados referentes à Balança Comercial, esses dados foram coletados com periodicidade mensal, mas foram tratados de modo que os valores fossem somados e assim transformados em dados anuais. Entretanto, os resultados da Balança Comercial são expressos em dólares no site do Ipeadata, enquanto os valores do PIB e da Poupança Nacional Bruta são expressos em reais. Para resolver este impasse, será utilizada a taxa média anual de câmbio comercial para venda com o intuito de converter em reais os resultados da Balança Comercial (multiplicando os valores desta taxa pelos resultados anuais da Balança Comercial), conforme pode ser verificado na tabela abaixo: Veredas Favip ano 12 volume 9 número

7 Tabela 2: Balança Comercial e Taxa Média de Câmbio de 1994 a Ano Balança Comercial (US$ milhões) Taxa média de câmbio comercial para venda (R$/US$) Balança Comercial (R$ milhões) , , , , , , , , , , , , , , , , , ,9076 Fonte: Ipeadata. A próxima tabela apresenta os dados finais que serão utilizados nas variáveis do modelo econométrico proposto neste artigo. Dessa forma é finalizada a coleta e ajustamento dos dados. Tabela 3: Balança Comercial, Poupança Nacional Bruta e Investimento Agregado de 1994 a 2002 Ano Balança Comercial Poupança Nacional Investimento Agregado (R$ milhões) Bruta (R$ milhões) (R$ milhões) , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , ,0258 Fonte: Ipeadata Testes para detecção de estacionariedade Como os dados analisados são do tipo série temporal, deve-se examinar se tais dados seguem um processo estocástico estacionário, pois isso é uma condição necessária quando lidamos com esse tipo de dado. Para verificar se as variáveis presentes nesse modelo econométrico são estacionárias foram realizados testes de Veredas Favip ano 12 volume 9 número

8 raiz unitária. A tabela 4 apresenta os resultados do teste Dickey-Fuller Aumentado (GUJARATI, 2000). A hipótese nula de que a série é não estacionária (existe raiz unitária) foi aceita para todas as variáveis do modelo ao nível usual de significância de 10%. Tabela 4: Teste Dickey-Fuller Aumentado (ADF) Variável Defasagens Estatística tau p-valor BC 1 2, P 1 1, ,9989 I 1 0, ,9868 Elaborado pelo autor com a ajuda do software Gretl Equação do teste para todas as variáveis: com constante e sem tendência. Em uma primeira análise, pode se chegar à conclusão de que tais dados não são apropriados para uma análise econométrica pelo fato de serem não estacionários. Mas pode ser que a combinação linear (BCt α β1pt β2it) seja estacionária tornando esses dados propícios para a análise econométrica, ou seja, pode ser que essas variáveis sejam cointegradas. Para verificar essa possibilidade, foi realizado o teste de Engle-Granger Aumentado (GUJARATI, 2000). O resultado da estatística tau foi de -3,04728 e o p-valor foi 0,2229 (este teste foi baseado na regressão por MQO apresentada na seção posterior). A hipótese nula de que tal combinação linear é não estacionária também é aceita ao nível usual de significância de 10%. Porém, é observado que o resultado do p-valor se encontra perto da fronteira do nível de significância de 10%. Considerando que este teste (que é baseado no teste Dickey- Fuller Aumentado) tende a aceitar a hipótese nula quando ela é falsa (GUJARATI, 2000), é aceitável que as variáveis em questão sejam tratadas como cointegradas. Mas para afirmar esta conclusão com mais certeza, é necessário testar mais uma vez a condição de estacionariedade da combinação linear (BCt α β1pt β2it). Dessa forma, foi realizado o teste de Johansen (KIM; MADDALA, 1998) na qual seus resultados são apresentados na tabela abaixo: Veredas Favip ano 12 volume 9 número

9 Tabela 5: Teste de Cointegração pelo Método Johansen Ordem Autovalor Teste traço p-valor Teste λ-max p-valor 0 0, ,691 0, ,099 0, , ,592 0, ,516 0, , ,077 0, ,077 0,0015 Elaborado pelo autor com a ajuda do software Gretl Modelo com constante sem restrições de 3 equações e 1 defasagem. Como pode ser observado, todos os testes traço e dois dos três testes λ-max rejeitaram a hipótese nula de que o menor autovalor é zero ao nível de significância de 1% (em um dos testes λ-max tal hipótese nula é rejeitada ao nível de significância de 10%), ou seja, pode-se afirmar que a hipótese da combinação linear (BCt α β1pt β2it) ser estacionária é aceita com alta significância estatística. Assim, torna-se possível o uso desses dados na análise econométrica proposta neste artigo. 4 - Resultados da Pesquisa Procedimentos, resultados e análise do modelo econométrico Como já foi dito, o objetivo deste artigo é verificar se teoricamente a identidade P I = BC foi aplicada de maneira satisfatória ao caso brasileiro durante o 1 novênio do Plano Real ( ). Para obter tal verificação, será estimado pelo método de mínimos quadrados ordinários (MQO) o seguinte modelo econométrico: BC t = α +β 1 P t +β 2 I t + u t ; Onde, BC t : Balança Comercial no Período t; P t : Poupança Nacional Bruta no Período t; I t : Investimento Agregado no Período t; u t : Resíduo no Período t (Termo de Erro); α: Termo Constante; β 1 e β 2 : Estimadores de seus Respectivos Regressores. Veredas Favip ano 12 volume 9 número

10 Apesar desses dados serem do tipo série temporal, a escolha desse método ocorreu porque o modelo econométrico foi baseado na identidade macroeconômica P I = BC e de acordo com seu embasamento teórico, a variável BC t é explicada apenas por seus regressores S t e I t e não pelos resultados passados de si própria. A tabela abaixo apresenta os resultados e estimativas desse modelo: Tabela 6: Estimativas da Regressão por MQO (Variável Dependente: BC) Coeficiente Erro Padrão razão-t p-valor constante ,7 7315,9-3,5339 0,01231 P 1, , ,3828 0,00169 I -0, , ,4524 0,00432 Média var. dependente 2676,000 D.P. var. dependente 14353,16 Soma resíd. quadrados 2,15e+08 E.P. da regressão 5989,595 R-quadrado 0, R-quadrado ajustado 0, F(2, 6) 19,96997 P-valor(F) 0, Log da verossimilhança -89,22587 Critério de Akaike 184,4517 Critério de Schwarz 185,0434 Critério Hannan-Quinn 183,1749 rô -0, Durbin-Watson 2, Elaborado pelo autor com a ajuda do software Gretl As observações se referem ao período (nº observações = 9). Agora é necessário verificar a validade de tais estimativas. Foi testado pelo método de White (GUJARATI, 2000) se essas estimativas apresentam o problema da heteroscedasticidade (testes como o de Breusch-Pagan-Godfrey não são possíveis de serem utilizados nessa situação porque eles são para grandes amostras, o que não é o caso). O resultado da estatística LM (Qui-quadrado(5)) foi 7,96801 com p-valor igual à 0, A hipótese nula de ausência de heteroscedasticidade foi rejeitada ao nível usual de significância de 10% (apesar desse resultado se encontrar bem perto dessa fronteira dos 10%). De fato, esses estimadores apresentam resquícios de heteroscedasticidade. Para resolver este problema, a estimação dos parâmetros foi realizada pelo método dos mínimos quadrados generalizados (MQG) na qual a heteroscedasticidade é corrigida conforme White (GUJARATI, 2000). A tabela abaixo apresenta os resultados e estimativas desse modelo pelo método MQG: Veredas Favip ano 12 volume 9 número

11 Tabela 7: Estimativas da Regressão por MQG (Variável Dependente: BC) Coeficiente Erro Padrão razão-t p-valor constante ,1 6967,13-3,6787 0,01035 P 1, , ,3896 0,00069 I -0, , ,1769 0,00206 Soma resíd. quadrados 15,81938 E.P. da regressão 1, R-quadrado 0, R-quadrado ajustado 0, F(2, 6) 25,47533 P-valor(F) 0, Log da verossimilhança -15,30850 Critério de Akaike 36,61700 Critério de Schwarz 37,20867 Critério Hannan-Quinn 35,34017 rô -0, Durbin-Watson 2, Elaborado pelo autor com a ajuda do software Gretl As observações se referem ao período (nº observações = 9). As estimativas apresentadas na tabela acima são melhores que as estimativas obtidas na regressão por MQO. Ao analisar informações como os critérios de Schwarz, Akaike e Hannan-Quinn é observado que os valores desses critérios são consideravelmente menores na regressão por MQG em comparação às estimativas obtidas pelo método MQO. O R-quadrado da regressão por MQG é superior ao R- quadrado da regressão por MQO. Também é observado que o p-valor da estatística F da regressão por MQG é praticamente a metade do p-valor da estatística F da regressão por MQO, demonstrando que a regressão por MQG possui nível de significância global bem maior que o nível de significância da regressão por MQO. Nas duas regressões, o termo constante é estatisticamente significante ao nível de significância de 2% (provando que a estrutura do modelo econométrico com termo constante é melhor especificado nesse caso) e os coeficientes β1 e β2 são estatisticamente significantes ao nível de significância de 1%. As estimativas obtidas por MQG foram as eleitas para serem utilizadas neste artigo. Sendo assim, conclui-se que durante o período de 1994 a 2002, um aumento de R$ 1,10 na Poupança Nacional Bruta provocava em média um aumento de R$ 1,00 no resultado da Balança Comercial; e uma redução de R$ 0,73 no Investimento Agregado provocava em média um aumento de R$ 1,00 no resultado da Balança Comercial Testando a aplicação da teoria na prática Veredas Favip ano 12 volume 9 número

12 O teste da aplicação da identidade macroeconômica P I = BC no 1 novênio do Plano Real é o principal objetivo deste artigo. Será provado que tal identidade se aplicou satisfatoriamente à realidade durante o período de 1994 a 2002, se as hipóteses de que β1 = 1 e β2 = 1 forem aceitas como estatisticamente significativas. Caso contrário, tal teoria macroeconômica não se ajustou bem àquela realidade. Eis o teste: Para β 1 Hipótese nula: β 1 = 1. t = (1, )/0, = 0,5989 valor crítico: t 0,05;6 = 1,943 Como t < t 0,05;6 A hipótese nula (β 1 = 1) é aceita. Para β 2 Hipótese nula: β 2 = 1. t = [-0, (-1)]/0, = 1,8826 valor crítico: t 0,05;6 = 1,943 Como t < t 0,05;6 A hipótese nula (β 2 = 1) é aceita. 5 - Discussão O teste realizado na seção anterior demonstrou que β1 = 1 e β2 = 1 ao nível de significância de 5%, ou seja, a hipótese nula (H0) desta pesquisa foi aceita. Isso prova que a teoria que dá embasamento para a identidade macroeconômica P I = BC se aplicou de maneira satisfatória à realidade brasileira durante o período de 1994 a Ao observar os resultados da seção anterior, se chega à conclusão que o impacto positivo da Poupança Nacional Bruta obteve maior influência sobre os déficits da Balança Comercial que o impacto negativo do Investimento Agregado ( 1,10 > -0,73 ). As políticas econômicas implementadas durante o período em questão podem explicar analiticamente tais resultados. Em relação à Poupança Nacional Bruta, é possível verificar que houve expressivos incentivos à captação de poupança externa (que compõe a Poupança Veredas Favip ano 12 volume 9 número

13 Nacional Bruta). As altas taxas de juros e a valorização cambial vigentes no período de 1994 a 2002 proporcionaram ótimos rendimentos aos especuladores estrangeiros, o que promoveu uma grande acumulação de recursos direcionados à poupança externa (CASA, 2008). Considerando que de acordo com a identidade macroeconômica em questão os resultados negativos da Balança Comercial se igualam com a totalidade dos capitais oriundos do mercado internacional em determinado período, a expressiva magnitude de β1 (estimador da Poupança Nacional Bruta) é satisfatoriamente explicada. Em relação ao Investimento Agregado, seu menor impacto sobre a Balança Comercial pode ser explicado pelas baixas taxas de investimento no período de 1994 a As altas taxas de juros adotadas nesse período elevaram os custos de investimento e a severa recessão econômica juntamente com a valorização cambial que marcaram esse novênio extinguiu uma parcela considerável da Demanda Agregada, o que deprimiu a quantidade de investimentos. Outro aspecto deve ser destacado: a legislação regulatória implantada nesse período gerou incerteza nos investidores, contribuindo ainda mais para reduzir a taxa de investimentos. Com esses resultados, fica evidente que a entrada de capitais externos no Brasil durante esse novênio ocorreu devido a intenção dos especuladores de lucrar no mercado financeiro com as altas taxas de juros praticadas internamente, e não com o objetivo de investir diretamente na economia brasileira. 6 - Conclusão Este estudo pretendeu verificar a aplicação da teoria que explica a identidade P I = BC na realidade brasileira durante o período de 1994 a Para isso, foi realizada uma análise econométrica utilizando as três variáveis presentes nessa identidade macroeconômica. Apesar dessas três variáveis representarem individualmente séries temporais não estacionárias, elas demonstraram ser cointegradas; o que viabilizou a conclusão deste estudo. O método de regressão utilizado para determinar os coeficientes da identidade macroeconômica em questão foi o método dos mínimos quadrados generalizados (MQG). Para este estudo, esse método se mostrou mais adequado que o método dos mínimos quadrados ordinários (MQO), pois apresentou melhores estimativas. Os resultados dessa análise econométrica provaram que o resultado do fluxo internacional de bens foi consideravelmente similar ao resultado do fluxo de capitais Veredas Favip ano 12 volume 9 número

14 recebidos do exterior durante o 1 novênio do Plano Real. Isso torna-se evidente com a apresentação dos resultados β1 = 1 e β2 = 1 que, ao serem testados, se mostraram ser estatisticamente significativos. Além disso, foi observado que a Poupança Nacional Bruta influenciou mais a Balança Comercial que o Investimento Agregado no período em questão, demonstrando que os investimentos estrangeiros focaram mais o mercado financeiro e menos o setor produtivo. 7 - Referências Bibliográficas BLANCHARD, O. Macroeconomia. São Paulo: Pearson Prentice Hall, 4ª ed., CASA, C. A. L. Dívida Interna, Inflação e Desinflação ( ): o Financiamento do Estado Brasileiro sob a Perspectiva da Vulnerabilidade Externa e da Preferência pela Liquidez do Mercado de Títulos Públicos. Finanças Públicas XIII Prêmio Tesouro Nacional, DORNBUSCH, R.; FISCHER, S; STARTZ, F. Macroeconomia. Porto Alegre: McGraw- Hill Education, 11ª ed., GOMES, F. G. 2014: vinte anos do Plano Real. Cadaminuto (portal eletrônico), Maceió, Conferir em GUJARATI, D. N. Econometria Básica. São Paulo: Pearson Makron Books, 3ª ed., IPEADATA. Base de dados. Disponível em: < KIM, I. e MADDALA, G.S., Unit Roots, Cointegration, and Structural Change. Themes in Modern Econometrics. USA: Cambridge University Pres, MANKIW, N. G. Macroeconomia. Rio de Janeiro: Editora LTC, 7ª ed., SCHWARZBACH, E. P. Dívida Pública Interna: Uma Análise Crítica do seu Comportamento no Brasil, após o Plano Real. Universidade Federal do Rio Grande do Sul, Veredas Favip ano 12 volume 9 número