UNIVERSIDADE FEDERAL DO CEARÁ - UFC CURSO DE PÓS-GRADAÇÃO EM ECONOMIA CAEN DÍVIDA PÚBLICA BRASILEIRA E SEU MECANISMO DE CONTÁGIO: UMA ANÁLISE EMPÍRICA

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1 UNIVERSIDADE FEDERAL DO CEARÁ - UFC CURSO DE PÓS-GRADAÇÃO EM ECONOMIA CAEN DÍVIDA PÚBLICA BRASILEIRA E SEU MECANISMO DE CONTÁGIO: UMA ANÁLISE EMPÍRICA ANTÔNIO GERMANO DOS SANTOS JÚNIOR FORTALEZA CEARÁ 2005

2 Anônio Germano dos Sanos Júnior DÍVIDA PÚBLICA BRASILEIRA E SEU MECANISMO DE CONTÁGIO: UMA ANÁLISE EMPÍRICA Disseração de Mesrado apresenada ao Curso de Pós-Graduação em Economia da Universidade Federal do Ceará CAEN/UFC, como requisio parcial para obenção do íulo de Mesre. Área de concenração: Teoria Econômica Orienador: Prof. Dr. Emerson Luís Lemos Marinho Foraleza Ceará 2005

3 Sanos Júnior, Anônio Germano Dívida Pública Brasileira e seu Mecanismo de Conágio: uma Análise Empírica / Anônio Germano dos Sanos Júnior. Foraleza, f. Disseração (mesrado). Universidade Federal do Ceará CAEN Curso de Pós-Graduação em economia. 2. Macroeconomia I. Tíulo CDD 332.1

4 II ANTÔNIO GERMANO DOS SANTOS JÚNIOR Dívida Pública Brasileira e seu Mecanismo de Conágio: Uma Análise Empírica Disseração submeida em 02/12/2005 como requisio parcial para a obenção do grau de Mesre no Curso de Pós- Graduação em Economia, área de concenração em Teoria Econômica, da Universidade Federa do Ceará CAEN. BANCA EXAMINADORA Prof. Dr. Emerson Luis Lemos Marinho (Orienador) Universidade Federal do Ceará Prof. PhD. Luiz Ivan de Melo Caselar Universidade Federal do Ceará Prof. Dr. Ângelo José Mon Alverne Duare Banco Cenral do Brasil

5 III AGRADECIMENTOS Em primeiro lugar agradeço a Deus por esar sempre ao meu lado, e por er sido companheiro presene em odos os momenos de minha vida. Aos meus pais, Germano e Leila, pelo exemplo de vida e pela educação que sempre me proporcionaram além dos incansáveis esímulos em direção a mais esa conquisa. À minha irmã, Tauana, por sempre me incenivar e ajudar. E para oda minha família que direa ou indireamene conribuíram com esa eapa. Em especial à Danielle, por sempre acrediar em meu poencial e que na maioria das vezes disane eve o árduo dever de me escuar, incenivar e fazer com que eu nunca deixasse de acrediar em meus objeivos. Aos amigos que fiz em Foraleza e a odos os colegas, professores e funcionários do CAEN com os quais convivi durane o curso. Aos amigos Gilvan Cândido, José Cruz, Luiz Albero, Luiz Oávio e Rafaela Guidi por odo apoio e consideração. À Uilson Melo por me mosrar a imporância do aperfeiçoameno acadêmico, além de oda sua colaboração para que eu pudesse realizar ese curso. Ao meu orienador acadêmico, Prof. Emerson Marinho, por odo esforço e dedicação durane a realização desa disseração. Agradeço ambém os membros da banca examinadora, Prof. Ivan Caselar e Prof. Ângelo Mon Alverne por odas suas conribuições. Ao Banco do Brasil, Insiuição da qual enho enorme orgulho em fazer pare, que conribuiu como parocinador da minha formação acadêmica, em especial a odos os funcionários da Gerência de Assessorameno Econômico vinculados a Direoria Esraégia e Organização.

6 IV RESUMO Desde o início do Plano Real, em julho de 1994, a razão Dívida Líquida do Seor Público sobre o Produo Inerno Bruo eve expansão veriginosa ao sair de um paamar de cerca de 30%, no início do período, para monane superior a 57% no final de 2002, quando, a parir de enão, reomou rajeória decrescene. Há de se salienar que no período enre o país aravessou algumas crises ano no ambiene inerno quano exerno o que conribuiu para o agravameno desa variável. O objeivo dese rabalho é analisar o comporameno desa relação, considerada um dos principais indicadores de solvência ineremporal de um país. Para ano, ese esudo esá dividido em rês sub-análises diferenes. A primeira visa à modelagem da dívida por meio da meodologia dos mínimos quadrados ordinários. A análise seguine é volada para a demonsração do mecanismo de conágio da dívida pública sob a visão de veores auoregressivos. E, na úlima, desenvolve-se um modelo de dinâmica da dívida por meio de equações diferenciais de onde se obêm, ainda, a condição de solvência de um país. A parir diso, vários exercícios de rajeória desa variável são realizados. Para a amosra disponível, e considerando as rês diferenes análises, os resulados corroboram a eoria apresenada. Desa forma, evidencia-se que o esudo do comporameno da dívida pública orna-se indispensável para o melhor enendimeno de algumas políicas econômicas uilizadas aé enão no Brasil.

7 V ABSTRACT Since he beginning of he Real Plan, in July 1994, he raio Public Deb/GDP had a veriginous increase going from a level around 30% in he begin of he period o an amoun above 57% a he end of From his momen onwards he raio resared a new decreasing pah. During his period, Brazil has gone hrough some crisis in he inernal field as well as in he exernal one which conribued o he aggravaion of his relaion. The goal of his work is o analyze he behavior of his relaionship, which is considered one of he mos imporan indices of a counry s solvency during a period of ime. So, his research is divided ino hree differen sub-analyses. The firs aims o model he deb in he shor erm hrough he mehodology of he minimum ordinary squares. The following analysis demonsraes he mechanism of infecion of he public deb under he vision of vecor auoregressions. And in he las one a model of deb dynamic is developed using difference equaions from which he condiion of solvency of a counry can be obained. From his poin, several exercises of his variable pah are esed. For he available sample and considering he hree differen analysis, he oucomes corroborae he presened heory. In such case, i is clear ha he behavior s sudy of he public deb is essenial for a beer undersanding of some economic policies applied so far in Brazil.

8 VI SUMÁRIO 1. INTRODUÇÃO TRAJETÓRIA DE ENDIVIDAMENTO BRASILEIRO NO PERÍODO PÓS-REAL REVISÃO DE LITERATURA O COMPORTAMENTO DAS VARIÁVEIS QUE INFLUENCIAM A DÍVIDA DINÂMICA DA DÍVIDA E SOLVÊNCIA DE UMA ECONOMIA DADOS AMOSTRAIS MODELO ECONOMÉTRICO PARA A DÍVIDA LÍQUIDA DO SETOR PÚBLICO TESTE DA RAIZ UNITÁRIA TESTE DE COINTEGRAÇÃO ESTIMAÇÃO DO MODELO ANÁLISE DO MECANISMO DE CONTÁGIO DA DÍVIDA VETORES AUTO-REGRESSIVOS FUNÇÕES IMPULSO RESPOSTA DECOMPOSIÇÃO DA VARIÂNCIA DOS ERROS DE PREVISÃO CAUSALIDADE NO SENTIDO DE GRANGER RESULTADOS EMPÍRICOS FUNÇÕES IMPULSO RESPOSTA DECOMPOSIÇÃO DA VARIÂNCIA DO ERRO DE PREVISÃO...70

9 VII CAUSALIDADE DE GRANGER DINÂMICA DA DÍVIDA CONCLUSÃO REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS...92

10 VIII Lisa de Gráficos, Tabelas e Figuras Gráfico 1: Tabela 1: Gráfico 2: Gráfico 3: Figura 1: Gráfico 4: Figura 2: Tabela 2: Tabela 3: Tabela 4: Tabela 5: Tabela 6: Tabela 7: Superávi primário como proporção do PIB...8 Paricipação dos íulos públicos federais por indexador...10 Evolução da relação DLSP/PIB...13 Risco país...20 Mecanismo de conágio da dívida pública...21 Tíulos Cambiais x Taxa de Câmbio x Risco País...22 Equilíbrios múliplos enre axa de juros e risco país...25 Tese Aumenado de Dickey Fuller...42 Tese de Johansen...47 Tese de Hausman...48 Esimação da equação (1) por MQ2E...50 Tese de heerocedasicidade de Whie...51 Esimação da equação (1) por MQGF...53 Tabela 8: Tese Aumenado de Dickey Fuller...65 Tabela 9: Figura 3: Figura 3.a: Figura 3.b: Figura 3.c: Figura 3.d: Tese de Johansen...66 Resposa das variáveis a um choque no Risco...67 Resposa do Risco a um choque no Risco...67 Resposa do Câmbio a um choque no Risco...67 Resposa do Juros a um choque no Risco...67 Resposa da DLSP a um choque no Risco...67

11 IX Tabela 10: Tabela 11: Tabela 12: Decomposição da Variância da Dívida...70 Causalidade no Senido de Granger...72 Valores calculados para soluções Backward e Forward da dívida...81 Gráfico 5: Gráfico 6: Tabela 13: Tabela 14: Tabela 15: Gráfico 7: Solução Backward Looking da dívida...82 Solução Forward Looking da dívida...82 Índice de Solvência para o Brasil...85 Indicador de Solvência da dívida de Blanchard...85 Indicadores do cenário básico...87 Comparaivo da rajeória da dívida ex ane e solução forward...87

12 1. INTRODUÇÃO Após a esabilidade moneária ocorrida com a implemenação do Plano Real (julho de 1994), o Brasil defronou-se com diversos problemas econômicos, ano no ambiene exerno quano no inerno. Tais dificuldades resringiram a capacidade de crescimeno susenado da economia brasileira ensejando uma rajeória do ipo sop and go. Segundo Rodrik (2003), para que um país consiga alavancar crescimeno no curo prazo é preciso que se criem condições necessárias para receber invesimenos e que eses sejam aplicados de forma eficiene. Já no médio e longo prazo é necessária a consrução de insiuições como esraégia susenável de crescimeno. A chave para iso ocorrer é o desenvolvimeno de insiuições com o inuio de maner o dinamismo produivo com capacidade de gerar poder de recuperação frene a choques na economia ano inernos quano exernos. No ambiene inernacional, as sucessivas crises cambiais (México 1994, Sudese Asiáico 1997, Rússia 1998 e Argenina 2000) aliadas aos aaques errorisas de 11 de seembro de 2001 nos Esados Unidos impacaram de forma adversa a economia brasileira exacerbando suas vulnerabilidades. No fron inerno, após a desvalorização cambial de 1999, o Brasil alerou seu regime de câmbio, abandonando as bandas cambiais e adoando a livre fluuação. Essa aleração implicou a necessidade dos gesores de políica macroeconômica em adoar nova âncora nominal para a economia, no caso, o regime de meas para inflação. Ainda no ambiene domésico desaca-se a

13 2 crise energéica ocorrida no primeiro semesre de 2001 e a preocupação com as eleições no segundo semesre de 2002 o efeio Lula. A inegração aos mercados financeiros globais revelara o risco implício desse processo para países em desenvolvimeno, como o Brasil, imporador líquido de poupança exerna. A velocidade e a assimeria dos movimenos de capiais causaram rápida fuga de recursos e conseqüene perda de reservas do país. Nesse conexo, os efeios indesejáveis dos choques econômicos negaivos vêm sendo minimizados via políica moneária resriiva, ou seja, aumeno da axa básica de juros (Selic), principal insrumeno desa políica econômica. Como corolário desse mecanismo, observa-se um conágio no monane da Dívida Líquida do Seor Público (DLSP), a qual era majoriariamene composa por íulos públicos pós-fixados remunerados a axa de juros do mercado e cambiais, sendo ese úlimo mais comum nas épocas de crise. Fischer (1993) revela que para uma amosra composa por países emergenes e subdesenvolvidos os seguines comporamenos empíricos são observados relaivamene ao crescimeno: correlações negaivas com inflação, défici orçamenário do governo e disorção no mercado cambial (exisência de mercado paralelo ). Porano, a quesão fiscal ambém é focal na discussão do crescimeno de países emergenes. Considerando que a relação DLSP como proporção do Produo Inerno Bruo (PIB) é imporane indicador de solvência ineremporal de uma economia, o aumeno significaivo desa variável faz com que em períodos de crise o país enre em um ciclo vicioso, pois a desconfiança dos invesidores faz

14 3 com que eses exijam prêmios crescenes para manerem íulos da dívida pública do país em seu porfólio. Ese rabalho possui rês objeivos cenrais. O primeiro é a esimação de um modelo aravés de méodos economéricos para explicar o comporameno da dívida. Para esa esimação, uiliza-se o méodo dos mínimos quadrados ordinários, onde de acordo com a eoria a ser abordada espera-se que a dívida seja explicada pelo juro real, câmbio real, superávi primário e risco país. O segundo objeivo refere-se à análise do mecanismo de conágio da dívida o qual é desencadeado por um choque na economia, provocado ano por urbulências inernas quano exernas e onde o risco país é a variável propulsora desse mecanismo. Iniciado ese processo, o câmbio nominal é a próxima variável a ser afeada decorrene da desconfiança dos agenes que endem a demandar um aivo mais seguro, o que provoca desvalorização cambial. Por sua vez, o Banco Cenral, para eviar que ese processo ainja ambém os níveis de preços, eleva a axa básica de juros da economia. Com iso, a dívida pública é afeada sensivelmene, uma vez que esa era composa em sua maioria por íulos públicos indexados à axa de juros e à variação cambial sendo que esá úlima ganha peso expressivo em épocas de crise. Para apresenar ese fenômeno da economia brasileira, ese rabalho usará a modelagem de veores auo-regressivos (VAR) por meio de funções impulsoresposa, decomposição da variância e causalidade de Granger. Já o erceiro objeivo dese esudo baseia-se no desenvolvimeno de um modelo de dinâmica da dívida por meio de uma equação diferencial de primeira ordem e, a parir dese, cria-se um indicador de solvência do país onde se faz inferências acerca da economia brasileira. Define-se, ainda, considerando as

15 4 projeções fornecidas pelo sisema de expecaiva de mercado do Banco Cenral, qual o empo necessário para que o Brasil exinga sua dívida. Além disso, realizam-se ambém exercícios para a rajeória da relação DLSP/PIB. Desse modo, ese esudo esá organizado na forma que se segue. O próximo capíulo apresena um breve hisórico sobre a rajeória do endividameno brasileiro no período pós-real. O erceiro capíulo raz a revisão da lieraura relacionada com rabalhos empíricos e eóricos sobre o ema a ser abordado. O quaro capíulo descreve odos os dados amosrais uilizados nese rabalho, bem como suas respecivas fones. O seguine apresena um modelo eórico capaz de explicar quais variáveis influenciam a dívida pública. O sexo capíulo explica o mecanismo de conágio da dívida brasileira a parir de um choque no risco país, além de discuir a meodologia de veores auo-regressivos incluindo as funções de impulso-resposa, decomposição da variância e causalidade no senido de Granger e, por fim, apresena os resulados empíricos da eoria demonsrada ao longo do capíulo. O séimo capíulo apresena um modelo ineremporal para um horizone infinio da dinâmica da dívida, bem como a aplicação de um índice capaz de capar a condição de solvência da economia brasileira, além da consrução de cenário para a rajeória da dívida no país. E, por fim, apresena-se a conclusão.

16 5 2. TRAJETÓRIA DE ENDIVIDAMENTO BRASILEIRO NO PERÍODO PÓS-REAL O enendimeno das causas do crescimeno da dívida pública no período pós-real passa pela análise das mudanças ocorridas nas políicas moneária, fiscal e cambial a parir da implemenação do Plano. No enano, faz-se miser mencionar um breve hisórico sobre o comporameno da economia no período anecedene ao Plano para que se possa enender alguns moivos que levaram ao crescimeno exacerbado da dívida brasileira. No final de 1993, o governo federal anunciou o Programa de Esabilização Econômica, o qual inha como mea pôr fim ao processo de aceleração inflacionária que o país vinha sofrendo desde a década de 80. Para ano foi criado um indexador na economia chamado de Unidade Real de Valor (URV). Segundo Barbosa e Loureiro (2003), ao longo do primeiro semesre de 1994, o governo maneve políica de juros reais elevados no inuio de combaer a inflação numa economia que convivia, simulaneamene, com duas moedas (URV e Cruzeiro Real). A aberura da economia e a políica de juros alos resularam ingresso de capial exerno da ordem de 2% do PIB ao ano no período enre 1992 e 1994, o que, dado o equilíbrio em cona correne, resulou num aumeno das reservas em orno de 2,5% do PIB a.a. no mesmo período 1. Conforme Franco (1995) e Llussá (1998), esse processo eve duas conseqüências: por um lado, o significaivo volume de reservas ornava menos provável uma crise cambial, permiindo, inclusive, que a nova moeda pudesse 1 No conceio de caixa, as reservas aingiram um valor de US$ 40 bilhões em junho de 1994.

17 6 se ancorar no câmbio; e, de ouro, o crescimeno das reservas gerou um processo de eserilização das operações exernas aumenando a dívida pública, que pressionava os juros inernos, aumenava o diferencial de juros e, finalmene, esimulava mais enrada de capial e acumulação de reservas. No enano, o que se noou foi que a fore apreciação nominal do câmbio reduziu drasicamene a compeiividade dos produos exporáveis, diminuindo, ainda, os cusos dos imporáveis. No final de 1994 com a deerioração do saldo comercial e com o ensejo da crise mexicana, observou-se no Brasil uma fuga maciça de capiais. Enre seembro de 1994 e abril de 1995 as reservas inernacionais diminuíram cerca de 26% 2. Aé 1998, a políica moneária foi conduzida no inuio de impedir que possíveis excessos de liquidez pressionassem a demanda agregada e, conseqüenemene, o nível de preços. O principal insrumeno uilizado foi a axa de juro, que permaneceu elevada para coner o nível da aividade econômica nas épocas de maior expansão, enar impedir fugas de capiais nos momenos de crise inernacional e ainda maner o câmbio sem que houvesse uma abrupa desvalorização cambial. Com base nesse cenário o aumeno da dívida líquida do seor público rouxe consigo a elevação da carga de juros do governo. Já a políica cambial foi conduzida de forma previsível aravés do sisema de bandas cambiais. Além das causas supraciadas, o aumeno da dívida aé o final de 1998 esá relacionado ambém pelo amplo desequilíbrio fiscal refleido pelo crescimeno das necessidades primárias de financiameno do seor público e, ainda, pelo 2 Fone: Banco Cenral do Brasil, cálculo realizado no conceio de liquidez.

18 7 reconhecimeno pelo governo federal de dívidas anigas, que aé o momeno não eram conabilizadas, os chamados esqueleos. Além disso, as crises ocorridas no Sudese Asiáico (1997) e na Rússia (1998), corroboraram para o não alongameno dos prazos da dívida por meio de colocações inédias de íulos com vencimeno em aé 60 meses 3. Eses choques provocaram reversão nas expecaivas e inerrupção emporária dese processo. A parir dese momeno, a composição da dívida pública brasileira vivenciou uma grande reesruuração. Os íulos pré-fixados iveram seus prazos diminuídos aé que sua emissão fosse abandonada emporariamene em meados de 1998 e os íulos pós-fixados ao lado de íulos indexados ao câmbio, sendo que ese úlimo devido principalmene em razão das expecaivas dos agenes quano à mudança do regime cambial, aumenaram a paricipação na nova esruura da dívida pública no país. Segundo Velloso (2001) apesar de sua relevância nos primeiros momenos do Plano Real, quando se ornou a âncora de susenação do plano de esabilização, em algum momeno o regime cambial eria de ser flexibilizado. O cuso de manê-lo inalerado por ano empo foi se ornando aos poucos proibiivo, porque se criou um viés ani-produção de bens comercializáveis com o exerior e, a parir daí, produziram vuluosos déficis exernos, cada vez mais difíceis de serem financiados não fossem os elevados ingressos de invesimeno direo. Em janeiro de 1999 o governo implemenou o regime de câmbio fluuane. A parir diso, em junho do mesmo ano o governo 3 Nese período o governo federal enava colocar no mercado aravés do Tesouro Nacional leilões de LTN de 730 dias e NTN-D de aé 60 meses.

19 8 adoou a nova âncora nominal da economia o regime de meas para inflação 4. No âmbio fiscal, medidas imporanes foram omadas como o anúncio do Programa de Esabilização Fiscal do governo em O programa compreendia quaro iniciaivas: (i) ajuse fiscal inicial objeivando aumenar o superávi primário do seor público consolidado; (ii) reforma insiucional, sobreudo no sisema de seguridade social e uma reforma adminisraiva; (iii) redesenho do federalismo fiscal baseado num grande acordo de refinanciameno da dívida com os esados e municípios; e (iv) reforma do processo orçamenário e a inrodução de regras fiscais. O avanço recene alcançado pelo resulado primário do seor público mosra a efeividade das reformas. Parindo de um défici primário em 1997 e um ínfimo superávi primário em 1998, o seor público consolidado mosrou resulados primários superiores a 3,5% do PIB desde 2000 aingindo em julho de 2005 o resulado de 5,15% do PIB conforme Gráfico 1. Gráfico 1: Superávi primário como proporção do PIB 4 Para maiores dealhes sobre a adoção do regime de meas para inflação ver Bogdanski, J., Tombini, A., Werlang, S. (2000).

20 9 Um aspeco imporane é que as reformas adoadas desde 1998 resularam em um superávi primário esruural para o seor público consolidado, compaível com a evolução susenável da dívida exisene 5. Para explicar esse ajuse, deve-se examinar o impaco de dois conjunos de reformas mencionados aneriormene: o conrao de refinanciameno da dívida assinado com os esados e municípios e a inrodução de regras fiscais, no conexo da Lei de Responsabilidade Fiscal (LRF) promulgada em maio de Essas reformas foram responsáveis por uma profunda ransformação no comporameno do seor fiscal 6. Ressala-se, ainda, que em novembro 1998 o país firmou um acordo de ajuda financeira com o Fundo Moneário Inernacional (FMI). Ese acordo esabelecera meas de cumprimeno do superávi primário, as quais foram odas devidamene cumpridas aé março de 2005, daa em que o acordo não foi mais renovado. Krueger (2005) ressala o bom desempenho macroeconômico do Brasil durane o período de vigência do acordo de ajuda com o FMI... a susenabilidade do superávi primário permiiu o governo esabilizar e reduzir sua dívida. A coninuação dese processo fará com que o Brasil diminua ainda mais sua dívida e possa aumenar os gasos de ala qualidade em infraesruura. Sobre a condução da políica moneária a direora cia... é preciso 5 Há de se salienar que esse ajuse fiscal foi maléfico à carga ribuária, uma vez que o ajuse se deu principalmene pelo aumeno das receias. Em 2004 a carga ribuária já era cerca de 35% do PIB. 6 Maiores dealhes sobre o ajuse fiscal ocorrido em odas as esferas do governo cenral no Brasil, ver Ciseski, P.P. (2001).

21 10 coninuar cauelosos uma vez que choques de ofera na economia afearam o país no passado recene 7. Todavia, Kruger (2005) enfaiza que... a vulnerabilidade da economia brasileira em declinado consisenemene em função dessas políicas. A esruura da dívida pública melhorou sensivelmene com a diminuição da paricipação de íulos indexados ao câmbio. Bresser e Nakano (2002) afirmam que o regime fiscal (ineremporal) é fundamenal para maner a esabilidade macroeconômica, ou seja, maner a axa de inflação baixa e coner a expecaiva de desvalorização cambial. O componene fundamenal do equilíbrio fiscal é o superávi primário e a manuenção da dívida pública em nível susenável e sob conrole. A parir da adoção desas medidas a composição da dívida pública apresenou-se praicamene inalerada. Desde 2003 o governo iniciou um processo de aleração nesa esruura com a diminuição gradaiva dos íulos arelados à variação cambial e simulaneamene com a elevação da paricipação de íulos indexados a índices de preço e pré-fixados, conforme apresenado na Tabela 1. Com isso o governo buscou diminuir a vulnerabilidade da dívida em relação ao ambiene exerno. Tabela 1: Paricipação dos Tíulos Públicos Federais por Indexador 7 Anne O. Krueger, Firs Depuy Managing Direcor do Fundo Moneário Inernacional (FMI), desde Ciação conida em documeno do Deparameno de Relações Exernas do FMI.

22 11 Pasore e Pinoi (2002) abordam que a fragilidade brasileira na área fiscal não esá apenas no monane da relação DLSP/PIB, mas ambém em seu prazo de mauração, que é exremamene concenrado no curo prazo, além de sua composição esar arelada à moeda nore-americana. Porano, considerando a relação de dependência do país com o capial exerno, qualquer choque adverso pode mudar a percepção do risco país levando a uma acenuada depreciação cambial e endo como conseqüência uma explosão na DLSP. Goldfajn e Paula (1999) ressalaram que dado que os mercados são incompleos e operam em ambiene de incerezas onde a assimeria de informação é dominane, a composição da dívida ambém aua como imporane veor de credibilidade e sinalização sobre a condução da gesão macroeconômica. Teoricamene, a composição da dívida pública é permeada ambém pelos seguines elemenos: risco orçamenário, risco de rolagem, risco de reindexação, credibilidade e liquidez. O risco orçamenário decorre, essencialmene, da correlação da dívida com a inflação e com a variação cambial. No primeiro caso a não indexação plena resguardaria o governo da disorção gerada pelo processo inflacionário em um conexo de receias consanes. No segundo, a ocorrência de desvalorização real do câmbio implicaria aumeno real do cuso da dívida. Quano ao risco de rolagem, ese deriva da freqüência com que aconece o refinanciameno da dívida e o pagameno dos encargos a ela inerenes. A concenração dessa despesa é o componene adverso que permeia esse conexo. O risco de reindexação é mais presene naqueles países onde ainda não

23 12 há repuação aniinflacionária consolidada. Em ais países a indexação reduziria o incenivo para diminuir a inflação. Ouro iem fundamenal na formaação da composição da dívida, já expliciado aneriormene, é que a mesma sinaliza o compromeimeno com a esabilidade econômica, ou seja, ao emiir íulos indexados o gesor da dívida raifica seu compromisso com políicas aniinflacionárias. A liquidez consiui ouro marco a ser observado quando se raa de avaliar a quesão da composição da dívida pública. Ao se reduzir as caegorias e concenrar emissões e vencimenos, a endência é aumenar a liquidez dos aivos públicos ensejando melhor precificação desses e minimizando as imperfeições inerenes aos mercados. Nese senido, aspeco relevane, ambém foi o esforço do Governo na uniformização dos íulos no que diz respeio a prazos e Nesse conexo, verifica-se que a esraégia de emissão gradual de dívida indexada a índices de preços parece ser uma alernaiva facível para o Brasil nese momeno de afirmação do compromisso com a esabilidade moneária e responsabilidade fiscal. Os dados da Tabela 1 mosram a endência suavemene crescene da paricipação desses íulos na composição da dívida pública. Goldfajn (2002) analisa que os faores que conribuíram para o aumeno da relação DLSP/PIB no período pós-real são desacadamene: (i) o reconhecimeno de cerca de 10% do PIB em dívidas não explicadas (chamados esqueleos ); (ii) os superávis primários do seor público em níveis inferiores a 1999; (iii) a depreciação significaiva do câmbio real a parir de 1999; e (iv) as axas de juros reais elevadas.

24 13 Iso poso, verifica-se que a relação DLSP/PIB apresenou de 1994 aé julho de 2005 uma rajeória quase sempre ascendene, inensificada no período pós-real e, demonsrando uma endência inicial de queda desde 2004 conforme Gráfico 2. Gráfico 2: Evolução da relação DLSP/PIB

25 14 3. REVISÃO DE LITERATURA Ese capíulo esá dividido em dois subiens. No primeiro é feia uma discussão sobre os possíveis efeios indesejáveis de choques na economia e seus reflexos em algumas variáveis macroeconômicas. Para ano, aborda-se os principais conceios de risco país em diferenes esudos e sua relação com a axa de juros. E ainda, a recene discussão sobre os possíveis equilíbrios múliplos enre essas variáveis. Na segunda é apresenada uma análise sobre a rajeória da dívida no longo prazo, abordando quesões como a solvência do país. Esudos empíricos acerca do comporameno da dívida são discuidos nos capíulos seguines. 3.1 O comporameno das variáveis que influenciam a dívida Aualmene, os países desenvolvidos são considerados financeiramene inegrados. Esa inegração, no enano, só foi obida nas úlimas décadas, conforme analisado em Frankel (1991). Mesmo as economias cenrais inham severas resrições aos fluxos inernacionais de capiais (ou aé inernos, denro de suas próprias froneiras, como ocorria nos EUA) ainda no início dos anos 70. Para os mercados emergenes, as resrições aos fluxos inernacionais de capiais só começaram a ser reiradas no início da década de 90. Enreano, apesar da crescene inegração financeira, não se pode dizer que haja enre esses países perfeia mobilidade de capiais. Denre as diversas medidas de perfeia mobilidade de capiais, Frankel (1991) conclui que a mais adequada é a paridade cobera das axas de juros,

26 15 na qual os fluxos de capiais equalizam as axas de juros enre os países quando denominadas em uma mesma moeda. O diferencial da paridade cobera das axas de juros (DPC) é comumene conhecido como risco país, pois afea os rendimenos de odos os aivos financeiros emiidos em um dado país. Os países desenvolvidos não êm risco país, ou seja, o DPC enre eles é nulo. Iso significa que se uma mulinacional quisesse capar um emprésimo em dólares, a axa de juros seria a mesma quer a empresa fizesse a emissão na Inglaerra ou nos Esados Unidos. Caso, enreano, a emissão fosse feia em um mercado emergene (sem aval exerno), a axa de juros (em dólares) seria maior. Tal diferença é uma medida de risco país. Frankel (1991) conclui, ainda, que o diferencial (ou desvio) da paridade cobera das axas de juros é a melhor medida para a fala de perfeia mobilidade de capiais... porque capa odas as barreiras à inegração dos mercados financeiros aravés das froneiras nacionais: cusos de ransação, cusos de informação, conrole de capiais, leis sobre ribuação que discriminam por país de residência, risco de moraória e risco de fuuros conroles cambiais. Conforme Favero e Giavazzi (2004), uma simples variável descreve, dia a dia, o que invesidores pensam sobre a siuação da economia brasileira: o componene do Brasil do Emerging Marke Bond Index, o spread do EMBI 8. Esse spread é a diferença paga por um íulo brasileiro em relação a um íulo nore-americano com as mesmas caracerísicas, ou seja, iso é uma maneira dos mercados mensurarem a probabilidade do Brasil não cumprir com as 8 A medida do EMBI é compuada pelo J. P. Morgan Chase.

27 16 obrigações de sua dívida, mas claramene, é a probabilidade do país não honrar seus compromissos efeuando, assim, um defaul. Todas as variáveis financeiras no Brasil fluuam em paralelo com o spread do EMBI, mais noadamene a axa de câmbio. O canal aravés do qual essas fluuações no spread do EMBI são ransmiidas para a axa de câmbio são os fluxos de capiais: um aumeno no prêmio de risco de um país leva a uma repenina inerrupção nos fluxos de capiais e a uma depreciação real da moeda a qual é necessária para gerar superávis comerciais requeridos para compensar a queda de influxo dos capiais líquidos. Por sua vez, fluuações na axa de câmbio induzem fluuações na razão DLSP/PIB, desde que a composição da dívida é esruurada por parcela de íulos indexados à variação cambial. Há de se desacar que ese efeio é mais comumene percebido em períodos de inensa crise na economia onde, os íulos arelados ao câmbio, ganham maior paricipação na esruura da dívida, fao ese que é observado aravés dos dados na Tabela 1. Favero e Giavazzi (2004) ciam, ainda, que as axas de juros ambém são afeadas pelas fluuações no spread do EMBI. Nese caso para a axa Selic o mecanismo funciona via axa de câmbio: fluuações na axa de câmbio aleram as expecaivas de inflação, e o Banco Cenral observa as expecaivas de inflação quando decide o nível da axa de juros. Um aumeno no spread do EMBI ambém pode afear as expecaivas de inflação direamene, se ese for acompanhado por preocupações sobre a possibilidade de uma fuura moneização de uma pare da dívida pública. Ainda segundo eses auores, as axas de juros de longo prazo são afeadas pelo spread do EMBI de duas maneiras: indireamene, via Selic, pois

28 17 fluuações desa variável mudam a esruura a ermo das axas de juros; e direamene, uma vez que axa de juros de mauridades mais longas refleem o risco da axa de juros, e risco de defaul 9. Disso resula que o cuso do serviço da dívida fluua muio proximamene com o spread do EMBI. Calvo e alli. (1993) e Calvo (2002) observam que o prêmio de risco para mercados emergenes é correlacionado com faores inernacionais, em paricular com o apeie ao risco. De fao, os auores sugerem que uma vez ocorrido um choque no mercado financeiro inernacional, faores domésicos em mercados emergenes êm papel limiado para explicar variáveis como o spread do EMBI. Argumenam, ainda, que a correlação não é consane ao longo do empo e dependem do esado domésico dos fundamenos fiscais. Ou seja, quando os fundamenos são bons, a correlação ende a se enfraquecer, e quando os fundamenos vão mal, a correlação ende a se inensificar. Como na maioria das economias emergenes, a confiança dos invesidores no Brasil é exremamene oscilane, uma vez que, ocorrendo um choque na economia, podendo ese er sua raiz ano no ambiene exerno como no inerno, a expecaiva é que a esabilidade da economia seja colocada em dúvida. Para Garcia e Didier (2000) o risco país é um reflexo da siuação econômica e financeira do país, refleindo ambém a esabilidade políica e o desempenho hisórico no cumprimeno de suas obrigações financeiras. Em esudo realizado à época das úlimas eleições presidenciais no Brasil, Toledo (2002) apona rês falácias sobre o risco-brasil: a primeira, de que ele é exclusivamene produzido pelo emor de um caloe (explício ou 9 Eses auores consideram como longo prazo íulos com mauridade de 18 meses.

29 18 implício) da dívida pública; a segunda, de que é uma variável fora do conrole do governo, e que só pode ser reduzido por um comporameno responsável ; e a erceira, de que seu nível elevado e seu aumeno recene são devidos exclusivamene às incerezas eleiorais e, em paricular, à ascensão nas pesquisas do enão candidao à presidência da República Luis Inácio Lula da Silva. Ainda nese esudo, Toledo (2002), cia que um imporane componene do risco-brasil é simplesmene ignorado pela (quase) oalidade dos analisas: a parcela que corresponde aos efeios da políica moneária seguida pelo governo. Em pare, os juros não são alos porque o risco-brasil é alo, mas ao conrário: o risco-brasil é alo porque os juros são alos aliás, excessiva e equivocadamene alos. O auor conclui que... os juros devem ser os menores possíveis; e que deve-se gerar pelo menos o superávi primário requerido para ober uma rajeória susenável da dívida pública. Aliás, se possível, o superávi primário deveria ser maior que aquele nível, viabilizando a redução da relação DLSP/PIB, ao longo do empo, assim reduzindo a pressão sobre os mercados de aivos e, logo, viabilizando juros ainda menores. Segundo Blanchard (2004), num ambiene em que o endividameno é alo, o sisema de meas para inflação pode não funcionar bem, ou aé não funcionar. O auor argumena que axas de juros mais elevadas levam a um aumeno da dívida, que por sua vez aumena a probabilidade de caloe, e a uma depreciação cambial, ao invés de uma apreciação. O auor conclui que em condições fiscais desfavoráveis, como alo endividameno e ala paricipação de dívida indexada a moeda esrangeira (dólar) e, ainda, com aversão global

30 19 ao risco elevada, medidas ais como a elevação da axa de juro induzem a uma depreciação cambial. Porano, quano mais o Banco Cenral persegue esa políica, maior é a probabilidade de defaul na dívida pública e mais moeda se desvaloriza causando novamene inflação. Favero e Giavazzi (2004) ressalam que aspecos de aversão global ao risco êm um papel fundamenal na deerminação do spread soberano dos países e, como conseqüência, do volume de recursos exernos capados por um país. Segundo os auores, podem ocorrer siuações em que aspecos inernacionais são poencializados pela siuação fiscal de deerminado país. Desare, quando da ocorrência de um choque exerno na economia o comporameno racional do agene é que se ese eveno for capaz de aingir um deerminado país, razendo-lhe desconfiança sobre sua solvência e dúvida sobre o cumprimeno de conraos países com caracerísicas semelhanes possuem ambém uma ala probabilidade de serem afeados. Dese modo, países emergenes esão vulneráveis ao efeio manada ação onde deflagrada a desconfiança em um mercado emergene, ouros com caracerísicas semelhanes ambém sofrerão desconfiança 10. No Brasil ese efeio foi observado em diversas oporunidades. Em 1994, 1997, 1998 e 2000 o país foi afeado em funções de graves crises cambais no México, Sudese Asiáico, Rússia e Argenina, respecivamene. Além da incereza que permeou o mundo financeiro quando dos aaques errorisas aos Esados Unidos em Por ouro lado, o ambiene inerno ambém é capaz de provocar crises de confiança, como ocorrido em 1999, quando da desvalorização do Real, ou em 2001 quando o país passou por uma severa 10 Maiores dealhes sobre efeio manada e/ou bolhas especulaivas, ver Shiller, R. J. (2000).

31 20 crise de fornecimeno de energia elérica. E, ainda, em 2002 quando a incereza acerca do processo políico aingiu seu auge. Porano, diane de ais choques na economia, a confiança do invesidor ende a diminuir. Ese comporameno de não credibilidade do governo em honrar seus compromissos é mensurado aravés de uma medida de risco país a qual se revela uma variável exremamene voláil em períodos de crise. Para melhor visualizar a volailidade desa variável frene às crises ocorridas na economia, o Gráfico 3 apresena a rajeória da medida de risco país compuada pelo C-Bond, íulo da dívida exerna do Brasil para o qual dispõe- se da série hisórica mais longa disponível. Sua mensuração é feia em relação ao valor do íulo nore-americano (spread over reasure), ou seja, se seu valor esá em 700 ponos base, iso significa que um invesidor para reer ese íulo pede 7% a mais de renabilidade do que para um íulo da dívida americana 11. Gráfico 3: Risco país 11 Uma descrição acerca das caracerísicas do C-Bond é realizada no capíulo 4 dese rabalho.

32 21 Desa forma, uma vez desencadeado o processo de desconfiança dos invesidores, ouras variáveis macroeconômicas ambém são afeadas, culminando com o aumeno do esoque da dívida pública brasileira e fazendo com que o país enre em um ciclo vicioso conforme demonsrado pela Figura 1. Figura 1: Mecanismo de conágio da dívida pública A parir dese esquema, noa-se que ocorrendo um choque adverso na economia, a variável risco país é afeada devido à incereza dos agenes econômicos quano à capacidade de pagameno ineremporal. Em conseqüência, para se proeger os invesidores buscam ouros aivos mais seguros, como por exemplo, o dólar, que devido à combinação de um aumeno da demanda e escassez de ofera, sofre fore apreciação. Noe que ese mecanismo descrio acima pode ser verificado em pare pelo Gráfico 4, onde a paricipação de íulos indexados a câmbio é uma imporane variável na percepção de risco-país. Ou seja, a vulnerabilidade a que o País esá exposo ao maner um elevado paamar de íulos indexados a

33 22 variação cambial é senida pela rajeória ano de risco quano do câmbio. Gráfico 4 Tíulos cambiais x Risco País x Taxa de Câmbio Considerando que o Brasil possui como âncora nominal de sua economia o regime de meas para inflação e que a depreciação da moeda nacional conamina (aravés do pass-rough) os índices de preços, principalmene seu componene aacadisa, o Banco Cenral, como gesor da políica moneária, no inuio de eviar um processo inflacionário, uiliza-se do aumeno da axa de juros. O que por sua vez em efeio perverso sobre a dívida pública, conforme a Tabela 1, pois sua composição é foremene concenrada em íulos indexados à axa de juros. Esa reação do Banco Cenral, considerando o resulado primário consane, induz a um aumeno do esoque da dívida pública além de conribuir para a piora de sua esruura dificulando assim sua adminisração efeio

34 23 dominância fiscal 12. Porano, noa-se que os prazos de mauração da dívida endem a diminuir, bem como, os cusos desa endem a aumenar. Assim, sua composição é alerada, o que faz com que aumene ainda mais a percepção do risco sobre a dívida. Isso enseja um movimeno rero-alimenador conforme demonsrado pela Figura 1. Nese momeno, é relevane desacar a imporane relação exisene enre o monane da dívida pública do governo e a probabilidade dese não honrá-la nos ermos acordados enre as pares, ou seja, ocorrer o eveno defaul da dívida. A complexidade que envolve al probabilidade deriva dos múliplos equilíbrios enre as combinações de risco país e a capacidade de pagameno da dívida, afeada pelo nível de juros alos. Apesar de não ser o foco principal dese esudo a comprovação empírica de que os equilíbrios múliplos são facíveis para o Brasil, há de se aenar para a possibilidade de que o insrumeno de políica moneária adoado no Brasil para combaer choques adversos na economia pode provocar efeios ambíguos na percepção de risco país e consequenemene impacando a dívida pública. O quesionameno sobre a possível exisência dos equilíbrios múliplos é amplamene discuido em Romer (2001), onde ese caraceriza um modelo eórico onde exisem rês equilíbrios. No primeiro equilíbrio, a probabilidade de defaul é menor e a demanda por íulos da dívida governamenal é ligeiramene acima do faor de ineresse seguro. No segundo, há uma chance subsancial de defaul e o faor de ineresse em íulos da dívida é bem acima 12 Fenômeno no qual a práica de políica moneária resriiva, objeivando combaer a inflação, em reflexos adversos sobre as finanças públicas podendo causar desconfiança quano à sua solvência. Para uma análise mais aprofundada sobre ese ema veja Goldfjan, I.; Guardia, E. (2003).

35 24 do faor seguro. Finalmene, há um erceiro equilíbrio onde o defaul é cero e os invesidores se recusam a maner íulos da dívida independene do faor de ineresse. Romer advere que o segundo equilíbrio é insável e os ouros dois são esáveis. Bresser e Nakano (2002), conceiuam a probabilidade de defaul zero como sendo a axa de juros livre de risco cobrada pelo invesidor a qual se iguala à axa do Tesouro Nore-Americano, caso em que o invesidor esima que a probabilidade do governo pagar sua dívida seja de 100%. À medida que a expecaiva de risco aumena, a axa de juros demandada pelo invesidor cresce. A parir diso é possível enconrar equilíbrios múliplos em um mesmo diagrama com esas duas variáveis. Na Figura 2, eórica, a seguir pode-se mosrar que no pono A, em-se um prêmio de risco país naural, iso é, próximo à zero, que é compaível com uma axa de juros ligeiramene acima da cobrada pelo Tesouro Nore-Americano 13. Ese é o primeiro pono de equilíbrio onde a probabilidade de defaul é basane baixa. Ouro pono de equilíbrio da curva, acima do anerior, é o pono B, onde a probabilidade de defaul, indicada pela posição limírofe enre a região de superávi e défici público, é compaível com as maiores axas de juros exigidas pelos invesidores. Acima dese pono B se dá um pono de inflexão onde não haverá mais equilíbrio e o risco será de amanha grandeza que apesar das 13 Onde R LR é a axa de juros livre de risco; a curva S é a probabilidade efeiva de defaul do governo percebida pelos invesidores e a curva D represena a axa de juros exigida pelos mesmos a cada paamar de risco. A curva S aumena inicialmene a uma axa decrescene, mas, a parir de um cero pono, quando o nível da axa de juros implica em um oal de juros a ser pago que debilia o devedor, a curva passa a crescer a uma axa monoonicamene crescene, o que lhe confere um formao em s.

36 25 axas de juros oferecidas esarem em paamares elevados, os invesidores não aceiarão reer eses papéis represenaivos da dívida, dada a ala probabilidade do governo não honrar seus pagamenos. Nese pono o governo não é capaz de pagar nem os juros incidenes sobre o monane da dívida. Figura 2: Equilíbrios Múliplos enre Taxa de Juros e Risco País Afora os ponos exremos de risco zero ou oal de defaul, o equilíbrio denoado pelo pono B é insável, pois depende de avaliações em ponos subjeivos por pare dos invesidores sobre a probabilidade de defaul e a axa de juros oscila diane desas expecaivas. Esa é jusamene a siuação da maioria dos mercados emergenes, cujo prêmio de risco país e axa de juros oscilam ou em direção ao pono A ou, na pior hipóese em direção ao pono B. Já Arida (2002) descreveu um modelo para enar demonsrar eoricamene os equilíbrios múliplos. A análise é feia para uma economia abera na qual há risco de defaul na dívida pública. A quesão que oriena a

37 26 exposição é saber em que condições podem exisir mais de um equilíbrio e quais seriam suas propriedades. A formaação emporal do modelo é simples. O Banco Cenral fixa a axa de juros. Os agenes avaliam enão a probabilidade de defaul e a axa de câmbio decorre da arbiragem no mercado de aivos. O Banco Cenral é bem sucedido quando o par, axa de juros real e câmbio real, resulanes da políica moneária produzem a axa de inflação desejada. Cabe ressalar que o modelo desenvolvido por Arida (2002) evidencia a possibilidade eórica de que exisam equilíbrios múliplos, mas que é possível que as curvas, a depender dos parâmeros, não apresenem ponos de inersecção, resulando na inexisência de equilíbrios. Argumena, ainda, que não cabe àquele rabalho diferenciar casos empiricamene relevanes daqueles apenas logicamene possíveis. Uma ampliação do modelo apresenado por Arida (2002) é desenvolvido por Schwarsman (2002) onde ese inclui um efeio de feedback fiscal no risco país para provar a exisência de equilíbrios múliplos. Ese, conudo, prova eoricamene a exisência de ais equilíbrios, ou seja, demonsra que as curvas êm inersecções diferenes de zero. No enano, o auor advere que a prova da exisência não implica, necessariamene, que a economia se enconre nese equilíbrio e, que apesar de seu modelo não rejeiar a possibilidade do Brasil esar no equilíbrio ruim, acredia que possivelmene os faores inernacionais, ais como aversão global ao risco, são os mais imporanes na deerminação dos spreads soberanos. Razin e Sadka (2002) desenvolveram um modelo de crise da dívida para o Brasil em função do emprésimo concedido ao país em agoso de 2002 pelo

38 27 FMI. Esse emprésimo ocorreu devido ao influxo de capiais inernacionais que o país sofreu por cona da desconfiança dos invesidores no período eleioral. O receio deu-se, pois se acrediava que os alicerces que susenavam a políica macroeconômica (superávi primário, câmbio fluuane, meas de inflação, ec.) poderiam ruir com a eleição de Luis Inácio Lula da Silva. Eses auores basearam-se nos mesmos criérios daqueles ciados aneriormene, de forma que os mesmos dois equilíbrios são apresenados (um bom e ouro ruim). Nese modelo, a coordenação das expecaivas em relação a evenos políicos é que direciona em qual dos equilíbrios o país esá. Desa forma, uma aiude crível da auoridade moneária pode reorienar as expecaivas dos agenes fazendo com que o país mude de um equilíbrio ruim para um equilíbrio bom. Os auores mencionam ainda que, quando a dívida é de curo prazo, seu serviço é indexado, de fao, ao prêmio de risco país. Desa forma, o bom equilíbrio seria caracerizado por um pequeno pagameno de juros, enquano o mau equilíbrio eria alos pagamenos de juros. 3.2 Dinâmica da dívida e solvência de uma economia A quesão sobre a condução de deerminada políica fiscal propiciar a um país susenabilidade no fuuro é pono de freqüene discussão enre os formadores de políica econômica. A principal dúvida que paira nese quesionameno é se esa condução levará o país a um equilíbrio das conas públicas, exigindo resulado primário posiivo e redução dos gasos, ou se o desino será um defaul. Tais quesionamenos sobre a susenabilidade fiscal formam o cenro da discussão da políica econômica devido aos efeios da políica fiscal na alocação de recursos e demanda agregada. O desenho de

39 28 indicadores de susenabilidade fiscal consiui chave formal para a análise desa quesão. Ese desenho é paricularmene imporane para países em desenvolvimeno como o Brasil. Avaliar a susenabilidade fiscal requer ambém a análise do conexo insiucional vigene. Porano faz-se miser, anes de ciar os rabalhos eóricos e empíricos acerca do ema, enfaizar alguns ponos imporanes como aqueles desacados por Goldfjan (2002) sobre a siuação brasileira. Primeiro, embora, uma reforma ribuária seja desejável por razões de eficiência, não há dificuldades esruurais para se gerar receias no Brasil. Segundo, a disciplina fiscal foi alcançada por odos os níveis do governo devido acordos bem sucedidos enre o governo federal e os governos esaduais e municipais. Terceiro, a Lei de Responsabilidade Fiscal assegura um regime fiscal sólido e permanene. Há limies de endividameno e a capacidade dos governos esaduais e municipais de conrair emprésimos foi significaivamene resringida, dado o fechameno da maioria dos bancos esaduais. Quaro, há proibição consiucional de criarem-se leis que modifiquem conraos financeiros exisenes ou que possam ser inerpreados como reesruuração forçada. Talvi e Végh (1998) argumenam que, diferenemene das nações desenvolvidas, as políicas fiscais dos países em desenvolvimeno, especialmene países da América Laina, êm endido a serem expansionisas em épocas favoráveis e conracionisas em épocas ruins. Os auores ciam que a correlação média enre consumo governamenal e PIB, de , foi de

40 29 0,53 para países da América Laina e -0,02 para os países ricos (G-7) 14. Eses auores propõem uma simples análise que pode guiar o desenvolvimeno de indicadores de susenabilidade de políica fiscal em países com alo grau de volailidade e, com isso, consruir eságio para esudos de ouros países. Uilizando como base a modelagem de Blanchard (1990), ese esudo apresena o seguine indicador de susenabilidade fiscal ( I ) : I r θ b 1+ θ = 1 d Onde, r é a axa de juro real da economia; θ é a axa de crescimeno do PIB; b 1 é o esoque da dívida como proporção do PIB no período anerior; d é o défici primário real como proporção do PIB (receias menos despesas). Porano, emos as seguines hipóeses: (i) se I = 0, a políica fiscal é susenável a parir do período ; (ii) se I > 0, enão a rajeória planejada de receias e despesas viola a resrição orçamenária ineremporal porque o planejador usa recursos líquidos posiivos; (iii) se I < 0, enão a rajeória planejada de receias e despesas não viola a resrição orçamenária ineremporal e é, porano, susenável, enreano o governo esará subuilizando recursos como, por exemplo, gasando de menos ou axando demais. Já Bevilaqua e Werneck (1998) criaram uma versão alernaiva para o indicador acima. Eses auores consruíram uma medida de impulso fiscal cujos diferenes componenes do défici primário são ajusados para variação ano 14 O G-7 corresponde ao grupo dos see países mais indusrializados do mundo.

41 30 do nível de aividade quano para a axa de inflação. O enfoque é dado em produção e não em desemprego devido ao primeiro capurar melhor variações no ciclo econômico brasileiro. Além de que, isso ajusa o défici para mudanças na axa de inflação devido à assimeria de indexação das receias e despesas ao longo do período em análise. O rabalho conclui que um superávi primário condizene com o amanho da dívida pública brasileira é imprescindível para que enhamos uma redução desa variável. Toma-se como convencional que a medida de solvência de um país é usualmene confiada a alguns indicadores como as razões dívida/pib ou exporações/pib. Supõe-se racionalmene que para ser solvene um país deve evenualmene pagar oda sua dívida. Cohen (1985) argumena que solvência não necessia de um pagameno compleo da dívida uma vez que o prolongameno de um pagameno pode ser possível. O que se faz necessário é que a acumulação da dívida de um país não ulrapasse sua capacidade de pagameno fuura e a capacidade de que os oferanes de emprésimo possam coninuar fazendo fuuras operações. Ouro pono a se desacar é que solvência não pode ser definida independenemene de axas de crescimeno da economia nem da axa de juro que remunera o esoque da dívida. Ese auor sugere que a deerioração da siuação de nações endividadas pode ser aribuída a uma causa comum: a relação enre axa de juro paga no esoque da dívida e a expecaiva de crescimeno de suas exporações. Esa análise propõe um índice de deerioração da solvência para nações endividadas. Chamando de, b, a proporção fixa das exporações que será uilizada para pagar a dívida e omando um simples caso onde o crescimeno

42 31 das exporações, n, é consane e que a axa de juros, r, é consane e, ainda, r > n, o auor mosra que o valor presene de b é dado por: b = ( r n) D0 ( 1+ n) X 0 onde: D 0 é o esoque da dívida no período inicial e X 0 é o volume de exporações no mesmo período. O auor concluiu que à época da segunda crise inernacional do peróleo, em meados de 1984, o Brasil havia conseguido esabelecer um recorde, aé enão, na balança comercial da ordem de US$ 10 bilhões no qual as exporações foram responsáveis por US$ 25 bilhões. Segundo o índice de solvência, descrio pelo auor, seria necessário que o Brasil ivesse alcançado apenas 15% do oal de suas exporações caso o país seguisse ese procedimeno de amorecimeno da dívida. Segundo Goldfajn (2002), um governo é considerado solvene se o valor presene desconado de seus gasos primários correnes e fuuros não for maior que o valor presene desconado da rajeória de suas receias correnes e fuuras, líquidas de qualquer endividameno inicial. Ese auor desenvolve um modelo para medir a solvência do país, o qual é represenado pela seguine equação: s ( r g) d /(1 + g) onde, s, corresponde ao superávi primário, r, à axa de juro real, d, esoque da dívida e, g, é a axa de crescimeno do PIB. Segundo Goldfajn (2002), a condição de solvência deriva dos valores consanes para crescimeno, axas de juros e superávi primário, são ambém uma condição de susenabilidade, já

43 32 que, por definição, não requer mudança maior nas variáveis fuuras para saisfazer a resrição orçamenária ineremporal do seor público. Apesar de demonsrar a exisência de alguns indicadores de solvência ese esudo irá apresenar, no capíulo 7, a dinâmica da dívida aravés do desenvolvimeno de uma equação diferencial de primeira ordem, onde a parir da solução forward looking enconra-se um indicador de solvência para a economia. Em seguida é realizada uma comparação enre os resulados dese indicador com o de Blanchard (1990). Com a meodologia a ser desenvolvida fica possível realizar exercícios capazes de calcular em quano empo o Brasil exinguiria sua dívida considerando alguns cenários hipoéicos. Além disso, esa modelagem fornece, ambém, a possibilidade de simular a rajeória fuura da dívida brasileira. Por ouro lado, a abordagem empírica dese rabalho não irá apresenar o cálculo da dívida apresenado por Cohen (1985), uma vez que o Brasil não uiliza pare de suas exporações para amorizar seu esoque da dívida e que esá meodologia esá mais adequada para países que possuem alo endividameno exerno o que não é o caso brasileiro, nem de Bevilaqua e Werneck (1998), pois, eses uilizam o nível de aividade como variável de ciclo para medir o impulso fiscal, indicador ese que não é considerado na definição de políica fiscal.

44 33 4. DADOS AMOSTRAIS Devido ao grande número de dados amosrais uilizados nese rabalho no qual para cada capíulo uilizam-se diferenes variáveis, é necessário que seja feio, nese momeno, uma maior discussão sobre eles bem como suas fones e suas formas de uso. No capíulo 5 onde se modela a DLSP, a análise é feia com dados mensais para o período de janeiro de 1996 aé julho de 2005 coneno, porano, 115 observações mensais. A escolha do período inicial é decorrene do expurgo dos primeiros dezoio meses de implemenação do plano Real onde, a parir daí, houve a esabilização do processo inflacionário e, conseqüenemene, os juros reais começaram a apresenar valores posiivos. Logo, as variáveis uilizadas para ese modelo são assim caracerizadas: i) Dívida Líquida do Seor Público como proporção do Produo Inerno Bruo (DLSP/PIB): O conceio de seor público uilizado para mensuração é o de seor público não-financeiro mais Banco Cenral. Considera-se como seor público não financeiro as adminisrações direas federal, esaduais e municipais, as adminisrações indireas, o sisema público de previdência social e as empresas esaais não-financeiras federais, esaduais e municipais, além da empresa Iaipu Binacional. Incluem-se ambém no conceio de seor público não-financeiro, os fundos públicos que não possuem caracerísica de inermediários financeiros, iso é, aqueles cuja fone de recursos é consiuída de conribuições fiscais ou para-fiscais. O Banco Cenral é incluído na apuração da dívida líquida pelo fao de ransferir seu resulado auomaicamene para o Tesouro Nacional, além de ser

45 34 o agene arrecadador do imposo inflacionário. A DLSP é uilizada como base para o cálculo do défici público "abaixo da linha 15. A DLSP é definida como o balanceameno enre as dívidas e os crédios do seor público não-financeiro e do Banco Cenral. Os saldos são apurados pelo criério de compeência, ou seja, a apropriação de encargos é conabilizada na forma pró-raa, independene da ocorrência de liberações ou reembolsos no período. Evenuais regisros conábeis que não uilizam esse criério são corrigidos para maner a homogeneidade da apuração. Os dados para esa variável foram coleados juno ao Banco Cenral do Brasil (BCB) e seus valores correspondem ao valor acumulado em doze meses da dívida líquida do seor público. Já o PIB uilizado pelo BCB para apuração da razão DLSP/PIB corresponde ao PIB dos úlimos doze meses a preços do mês assinalado. O deflaor uilizado é o índice geral de preços disponibilidade inerna no seu conceio cenrado (média geomérica das variações do IGP-DI no mês e no mês seguine), cuja fone é a Fundação Geúlio Vargas. ii) Índice da axa de câmbio real: para o cálculo da axa de câmbio real efeiva foi adoada uma cesa conendo os 15 países mais significaivos no âmbio do comércio exerior. A composição dessa cesa é periodicamene revisa. O deflaor inerno é o índice de preços ao consumidor amplo IPCA cuja fone é o Insiuo Brasileiro de Geografia e Esaísica (IBGE). Para o deflaor exerno é uilizado o índice de preços ao consumidor de cada um dos países componenes da referida cesa, cuja composição aual é a seguine (com os respecivos pesos): EUA 34,1%; Argenina 8,8%; Países Baixos 7,6%; 15 Maiores dealhes sobre o conceio de défici público abaixo da linha e acima da linha ver Rezende (2001).

46 35 China 6,6%; Alemanha 6%; México 5,1%; Japão 4,7%; Iália 4,3%; Bélgica 4,1%; Reino Unido 4%; França 3,6%; Chile 3,5%; Rússia 2,8%; Espanha 2,7%; Coréia do Sul 2,1%. Ese índice da axa de câmbio real é obido juno ao BCB. iii) Juro Real: a axa de juros uilizada para ese cálculo é a Selic efeiva mensal anualizada cuja série é obida juno ao BCB. O deflaor uilizado é o IPCA acumulado em doze meses. iv) Superávi Primário do Seor Público Consolidado como proporção do PIB: os dados para esa variável correspondem ao fluxo valorizado acumulado em dozes meses do seor público consolidado que abrangem o Governo Federal (Tesouro Nacional e Sisema de Previdência Social), os governos esaduais e municipais, as empresas esaais das rês esferas de governos (Cenral, esadual e municipal) e o Banco Cenral do Brasil. O exercício fiscal coincide com o ano civil. O resulado primário é o componene não-financeiro do resulado fiscal do seor público correspondendo, assim, ao resulado nominal menos os juros nominais apropriados por compeência, incidenes sobre a dívida. Já o PIB uilizado para compuar esa relação corresponde ao fluxo valorizado para o úlimo mês do período com base no IGP-DI 16. Os dados são obidos no BCB. v) Risco-País: o risco país é um indicador que busca expressar, de forma objeiva, o risco a que invesidores esrangeiros esão submeidos quando invesem no País. Para a primeira modelagem dese rabalho a medida de risco adoada foi o C-Bond que represenava, à época, o íulo brasileiro com maior 16 Segundo o BCB a diferenciação da conabilização do PIB usado na dívida em relação ao uilizado no cálculo do superávi primário se deve ao fao da primeira ser uma variável esoque, ou seja, refere-se a um dado momeno no empo (no caso da dívida pública, apurada pelo Banco Cenral, o úlimo dia úil de cada mês), enquano o resulado primário que ocorre ao longo do empo, é uma variável de fluxo, como ambém é o PIB.

47 36 liquidez no mercado inernacional considerando o período da análise. O C- Bond inegra os chamados Brady Bonds, ou Bradies, conjunos de íulos criados por ocasião da reesruuração da dívida exerna brasileira em 1992, envolvendo a roca da dívida de responsabilidade do seor público por see novos bônus de emissão da República, cada um com suas peculiaridades. A emissão do C-Bond em abril de 1994 oalizou US$ 7,4 bilhões. Denre as suas caracerísicas, desacam-se: a) vencimeno em 2014; b) prazo de carência (não-pagameno de principal) aé 2014, quando passa a pagar amorizações semesrais; c) cronograma crescene de axas de juros aé 2001, quando foram fixados em 8% a.a.; d) pare dos juros capializados nos primeiros seis anos; e) sem garania de principal ou de juros 17. Os dados dessa variável foram coleados juno à agência de noícias Bloomberg e corresponde à média mensal dos dados diários do C-Bond. No capíulo 6 onde se ena medir o mecanismo de conágio da dívida uiliza-se, além da relação DLSP/PIB já expliciada, as variáveis axa de juro e câmbio em seu conceio nominal e ainda oura medida de risco país. O período de análise é de janeiro de 1999 aé julho de 2005 oalizando assim 79 observações mensais. A uilização da série iniciando-se nese período coincide com o início da desvalorização cambial bem como com a disponibilidade dos dados para uma medida mais comum de risco país. Além disso, em julho de 1999, foi implemenado o sisema de meas para inflação, daa na qual as decisões do COPOM (Comiê de Políica Moneária do Banco Cenral do Brasil) passaram a er como objeivo cumprir as meas de inflação definidas pelo CMN 17 Em julho de 2005, objeivando melhorar o perfil de pagameno da dívida exerna foi lançado o A-Bond, em uma operação de roca envolvendo cerca de US$ 4,4 bilhões de C-Bonds que esavam no mercado. O A-Bond caraceriza-se por er vencimeno em 2018, amorização semesral a parir de 2009 e juros de 8% a.a. pagos semesralmene a parir de janeiro de 2006.

48 37 (Conselho Moneário Nacional) 18. A escolha dese período buscou capar o choque na economia com a desvalorização cambial. Todas as variáveis uilizadas nese modelo foram ransformadas para um índice com janeiro de 99 sendo o período inicial (jan/99=100) a fim de que os resulados das funções impulso-resposa fossem mais facilmene comparáveis. Iso poso, as variáveis uilizadas para ese modelo, que se diferenciam do modelo anerior, caracerizam-se da seguine maneira: i) Taxa de juro nominal: A axa de juros fixada na reunião do COPOM é a mea para a axa Selic, a qual vigora por odo o período enre reuniões ordinárias do Comiê. Se for o caso, o Comiê ambém pode definir o viés, que é a prerrogaiva dada ao presidene do Banco Cenral para alerar, na direção do viés, a mea para a axa Selic a qualquer momeno enre as reuniões ordinárias. Esa axa é coleada juno ao BCB. ii) Taxa de câmbio nominal: para esa seção foi uilizada a axa de câmbio livre. As axas livres correspondem à média das axas efeivas de operações no mercado inerbancário, ponderada pelo volume de ransações de venda do dia. As ransações fechadas em axas que mais se disanciam da média do mercado (ouliers) e aquelas que evidenciam formação arificial de preço ou conrárias às práicas regulares do mercado são excluídas dos cálculos. A parir de março de 1992, essa axa recebeu a denominação de axa PTAX. Ese rabalho uiliza nesa seção a PTAX do dólar americano - venda - média de período que é calculado com base nas coações diárias. A fone desa axa é o BCB. 18 Ouros objeivos do COPOM são implemenar a políica moneária, definir a axa de juros Selic e seu evenual viés, e analisar o Relaório de Inflação.

49 38 iii) Risco País: nesa segunda modelagem usa-se o indicador de risco país mais uilizado no mercado para esa finalidade o EMBI (Emerging Markes Bond Index) o qual mede o rendimeno médio de uma careira hipoéica consiuída por papéis emiidos pelo Brasil no exerior, frene ao rendimeno dos íulos do esouro nore-americano de prazo comparável (que são considerados livres de risco) 19. Quano maior o risco, menor, a priori, a capacidade de o país arair capial esrangeiro. Em conseqüência, maior é o prêmio com que seus insrumenos de dívida devem remunerar os invesidores para compensá-los por assumir esse risco. Esa variável é calculada pelo banco J.P.Morgan Chase e disponibilizada pela agência de noícias Bloomberg. Para ese rabalho usase a média mensal dos dados diários. No capíulo 7 onde se analisa a rajeória da dívida e sua susenabilidade no Brasil, os dados uilizados para simulação correspondem à formulação do Sisema Banco Cenral de Expecaivas de Mercado que colea diariamene as expecaivas do mercado para a evolução das principais variáveis macroeconômicas brasileiras. Paricipam desa colea cerca de 100 insiuições financeiras, correoras e consulorias. Ese sisema foi criado em 1999 para subsidiar a formulação do regime de meas para inflação. Os dados inseridos nese rabalho referem-se à expecaiva de mercado do dia dois de seembro de 2005 e omou-se, como medida dessas variáveis, a mediana, que é usualmene uilizada no mercado financeiro para realizar ese ipo de exercício. 19 Para a primeira modelagem não se usou ese indicador, pois sua base de dados em início somene em dezembro de 1998.

50 39 5. MODELO ECONOMÉTRICO PARA A DÍVIDA LÍQUIDA DO SETOR PÚBLICO A meodologia economérica abordada nese capíulo se baseia na consrução de um modelo capaz de incluir os principais componenes causadores de variações na dívida brasileira 20. A escolha das variáveis independenes foi realizada com base na abordagem eórica ciada nas seções 2 e 3. Porano, é de se esperar que ano o juro real, jr, como o câmbio real, cr, e o risco país, risco, enham impacos posiivos sobre a dívida, d, uma vez que a rajeória crescene dessas variáveis eleva o monane da dívida. Por ouro lado, o aumeno do superávi primário, sp, ende a diminuir a dívida como proporção do PIB 21. A presença de uma medida de risco país para explicar a dívida pode ser jusificada uma vez que o aumeno na percepção de risco influencia a desconfiança dos deenores de íulos públicos em relação ao cumprimeno dos conraos fazendo com que eses exijam renabilidades cada vez maiores para reerem íulos em sua careira o que enseja em aumeno da dívida. equação: Assim sendo, a razão DLSP/PIB, d, pode ser explicada pela seguine d = β + β jr + β cr + β sp + β risco + ε (1) 20 Há de se salienar que diversos auores modelam a dívida com elevado nível de desagregação por meio de idenidades conábeis, o que não é o foco dese rabalho. Para maiores dealhes ver Pinheiro (2000). 21 Nese rabalho não foi inserido como variável independene a base moneária que é, um dos componenes da dívida conforme mencionado pelo próprio BCB. A não inclusão se deve ao fao desa variável não ser informada por ese órgão como proporção do PIB, e para que não houvesse um erro de medida na especificação do modelo esa variável não foi inserída.

51 40 onde, ε, é um erro normalmene disribuído com média zero e variância consane. Porano, após a esimação da equação (1) é de se esperar que β 2 > 0, β 3 > 0, β 4 < 0 e β > 0 5. Enreano, para que a equação (1) possa ser esimada por Mínimos Quadrados Ordinários (MQO) é necessário que se discua sobre a esacionariedade das variáveis envolvidas. Em caso de não esacionariedade de uma ou mais variáveis, verifica-se a possibilidade de relações coinegranes desde que esas apresenem a mesma ordem de inegração. Para medir a esacionariedade das variáveis, uiliza-se o ese aumenado de Dickey Fuller (ADF) onde se examina a presença de raiz uniária. Já para se examinar a presença de relações coinegranes, adoa-se o procedimeno de Johansen que deermina quanas relações coinegranes exisem enre as variáveis do modelo. 5.1 Tese da Raiz Uniária O ese ADF é realizado para as cinco variáveis isoladamene e apresena as seguines versões: a primeira é a regressão da variável em primeira diferença conra ela mesma defasada em um período; a segunda versão considera a possibilidade de se coner um inercepo e, na erceira, é adicionada, além do inercepo, uma endência linear. Esas rês formulações são, respecivamene, apresenadas da seguine maneira: x = β x + e 1 (2) x = α + βx + e 1 1 (3) x = α + βx + α + e (4)

52 41 Onde β, α 1, e α 2 são parâmeros e, e, é um ruído branco. A hipóese nula dese ese é que β = 0, ou seja, a variável apresena raiz uniária. Logo, se o resulado do ese conduz a aceiação da hipóese nula, a série, x, possui raiz uniária o que implica na não esacionariedade da série. O procedimeno do ese é esimar as equações acima usando o méodo dos Mínimos Quadrados Ordinários (MQO) para ober o valor esimado de β e o erro padrão associado. Comparando a esaísica resulane com o valor correspondene nas abelas Dickey-Fuller infere-se sobre a aceiação ou rejeição da hipóese nula β =0. Sob a hipóese nula de que β = 0, a esaísica calculada de modo convencional é conhecida como esaísica τ (au), cujos valores críicos foram abulados por Dickey e Fuller com base em simulações de Mone Carlo 22. Porano, se o valor absoluo calculado da esaísica τ (iso é τ ) excede os valores críicos absoluos τ de Dickey e Fuller ou de MacKinnon, enão não se deve rejeiar a hipóese de que a dada série emporal não enha raiz uniária 23. Enreano, se o valor for menor que o valor críico, a série emporal é nãoesacionária. Porano, uma vez que eses eses êm se mosrado foremene dependene do número de ermos defasados incluídos, a sua deerminação é pare crucial do experimeno. Desa forma, para selecionar o número de defasagens oma-se como base o criério de Schwarz (SC). Essa esaísica é úil para deerminar o número de defasagens de odos os eses a serem 22 Para maiores dealhes veja Dickey e Fuller (1979). 23 Os valores obidos nas abelas Dickey e Fuller não são oalmene adequados e vem sendo consideravelmene ampliados por MacKinnon por meio de simulações de Mone Carlo. Para maiores dealhes veja Mackinnon (1991).

53 42 realizados nese rabalho, já que leva em consideração a soma dos quadrados dos resíduos, o número de observações e o número de regressores do parâmero. Porano, quano menor o valor do SC, melhor será o modelo e a fórmula como ese é calculado segue abaixo 24 : SC e' e = 2 + n k ln( n) n onde: n é o número de observações; k é o número de regressores e, e, é o resíduo assumido normalmene disribuído. Os resulados do ese ADF para as variáveis em nível e primeira diferença da equação (1) esão apresenados na Tabela 2, onde os valores das cinco primeiras linhas correspondem às esaísicas τ do ese para as equações esimadas (2), (3) e (4). Nas linhas seguines são apresenados os valores críicos para os níveis de significância de 1%, 5% e 10%. Tabela 2: Tese ADF Os resulados dese ese evidenciam que não se pode rejeiar a presença de raiz uniária para as cinco variáveis incluídas na equação (1), iso é, elas são não esacionárias, em nível. O resulado é raificado nas rês possíveis 24 Ademais, alguns rabalhos, como Bessler e Binkley (1982) e Geweke e Meese (1981) mosraram, aravés de méodos de Mone Carlo, que o criério de Schwarz (SC) é superior a ouros méodos de seleção de número de defasagens. Além dese méodo usado, exisem ouros disponíveis que frequenemene ambém são uilizados como o criério de Akaike (AIC) e o criério de Hannan-Quinn (HQ).

54 43 formulações do ese. Porano, dado que odas as variáveis são não esacionárias, em nível, passa-se enão à definição da ordem de inegração das variáveis. Para isso, realiza-se o mesmo ese ADF das séries em primeira diferença. Desa maneira, se a hipóese nula for rejeiada enão as variáveis são inegradas de ordem um, x ~ Ι(1). Caso conrário, diferencia-se a série novamene e realiza-se mais uma vez o ese aé que a hipóese nula seja rejeiada. Logo, de acordo com a Tabela 2, observa-se que as cinco variáveis são inegradas de ordem Ι(1). 5.2 Tese de Coinegração Após a descobera de que as séries macroeconômicas podem coner raízes uniárias, o desenvolvimeno da análise de séries de empo não esacionárias ganhou grande imporância. Engle e Granger (1987), concluíram que a combinação linear de duas ou mais séries de empo não esacionárias, mas de mesma ordem, podiam ser esacionárias. A esacionariedade da combinação linear é chamada de equação coinegrane e pode ser inerpreada como uma relação de equilíbrio de longo prazo enre as variáveis. Para idenificação e consideração dessas relações de equilíbrio, foram aplicados eses de coinegração. Especificamene, uilizou-se o ese de Johansen, que pode ser enendido como uma generalização mulivariada dos eses de raiz uniária de Dickey-Fuller. O procedimeno proposo por Johansen admie a análise para duas ou mais séries Ι(1). O pono de parida é o eorema da represenação de Granger. Ese eorema diz que odo veor x de variáveis coinegradas de ordem (1,1) pode ser represenado sob a forma de um modelo de correção de erros, VEC.

55 44 Porano, uilizando a meodologia desenvolvida por Johansen (1991, 1995) e Enders (1995), considere o veor auo-regressivo (VAR) de ordem p 25 : x A + A x + A x A x + e = p p (5) onde x é um veor de séries inegradas de mesma ordem; A 0 é um veor de consanes; A i,= 1,..., n, são marizes de parâmeros (NxN) e e é um veor de inovações (ruído branco). O VAR represenado pela equação (5) pode ser escrio como: x = Πx p Γi x i + i=1 e (6) onde, Π = p p A i I e Γi = A j i= 1 j= i+ 1 (7) em que I é uma mariz idenidade. O cerne do procedimeno de Johansen é a mariz Π = αβ ' de ordem (p x p) em (6). A mariz Π é composa da mariz β ', que coném em suas colunas os veores de coinegração, iso é, a relação de longo prazo enre as variáveis do veor, x, e da mariz α, que pode ser inerpreada como a mariz dos parâmeros de ajusameno. Como, por hipóese, odas as variáveis de x são Ι(1), em-se que os ermos em primeira diferença, x, são Ι(0). Logo, o componene, e, é, ambém, por hipóese Ι(0), e, assim, para que exisa 25 Uma descrição dealhada sobre a meodologia de Veores Auo-regressivos (VAR) esá expliciada no próximo capíulo.

56 45 coinegração, o ermo Πx 1 deverá ser Ι(0), o que implica a mariz Π = αβ ' er poso enre zero e N exclusive. A meodologia de Johansen prevê dois eses para esabelecer a significância dos veores esimados. Os dois eses são do ipo de resrição sobre a função de máxima verossimilhança e baseiam-se nos valores esimados dos auovalores associados à mariz Π. Ese ese obém, ainda, as esimaivas associadas à mariz Π das n raízes caracerísicas λ = λ), de forma que se ordenam as n raízes al que ( ^ ^ ^ n ^ λ > λ > > λ. Em seguida consroem-se as esaísicas: λ λ raço max n ( r) = T ln(1 λi ) i= r + 1 ( r, r + 1) = T ln(1 λ r ^ ^ + 1 ) (8) (9) onde, ^ λ represena os valores esimados das raízes caracerísicas (auovalores) obidos da mariz Π esimada; T represena o número de observações. A esaísica ( λ raço ) será igual a zero quando odas as raízes caracerísicas forem iguais a zero λ = 0) (uma vez que ln( 1) = 0), implicando ( ^ i que o poso da mariz esimada Π seja igual a zero ( r = 0). Quano mais disanes de zero forem as raízes caracerísicas, mais negaivo será ln(1 ) e maior será a esaísica ( λ raço ). ^ λ i

57 46 Por ouro lado, a esaísica ( λ max ) esa a hipóese nula de r veores coinegranes conra a hipóese alernaiva de r + 1 veores coinegranes. Novamene, quano mais disanes de zero o valor das raízes caracerísicas esimadas, maior será a esaísica ( λ max ). Johansen e Juselius (1990) fornecem os valores críicos das esaísicas, ( λ raço ), e λ ) ( max, obidos a parir de esudos de simulação. As disribuições dessas esaísicas dependem do número de componenes não esacionários sobre a hipóese nula, ou seja, ( k = n r) e, da forma do veor A 0 (veor de consanes). Nesse caso Johansen e Juselius (1990) e Johansen (1995) apresenam cinco casos de como se aplicar o ese, a saber: (i) O veor, x, não apresena endências deerminísicas e as equações coinegranes não êm inercepos; (ii) O veor, x, não apresena endências deerminísicas e as equações coinegranes êm inercepos; (iii) O veor, x, apresena endências lineares, mas as equações coinegranes êm somene inercepos; (iv) O veor, x, e as equações coinegranes apresenam endências lineares; (v) O veor, x, apresena endências quadráicas e as equações coinegranes êm endências lineares. Nese rabalho uiliza-se o caso (iii) onde as equações coinegranes possuem somene inercepos e endência e o veor x apresena endência.

58 47 Esa opção confere maior generalidade à relação de longo prazo, o que é desejável principalmene quando se necessia maior flexibilidade para especificação. Na Tabela 3, a seguir, é apresenado o ese de coinegração de Johansen para as duas esaísicas expliciadas aneriormene. Tabela 3: Tese de Johansen Os resulados apresenados na Tabela 3 evidenciam a exisência de, pelo menos, uma equação coinegrane ano para o nível de 5% quano para 1% na esaísica do raço e uma relação coinegrane a 5% de significância para a esaísica do valor máximo. Porano, conclui-se pela presença de relações coinegranes enre as variáveis do modelo. 5.3 Esimação do Modelo Assim, de posse dos resulados dos eses ADF e Johansen é possível afirmar que o modelo eórico expresso pela equação (1) é passível de ser esimado pelo méodo dos mínimos quadrados ordinários (MQO). No enano, noa-se que, de acordo com o que já foi discuido aneriormene, o risco país é uma medida que já engloba em sua concepção, de forma direa ou indirea, as magniudes das ouras rês variáveis (câmbio real, juro real e superávi primário) de sore que no modelo proposo pela

59 48 equação (1) espera-se que ese apresene cera simulaneidade enre as variáveis. Ese problema surge porque alguns regressores são endógenos e, porano, provavelmene se correlacionam com o erro. Para raificar ese problema realiza-se o ese de Hausman que deeca a presença de endogeneidade 26. O ese se baseia em verificar se a variável risco é exógena. Para ano, regressa-se, por meio do méodo MQO, esa variável conra odas as demais variáveis exógenas, no caso, câmbio real, juro real e superávi primário, além de uma consane, ou seja: risco = β + β jr + β cr + β sp + v (10) Após a esimação de (10) gera-se uma série esimada para variável risco, qual seja, ^ risco. Novamene, regressa-se, por MQO, a dívida acrescenando esa nova variável esimada pela equação (10) como explicaiva e, a parir dos resulados, esa-se sua significância. Assim sendo, a nova equação a ser esimada será: d = β + β jr + β cr + β sp + β risco + β risco + u ^ (11) Resulados esimados da equação (11) esão apresenados na Tabela 4: Tabela 4: Tese de Hausman 26 Para maiores dealhes veja Hausman (1976).

60 49 Porano, de acordo com os resulados da Tabela 4, a hipóese nula do ese de Hausman de que a variável risco é exógena deve ser rejeiada para qualquer que seja o nível de significância, pois o Valor P obido foi igual a zero. Nese senido, a variável risco deve ser considerada endógena na equação (1). Desse modo, faz-se miser considerar a hipóese de que, se a equação (1) for regredida simplesmene pelo méodo dos mínimos quadrados ordinários, ese fornecerá esimadores inconsisenes. Para que ese problema seja amenizado esimou-se a equação (1) pelo méodo dos mínimos quadrados em dois eságios (MQ2E) 27. Ese méodo consise em inserir uma variável insrumenal proxy para a variável risco, onde esa não seja correlacionada com o erro, ε, da equação (1). Devido à complexidade da variável risco e considerando as variáveis já uilizadas na equação (1) e, ainda, que a inenção nesa pare do rabalho é formular um modelo eórico para explicar a dívida, o insrumeno uilizado será a própria variável risco defasada em um período onde, para efeios práicos, esá se considerando a hipóese de que o risco no período anerior não possui nenhuma correlação com o erro no período aual 28. Porano, a esimação por MQ2E é realizada em seu primeiro eságio com as variáveis já ciadas e no segundo eságio, endo como base os resulados obidos aneriormene, a variável risco é subsiuída por ela mesma defasada 27 Para maiores dealhes sobre ese méodo ver Theil (1953) e Basmann (1957). 28 Uma oura medida de risco, que inclusive é usada na próxima eapa dese rabalho EMBI eve sua série inicializada somene em meados de dezembro de 1998, o que, porano impede a uilização desa como variável insrumenal para ese exercício. Ouras defasagens para a variável risco ambém foram esadas, no enano, não se apresenaram com coeficienes significanes.

61 50 em um período. Os principais resulados dese modelo esão especificados na Tabela 5. Tabela 5: Esimação da equação (1) por MQ2E Por eses resulados pode-se verificar que odos os coeficienes são esaisicamene significaivos para o nível de 5%, conforme mosra a esaísica e o Valor P 29. A esaísica F ambém é esaisicamene significane, o que nos permie inferir que o modelo possui significância global 30. Dessa forma, a hipóese nula ano para os coeficienes individualmene como para o modelo geral de que os coeficienes são iguais à zero, em princípio, pode ser rejeiada. O grau de ajusameno dese modelo pode ser medido pelo R 2 o qual é de 0,90 significando que aproximadamene 90% das variações na dívida podem ser explicadas pelas variações no juro real, câmbio real, superávi primário e/ou risco. Os sinais das variáveis independenes foram os esperados, ou seja, o sinal dos coeficienes ano do juro real quano do câmbio real foram ambos posiivos indicando que o monane da dívida ende a aumenar quando do aumeno da axa real de juros e da depreciação real da moeda nacional. Por ouro lado, o aumeno do superávi primário, como era de se esperar, leva à 29 O valor críico do ese é de 1,9815 para um nível de significância de 5%. 30 O valor críico da esaísica F é de 2,6863 para um nível de significância de 5%.

62 51 diminuição no monane da dívida. Além disso, a elevação no risco país ende a influenciar posiivamene a dívida, o que corrobora a discussão inicial a respeio da imporância da inclusão desa variável no modelo. Do fao de que as esaísicas e F são esaisicamene significanes e o R 2 razoavelmene grande (0,90) pode-se inferir que a mulicolinearidade 31 enre as variáveis explicaivas não é um problema que venha a invalidar ese modelo. Em geral, a presença de mulicolinearidade em como caracerísica produzir esaísicas insignificanes, enquano que o R 2 é elevado e a esaísica F é significane, o que não é o caso nessa esimação. Ouro pressuposo básico do modelo linear clássico é de que os disúrbios esocásicos, ε i, sejam homocedásicos. A violação desa hipóese é chamada de heerocedasicidade e, nese caso, irá produzir esimadores consisenes, não-viesados, mas ineficienes. Para realizar um ese geral que deece a presença de heerocedasicidade, realiza-se o ese de Whie, e os resulados obidos esão apresenados na Tabela Tabela 6: Tese de heerocedasicidade de Whie A esaísica Obs*R 2 é a esaísica do ese de Whie e se disribui assinoicamene como uma χ 2 (qui-quadrada) com graus de liberdade igual ao número de coeficienes da regressão auxiliar excluindo o ermo consane. A 31 A mulicolinearidade significa que exise uma relação linear enre as variáveis explicaivas. 32 Maiores dealhes sobre ese ese ver Whie (1980) e Johnson (1984).

63 52 esaísica F equivale à significância global da regressão auxiliar 33. De posse desse resulado conclui-se que o modelo é homocedásico para um nível de significância de 1% e heerocedásico a 5%. Ouro pressuposo básico do modelo de regressão linear é a ausência de auocorrelação nos resíduos. No enano, a esaísica de Durbin-Wason (D-W) de 0,41 indica que há presença de auocorrelação posiiva nos resíduos. Possíveis causas para esa ocorrência podem ser aribuídas a viés de especificação (omissão de variáveis explicaivas imporanes, forma funcional incorrea), relações defasadas enre as variáveis, inércia (comum na maioria das séries emporais econômicas) ou manipulação dos dados. Na presença de auocorrelação os esimadores (MQO) são ineficienes e, assim, ambém, é essencial procurar medidas correivas. Têm-se duas siuações: quando a esruura da auocorrelação é conhecida e quando não é. A segunda opção é a mais comum. Para corrigir ese problema usou-se o méodo dos mínimos quadrados generalizados facíveis (MQGF), o qual produz esimadores eficienes no caso de presença de auocorrelação. Ese méodo se baseia primeiro em ober uma esimaiva da esruura da auocorrelação desconhecida, ρ, depois usá-la para ransformar as variáveis e esimar a equação de diferenças generalizada, pelo méodo de mínimos quadrados generalizados (MQG). Dese modo, para resolver ese problema opou-se por uilizar o méodo de Prais-Winsen, aravés do MQGF, que corrige por meio de ierações a 33 A regressão auxiliar em como variável dependene o erro ao quadrado da regressão original e como variáveis independenes as variáveis originais e seus valores ao quadrado. As variáveis originais correspondem às uilizadas na equação (1).

64 53 auocorrelação na esimação dos parâmeros 34. Dessa forma, após seis ierações os principais resulados desa esimação são apresenados na Tabela 7. Tabela 7: Esimação da equação (1) por MQGF Porano, os resulados obidos aravés da meodologia de Prais-Winsen raificam os resulados obidos por MQ2E além de corrigir o problema da auocorrelação conforme indica a esaísica D-W (1,93). De fao, a magniude, os sinais e a significância dos parâmeros esimados do modelo (1) aravés de Prais-Wisnen são praicamene os mesmos do MQ2E. Enão, diane de odos os eses economéricos apresenados, conclui-se que os pressuposos apresenados nos capíulos 2 e 3 dese rabalho mosraram-se adequados para explicar o comporameno da dívida brasileira modelada aravés da equação (1). De acordo com os sinais dos parâmeros esimados da equação (1), aumenos da axa de juro real, desvalorização da axa de câmbio real e do risco conribuem para aumenar a dívida com proporção do PIB. 34 Uilizou-se ambém o méodo d de Durbin. Apesar dos problemas de auocorrelação erem sido resolvidos, os coeficienes da variável juro real e risco país se ornaram insignificanes para um nível de 5%. Tenou-se ambém esimar a esruura da auocorrelação pelo méodo de Theil- Nagar, no enano o problema persisiu.

65 54 Por ouro lado, o aumeno do superávi primário, como era esperado, diminui a dívida. Aliás, observe que, enre odas as esimaivas dos parâmeros das variáveis explicaivas, a do superávi primário é que apresena o maior valor 35. Iso reforça a idéia de que a políica de aumeno do superávi primário como proporção do PIB deve ser manida se o objeivo é diminuir significaivamene a dívida. O segundo coeficiene esimado com impaco posiivo sobre a dívida é a da axa de câmbio real. Nese senido, políicas que procuram desindexar uma grande pare da dívida em relação ao câmbio real são bem vindas. A adoção de políicas nese senido são ambém necessárias na economia brasileira para que a dívida pública não seja ão vulnerável a crises cambiais e para que o mecanismo de conágio da dívida descrio na Figura 1, não ocorra no país, uma vez que em períodos de crises o percenual de íulos indexados à variação cambial aumena significaivamene, conforme abordado na Tabela 1. Já o juro real ambém reflee impacos posiivos na dívida. Assim, é de se esperar que os íulos indexados a juros endam a ser predominanemene composos por pré-fixados e não pós-fixados, uma vez que conforme a Figura 1, dado uma evenual crise na economia, a expecaiva é que esa úlima modalidade enha mais aceiação pelo mercado. 35 Cabe ressalar que esa conclusão pode ser sensivelmene alerada em função das escalas uilizadas nas variáveis. Assim, esas inferências acerca de qual variável explicaiva causa maior impaco na variável a ser explicada deve ser visa com ceras ressalvas. Para que ese problema fosse solucionado, a uilização de valores em logarimo seria a mais indicada, no enano, esa meodologia não se aplica a esas séries uma vez que os dados de superávi primário possui valores negaivos, o que impossibilia a uilização dese méodo.

66 55 Por fim, denre as variáveis analisadas nese capíulo, conclui-se que o risco país ambém influencia a dívida posiivamene. O que parece indicar que esa é a variável propulsora do processo de conágio da dívida.

67 56 DÍVIDA 6. ANÁLISE DO MECANISMO DE CONTÁGIO DA O propósio dese capíulo é analisar o mecanismo de conágio da dívida quando da ocorrência de choque na economia. Para avaliar ese mecanismo na economia brasileira, oma-se como variável propulsora dese fenômeno a elevação do risco país que pode er sido conaminado por faores exógenos ano de caráer exerno quano inerno. Conforme demonsrado na Figura 1, capíulo 3, depois de ocorrido o choque no risco país a variável câmbio nominal é afeada quase que insananeamene, uma vez que o movimeno de desconfiança dos invesidores provoca uma procura maior por hedge, ou seja, roca de papéis menos seguros por ouros de maior liquidez e segurança. Iso faz com que o Banco Cenral, para eviar que a inflação seja conaminada, eleve a axa básica de juros da economia (Mea Selic). Por ouro lado, iso causa efeio perverso na dívida pública que é alamene indexada a íulos remunerados à axa de juros e à variação cambial, sendo que, ese úlimo em sensível elevação em épocas de crises, conforme demonsrado pela Tabela 1. Com inuio de medir al efeio na economia brasileira ese rabalho uilizará a meodologia de veores auo-regressivos na qual, por meio da função impulso resposa, verifica-se o comporameno das variáveis câmbio nominal, juro nominal e dívida pública quando da observância de choque na economia, que para fins dese esudo será represenado pelo risco país. Em seguida será verificada a inensidade desse choque por meio da decomposição da variância da dívida, além de examinar a causalidade no senido de Granger das variáveis envolvidas.

68 57 Porano, anes de se examinar os resulados empíricos deses eses fazse miser explicar como funcionam eses veores auo-regressivos bem como as ferramenas que são uilizadas para análise do mecanismo já ciado. 6.1 Veores Auo-Regressivos Em análise de regressão múlipla, as iner-relações enre variáveis econômicas geralmene exigem que os modelos sejam raados pela écnica de equações simulâneas. Nesses modelos, as variáveis são referidas como endógenas, exógenas ou pré-deerminadas e sua esimação exige alguns pressuposos, ou seja, exise alguma resrição para esimação de modelos com equações simulâneas. Essas resrições foram amplamene discuidas por Sims (1980). A discussão abordava as quesões de idenificação do modelo, ou seja, observava se as equações que fazem pare do sisema eram idenificadas, exaamene idenificadas, sobreidenificadas ou não-idenificadas. Tais quesões permiem saber se o sisema pode ou não ser esimado. A forma usual para solucionar problemas de idenificação, em modelos de equações simulâneas, é incorporar variáveis pré-deerminadas em algumas equações e em ouras não. Por essa razão Sims (1980) considerou al quesão como subjeiva para a solução do sisema. Defendeu a premissa de que odas as variáveis devem ser raadas simulânea e simericamene, não concordando com a solução que permie a deerminação de causalidade ad hoc. Essa discussão levou à inrodução de um novo méodo de abordagem de séries mulivariadas, dando início à discussão do modelo de Veores Auo- Regressivos (VAR).

69 58 Além disso, Sims (1980) procurou ornar os modelos muliequacionais capazes de analisar as iner-relações enre variáveis macroeconômicas e seus efeios a parir de choques que provocam ciclos na economia, iso é, esses modelos foram capazes de analisar a imporância relaiva de cada surpresa (ou inovações) sobre as variáveis do sisema macroeconômico. É uma abordagem empírica que possibilia maior enendimeno de como as variáveis macroeconômicas respondem a esses choques, simulaneamene. O ermo auo-regressivo se deve ao valor defasado da variável dependene no lado direio da equação e o ermo veor ao fao de se rabalhar com um veor de duas ou mais variáveis. Nese modelo, cada variável endógena, ou dependene, é explicada por seus valores defasados e pelas defasagens das demais variáveis endógenas e exógenas presenes. Em análise de VAR, a dicoomia enre endógena e exógena, ourora crucial em modelos esruurais, não em relevância significaiva. Analiicamene, pode-se represenar o VAR para k variáveis aravés de noação maricial da seguine forma: x c + A1 x 1 + A2 x Ap x p + e p = 1,2,3... = (12) onde: empo ; x é uma veor (k x 1) coneno o valor que as k variáveis assumem no c é um veor de inercepos (k x 1); A i é uma mariz (k x k) composa por coeficienes das variáveis auoregressivas i = 1,2,3,..., p ;

70 59 e é um veor (k x 1) de erros independene e idenicamene disribuídos. Ese veor, e, é um processo de inovações (ou surpresas) do ipo ruído branco k-dimensional, de forma que seus momenos são: E ( ) = 0; e E( e eτ ') = = τ ; E ( e e ' ) = 0 τ. τ onde Σ é uma mariz (k x k) simérica posiiva definida. É imporane ressalar que, por meio desse processo, Sims (1980) ornou os modelos capazes de serem analisados por meio de choques inesperados. Maddala (1999) discorre que em linhas gerais o VAR é um sisema onde cada variável é regressada em uma consane, em p defasagens dela própria e em p defasagens das k-1 variáveis endógenas conidas no sisema. Sendo que é ineiramene possível a inclusão de variáveis exógenas, com ou sem defasagem, em cada equação paricular. Conforme Hamilon (1994), a principal hipóese implícia em um VAR é que o veor dos erros ( ) e não seja relacionado com x,..., x ou seja, p 1, p 2 a hipóese que p defasagens são suficienes para resumir odas as correlações dinâmicas enre os elemenos de x. Um veor, x, erá covariância esacionária se ano sua média, E ( x ) = µ, quano sua função de auocovariância, E( x µ )( x 1 µ ) = γ j, forem independenes do empo. Segundo Box-Jenkins-Reisen (1994), admiindo que o sisema seja esável, pode-se rabalhar com um modelo de veores auo-

71 60 regressivos represenados em médias móveis. Se as hipóeses sobre os ermos de erros forem saisfeias enão se pode represenar um VAR em ermos de médias móveis, desde que comprovada a esacionariedade do sisema. 6.2 Funções Impulso-Resposa Como o modelo VAR pode ser represenado por um veor de média móvel de ordem infinia, VMA ( ), desde que o modelo VAR seja esacionário e inversível, a represenação VMA poderá esabelecer o comporameno das variáveis do sisema aribuível a deerminados choques (inovações). Sims (1980) afirma que o modelo de médias móveis permie que se quanifiquem os efeios surpresas da economia sobre a dinâmica das variáveis conidas no modelo VAR. A função impulso-resposa permie que se desaque a resposa em uma variável, dado um impulso em qualquer oura variável do sisema. Assim, pode-se invesigar a relação enre somene duas das variáveis incorporadas em deerminado sisema que conenha mais variáveis. Nauralmene, se exise reação de uma variável dado um impulso em oura variável, pode-se dizer que exise ambém fore evidência de causalidade. Para isolar o efeio de uma variável, supõe-se que, ao longo do empo, as variáveis esejam em orno da média, iso é, x = µ. Se o sisema é esável, o efeio de um choque em qualquer variável apresena um deslocameno imediao das variáveis do sisema, para além de seu valor médio. Porano, admiindo-se que um VAR seja escrio como um VMA de ordem infinia e que φ = I emos: 0

72 61 x = µ + ε + φ ε φ2ε = µ + φ jε j (13) j= 0 Iso poso, a represenação de média móvel é de grande uilidade para examinar a ineração enre as variáveis do veor, x, sobre oda a rajeória emporal das variáveis. Por exemplo, a mariz, φ s, em a seguine inerpreação: x + s s ε =φ, iso é, o elemeno da linha, i, e coluna, j, da mariz, φ s, idenifica os efeios do acréscimo de uma unidade no choque, ε j, da j-ésima variável do veor, x, no empo, sobre o valor da i-ésima variável no empo (+s), manendo odos os ouros choques consanes. Pode-se, enão, dizer que uma função impulso resposa fornece a resposa da variável, i, a um impulso da variável j. Por isso, os elemenos da mariz, φ ( ( s)), são as funções impulsoresposa. Grafar as funções impulso-resposa, ou seja, grafar os coeficienes de, φ (s), conra s, é uma forma práica para represenar visualmene o ij comporameno das variáveis do veor, x, em resposa aos vários choques do modelo. s φ ij Uma das principais conclusões desse ipo de análise de resposa a impulso é que a ordem das variáveis não pode ser deerminada aravés de méodos puramene esaísicos, mas em de ser especificada pelos analisas por base em uma eoria específica. Porano, baseando-se na eoria exposa nos capíulos 2 e 3 os exercícios realizados para análise dos veores auo regressivos consideram a ordem das variáveis de acordo com o proposo na Figura 1, ou seja, risco-país, axa de câmbio, axa de juros e por fim dívida

73 62 pública. Cabe salienar, ainda, que odas as análises empíricas dese capíulo foi realizada com base na decomposição de Choleski Decomposição da Variância dos Erros de Previsão O modelo VAR permie decompor a variância do erro de previsão. O erro de previsão de um componene consise em inovações de odos os ouros componenes do sisema. A decomposição da variância do erro de previsão aloca qual proporção do movimeno de uma série é devida a choques na própria série e qual proporção é devida a choques nas demais séries. Segundo Enders (1995), é comum em esudos empíricos que uma variável explique grande pare da variância do erro de previsão no curo prazo e pequena pare em prazos mais longos. Considere a equação (13) adianada de n períodos à frene: x + n = µ + j= 0 φ ε j + n j (14) Enão para, x, dois passos à frene e considerando φ 0 = I, em-se: x+ 2 = µ + ε φ1ε φ2ε + φ3ε 1 + φ4ε 2... (15) A parir da equação (15) observa-se que os valores dos erros aé o período são conhecidos, porém, não há como saber os valores dos erros em períodos fuuros. Tem-se que os valores esperados devem ser iguais à zero. Desa forma: E( x ) E( µ + ε 2 + φ1ε 1 + φ2ε + φ3ε 1 φ4ε 2...) + 2 = = µ + φ2ε + + φ3ε 1 φ4ε 2 (16) 36 Maiores dealhes veja Enders, W. Applied Economeric Time Series.

74 63 Assim o erro de previsão de, x, dois passos a frene será: x E( 2 ) = ε 2 φ1ε x (17) E, conseqüenemene, o erro de previsão de, x, para n passos a frene é calculado como: x n 1 + n E( x + n ) = = 0 φ ε + n 1 (18) em-se: Represenando a variância do erro de previsão para, x + n, como, 2 σ, (n) x 2 σ x ( n ) = E[( x+ n E ( x+ n )) 2 ] (19) A decomposição da variância do erro de previsão indica a proporção do movimeno na seqüência de uma variável, devido ao seu próprio choque puro versus os choques puros de ouras variáveis que compõem o modelo VAR. Na práica, o erro de previsão de uma variável é oal ou quase oalmene explicado por seus próprios choques no curo prazo. Porém, no longo prazo os seus próprios choques explicam pouco de sua variância do erro de previsão. Em geral, quando a previsão n períodos à frene aumena, a paricipação dos choques puros sobre a variância dos erros de previsão das variáveis que compõem o VAR deve convergir. Enfim, a decomposição da variância e análise de resposa a impulsos denro da esruura VAR é amplamene discuida por Sims (1980 e 1986) e Bernanke (1986) em relação a ouros insrumenos alernaivos para análise de modelos macroeconômicos. As críicas principais de ais modelos são, muias vezes, baseadas na fala de eoria econômica. Sims (1986), porém, deixa claro que, se as eorias não esão disponíveis para

75 64 especificar algumas das relações necessariamene inegranes do modelo, os insrumenos esaísicos devem ser suficienemene aplicados na avaliação do processo de geração de dados. 6.4 Causalidade no senido de Granger Granger (1969) definiu um conceio de causalidade que, em deerminadas condições, é muio fácil de ser operacionalizado no conexo de modelos VAR. O argumeno é que uma causa não pode vir depois de um efeio. Assim, se a variável, x, afear a variável, y, a variável, x, deve ajudar a melhorar a previsão da variável y. Ou seja, busca-se saber se os coeficienes da variável, x, são esaisicamene significaivos na previsão da variável y. A esruura da causalidade de Granger considera se uma variável conemporânea e defasada deve ser incorporada, ou não, a uma equação. Uma vez definido o número de defasagens óimo 37, o passo seguine é verificar a significância dos parâmeros que definem a causalidade. Seja o modelo: x y = = p + i i i= 1 j= 0 p a x c y + p p i i i= 0 j= 1 b d j j y j x j + ε + ε x y Segundo Enders (1995) para deerminar se, y, causa, x, e se, x, causa, y, deve-se usar o ese F para esar as resrições com as seguines hipóeses nulas: b = 0 e d j = 0 j = 1,2,..., n. Em um modelo com p j defasagens, y, não causa, x, se e somene se odos os coeficienes, b j, são iguais a zero. Assim, se, y, não fornece boa explicação para, x, enão, y, 37 Para ese rabalho considerou-se o número óimo de defasagens de acordo com o criério de Schwarz (SC), apresenado no capíulo 5.

76 65 não causa, x, no senido de Granger. Supõe-se, ainda, que os erros (perurbações) ε x e ε y não enham correlação. A mesma inerpreação anerior é válida para o ese na variável x. Conforme Madalla (1999), que a fala de causalidade não necessariamene implica que um grupo de variáveis não enha nenhuma relação de causa e efeio. Por isso, avaliação conjuna das variáveis com a função impulso-resposa e a decomposição da variância, a parir de uma eoria econômica explícia, é fundamenal. 6.5 Resulados Empíricos Para que eses eses sejam realizados orna-se indispensável o exame da esacionariedade das variáveis. No caso de não-esacionariedade, mas de mesma ordem de inegração, verifica-se a presença de relações coinegranes enre elas. Como já expliciado aneriormene, para inferir acerca da esacionariedade uiliza-se o ese aumenado de Dickey Fuller (ADF). Para examinar as possíveis relações coinegranes enre as variáveis do modelo, adoa-se o procedimeno de Johansen, descrio no capíulo 5. Tabela 8: Tese Aumenado de Dickey-Fuller

77 66 Os resulados dese ese evidenciam que não se pode rejeiar a presença de raiz uniária para as quaro variáveis, iso é, as variáveis são não esacionárias, em nível. O resulado é raificado ambém nas rês possíveis formulações do ese. A parir diso, aplica-se o mesmo ese ADF na série em primeira diferença onde se comprova que as quaro variáveis do modelo analisado são esacionárias de ordem um, ou seja, x ~Ι(1), conforme resulados apresenados na Tabela 8. De acordo com os resulados apresenados na Tabela 9 e considerando a esaísica do raço, noa-se a exisência de duas relações coinegranes a 5% e uma ao nível críico de 1%. Já para a esaísica do valor máximo evidencia-se a presença de uma relação coinegrane para ambos os níveis de 5 e 1 %. Tabela 9: Tese de Coinegração de Johansen Porano, de posse dos resulados dos eses de raiz uniária onde se concluiu que odas as variáveis são esacionárias de ordem um e ambém com a raificação da exisência de relações coinegranes enre as variáveis que compõem o mecanismo de conágio é possível realizar a análise do VAR incluindo as funções de impulso-resposa, decomposição da variância e causalidade de Granger.

78 Funções Impulso Resposa Aravés da função impulso resposa será possível avaliar a resposa de uma variável a um deerminado choque na economia. Porano, esa ferramena nos possibilia analisar o mecanismo de conágio da dívida. Desa forma, a inenção aqui é analisar a rajeória das variáveis câmbio nominal, juro nominal e dívida pública quando da ocorrência de um choque na economia. Para o referido ese é uilizada como variável desencadeadora dese processo de conágio o risco país. Os gráficos com as funções impulso resposa, dado um choque inicial no risco país, esão descrios na Figura 3. Figura 3: Resposa das variáveis a um choque no Risco 16 Figura 3.a: Resposa do Risco a um choque no Risco Figura 3.b: Resposa do Câmbio a um choque no Risco Figura 3.c: Resposa dos Juros a um choque no Risco 2.0 Figura 3.d: Resposa da DLSP a um choque no Risco Elaboração própria com base nos resulados fornecidos pelo pacoe economérico EViews 4.1

79 68 Conforme a Figura 3.a, um choque na economia capado pelo risco país em efeio posiivo sobre ela própria por pelo menos quaro períodos à frene, ou seja, o aumeno da percepção do risco país pelos invesidores é susenável por si só no curíssimo prazo indicando uma possível inércia nesa variável. Enreano, a parir do quino período a rajeória do risco é declinane, rerocedendo inclusive para um paamar inferior ao inicial. Diane dese fao de incereza, é naural que os invesidores busquem aivos mais seguros, no caso o dólar, para se proegerem de evenuais defauls da dívida. O movimeno de aumeno da demanda e escassez da ofera faz, porano, com que haja desvalorização da moeda nacional frene ao dólar, uma vez que os deenores de moeda esrangeira exigirão mais Reais (moeda suposamene sem proeção) para efeuarem suas rocas. Ese comporameno é demonsrado na Figura 3.b, onde após choque no risco país o câmbio nominal responde com elevação em sua rajeória que perdura aé o sexo período. A parir dese pono inicia-se uma endência declinane em sua rajeória, odavia, há de se noar que no final do período analisado o câmbio se manêm em um paamar ligeiramene acima do inicial. Porano, no insane da elevação do câmbio nominal e considerando o comporameno racional do mercado, os índices de preço que possuem em sua composição parcela significaiva de mercadorias que são afeadas pela variação cambial endem a aumenar. Por ouro lado, considerando que o Brasil adoa como âncora nominal de sua economia o regime de meas para inflação e que, o Banco Cenral enquano enidade gesora da políica moneária no país em por obrigação zelar pela esabilidade econômica, o insrumeno

80 69 disponível para alcançar al fim é o aumeno na axa de juros básica da economia (Mea Selic). Com esa resposa ao mercado o Banco Cenral ena conrolar o desencadeameno do processo inflacionário. Logo, se a aiude for considerada pelos analisas como crível iso deve fazer com que as expecaivas sofram arrefecimeno e a inflação consiga ser conrolada. No enano, caso a aceiação do mercado diane da resposa do Banco Cenral não seja posiiva, iso é, caso as expecaivas não sejam afeadas pelo aumeno da axa de juros, ese processo orna-se vicioso, pois os deenores de íulos irão exigir prêmios maiores para coninuarem com seu carregameno, o que por sua vez leva a novo aumeno da axa de câmbio e o Banco Cenral em novamene que elevar a axa de juros aé um paamar que consiga fazer com que esas expecaivas desfavoráveis sejam refeias e o ciclo seja encerrado. Ese cenário é facilmene observado pelas funções impulso-resposa apresenadas na Figura 3.a, 3.b e 3.c. Noe que após o choque no risco país, o câmbio nominal é afeado no mesmo insane. Enreano, a axa de juros só é afeada cerca de dois a rês períodos à frene (figura 3.c), o que é de se esperar uma vez que os índices de inflação vão sendo conaminados ao longo do empo. Todavia, o choque sofrido pelo câmbio aliado ao aumeno dos juros e à permanência da incereza em relação ao cumprimeno de conraos faz com que a dívida sofra um desvio para cima em sua rajeória. Perceba que a axa de juros permanece em paamar elevado aé que odas as expecaivas em relação ao aumeno da inflação sejam dissipadas e, só a parir do momeno em que esas realmene são desfeias o Banco Cenral inicia um gradaivo

81 70 processo de queda na axa de juros. Desse modo, esá desencadeado o processo de conágio da dívida pública via choque na economia. Pela Figura 3.d pode-se noar que, após o erceiro período, a rajeória da dívida é declinane, ou seja, conclui-se que enre o período analisado, para um choque na variável risco país, a aiude do Banco Cenral consegue reverer as expecaivas dos agenes em relação às incerezas que permeiam o cumprimeno de conraos Decomposição da Variância do Erro de Previsão Aravés da decomposição da variância é possível mensurar qual o impaco de cada variável na dívida e em qual período iso ocorre. Observa-se de acordo com a Tabela 10 que a variação da dívida no primeiro período é impacada em cerca de 15% pelo risco país, 9% pelo câmbio, 1% pelos juros e 75% por ela mesma. Tabela 10: Decomposição da Variância da Dívida Noa-se que, com o decorrer dos períodos, o risco país permanece com uma influência muio significaiva aingindo seu máximo no quino período. Já o câmbio vai regredindo gradaivamene aé aingir aproximadamene 4% no

82 71 décimo período. Por sua vez, os juros êm uma rajeória ascendene ao longo do período, aingindo no décimo período 6,59%. O fao do peso da axa de juros ser inversamene proporcional em relação ao câmbio é crediado a percepção de que a políica moneária, via aumeno da axa de juros, somene influencia as condições de solvência e de susenabilidade no longo prazo, enquano que elevações bruscas na axa de câmbio nominal poencializam os efeios do endividameno, fazendo com que avaliações de risco sejam muio mais susceíveis a ese ipo de choque do que a choques na axa de juros nominal. Já a própria dívida se explica mais nos períodos iniciais e menos nos períodos fuuros, o que indica que seu monane é um fore caalisador de sua credibilidade Causalidade no Senido de Granger Realiza-se agora um ese de causalidade no senido de Granger que, como já discuido aneriormene, verifica se há indícios de precedência emporal de uma variável com relação à oura, ou seja, se há informações passadas relevanes de uma variável que são significaivas para a deerminação da oura variável que se esá esando ser causada pela primeira. Não diz respeio, porano, à causalidade efeiva, relacionada a causas e efeios. A Tabela 11 raz as esaísicas referenes ao ese de Granger das variáveis analisadas. O número de defasagens foi deerminado de acordo com o criério de Schwarz (SC). Desaca-se, ainda, que de acordo com a não esacionariedade das séries em nível, conforme já abordado, o ese foi realizado em primeira diferença para odas as variáveis. A inenção com ese

83 72 ese é poder, mais uma vez, raificar o efeio do conágio da dívida, dado um choque na economia. Tabela 11: Causalidade no Senido de Granger Analisando os resulados do ese é possível afirmar que o mecanismo de conágio da dívida, já descrio nese rabalho, é em pare coerene com os resulados esaísicos aqui obidos considerando um nível de significância de 5%. Observa-se que na primeira relação de causalidade ano o risco país causa o câmbio quano o inverso ambém é verdade. Ese resulado já era de se esperar, uma vez que as duas variáveis capam os efeios dos choques insananeamene, além de possuírem comporameno muio semelhane, principalmene quando da ocorrência de choques. Desa forma, ese resulado parece indicar o início do processo do conágio da dívida, pelo menos com relação a esas duas variáveis. Já na segunda relação de causalidade, não se pode rejeiar a hipóese de que os juros não causam o câmbio, enreano, rejeia-se a hipóese de que o câmbio não causa os juros ambos no senido de Granger. Porano, um aumeno no câmbio ende a causar um aumeno nos juros.

84 73 Enreano, os resulados obidos na erceira relação não condizem com o proposo no mecanismo de conágio. Segundo ese ese, não se pode rejeiar a hipóese de que os juros não causam a DLSP no senido de Granger e ainda aceia-se a hipóese de que a DLSP causa os juros. Uma possível explicação para a ocorrência dese resulado é que os juros só afeam a DLSP no longo prazo, enquano que no curo prazo o câmbio é o maior responsável por um impaco direo na DLSP. Além disso, considerando que o mecanismo de conágio supõe que os agenes observam o mercado de acordo com a eoria das expecaivas racionais, e que o ese de causalidade de Granger não capa influências fuuras no empo presene, já era de se esperar que o resulado obido não fosse saisfaório nese senido 38. A relação seguine informa que a dívida causa o risco no senido de Granger. Ese resulado raifica a hipóese do processo ser rero-alimenador uma vez que maiores percenuais de dívida implicam maiores riscos países. Por ouro lado, como era de esperar, o risco país não causa a dívida no senido de Granger. Ese resulado é um indício da raificação do mecanismo de conágio da dívida além de corroborar alguns dos rabalhos eóricos ciados nesa pesquisa como Garcia e Didier (2002) que argumenam que o risco país é um reflexo da siuação econômico-financeira do país. De acordo com a úlima relação, observa-se que o risco não causa os juros, mas, no enano, o efeio conrário é verdadeiro, ou seja, os juros causam o risco no senido de Granger. Ese resulado confirma o indício de que a axa de juros nominal da economia em um impaco posiivo sobre o risco país. Além 38 Maiores dealhes sobre a uilização dese ese sob a óica de expecaivas racionais ver Hamilon (1994) e Hansen e Sargen (1981).

85 74 disso, esá de acordo com Toledo (2002) que afirma que o risco país é alo porque os juros são alos. Como corolário dos resulados apresenados pelos rês eses (função impulso-resposa, decomposição da variância e causalidade de Granger), conclui-se que, com a exceção da causalidade de Granger no que diz respeio ao movimeno enre juros e dívida, as evidências parecem confirmar o mecanismo de conágio da dívida para o Brasil, fao ese que vai ao enconro das diversas suposições mencionadas no capíulo rês dese rabalho.

86 75 7. DINÂMICA DA DÍVIDA Com base nas análises economéricas já discuidas nos dois capíulos aneriores, é necessário ambém que se faça uma análise dinâmica do comporameno da dívida, principalmene, considerando a óica das expecaivas de mercado em relação ao comporameno fuuro desa variável. Análise esa que não se faz possível quando com insrumenos aé aqui apresenados. Porano, ese capíulo raz uma oura visão, sem a presença de méodos economéricos, sobre a rajeória fuura da dívida e como os agenes uilizam a variável expecaiva para realizar projeções. Desa forma, a discussão acerca da dinâmica da dívida se orna exremamene imporane, principalmene para países como o Brasil onde devido à ala volailidade de seus indicadores macroeconômicos o quesionameno sobre sua susenabilidade é sempre moivo para dúvidas. A posição da dívida de um governo é considerada susenável se saisfizer o valor presene da resrição orçamenária sem uma correção maior no fuuro, a qual poderia não ser facível ou indesejável, por razões econômicas ou políicas 39. Para ano, um modelo dinâmico da dívida pode ser assim especificado por meio de uma equação de diferença finia como segue: D = ( 1+ r ) D 1 S (20) onde D é o esoque da dívida; 1+ r ) é o serviço da dívida, ou seja, é a axa ( de juros que remunera o esoque da dívida e, S é o superávi primário no 39 Ver FMI (2002) Assessing Susainabiliy.

87 76 período. Normalizando a equação (20) pelo PIB, após algumas manipulações algébricas, em-se que: d (1 + r ) d (1 + g ) = 1 s (21) onde, D d =, é a dívida como proporção do PIB no período, d 1 Y corresponde ao esoque da dívida no período anerior, ambém como proporção do PIB, g é a axa de crescimeno do PIB no período e, S s =, Y equivale ao superávi primário em relação ao PIB. Supondo que as axas de juros e de crescimeno do PIB sejam consanes, ou seja, r = r e = g, pode-se escrever a equação (21) da g seguine maneira: d = ad 1 s (22) em que a 1+ r = = a, 1+ g. Para resolver esa equação em diferença pode-se uilizar a solução backward looking ou forward looking. Enreano, cabe salienar que a parir de 1999 o Banco Cenral iniciou uma pesquisa juno às insiuições financeiras, correoras e consulorias coleando diariamene dados sobre as principais variáveis macroeconômicas da economia brasileira. Esa pesquisa fornece as expecaivas do mercado em relação à rajeória das variáveis pesquisadas. Assim sendo, a expecaiva do mercado se ornou faor primordial do aual sisema de meas para inflação que fora implemenado ambém em Porano, desde 1999, as principais omadas de decisão efeuadas pelo Banco

88 77 Cenral levam em consideração as expecaivas dos agenes em relação à rajeória fuura desas variáveis. Além disso, o Conselho Moneário Nacional (CMN) informa ao mercado no ano a mea de inflação para o período +2, e raifica e/ou reifica a mea para o período +1, o que pode ou não afear as expecaivas dos agenes. Nese caso, a solução forward looking parece ser a mais indicada. No enano, para chegar a esa solução é necessário, inicialmene, enconrar a solução backward looking. Para isso realizam-se sucessivas ierações para períodos aneriores a na equação (22). Assim sendo, obém-se o seguine sisema: d 1 = ad 2 s 1 d 2 = ad 3 s 2 M d n = ad ( n+ 1) s n Subsiuindo d 2 na primeira equação, d 3 na segunda e assim sucessivamene enconra-se: d d M d = a( ad 2 = a ( ad n = a d 2 n 3 s 1 s i= n ) s 2 a ) as s i i 1 s Fazendo n =, em-se: d = d 0a i= 0 a s i i (23) Supondo que expressão (24): s i = s i, a solução backward looking de (22) é dada pela

89 78 (24) a s a a sa d d + = Para ober a solução forward looking, iera-se para períodos poseriores a a equação (22) obendo assim o sisema a seguir: = + = + = n n n s a d a d s a d a d s a d a d M Assim, por subsiuições sucessivas chega-se a seguine expressão: + + = + + = n j j j n n s a a d a d Suponha-se agora que j s s j =, e que n s + =. Fazendo uso da solução backward looking (23) e s, em-se que: = = + = j j i i a a s a a s d d Resolvendo as somas infinias da expressão anerior para g r a + = 1 1+, obém-se a solução final forward looking como a que se segue: (25) ) ( ) ( = g r g s g r g r r s d d Noe que nesa solução as expecaivas são formadas olhando para o fuuro. Nese senido, elas são formadas diferenemene da solução backward

90 79 looking. Nesa úlima, as expecaivas fuuras são realizadas com base nos valores observados das variáveis no passado. Assim, considerando ano a solução backward looking quano forward looking é possível realizar um exercício comparaivo para a rajeória da dívida por meio de uma análise ex-pos e inferir qual das soluções mais se aproxima da rajeória da dívida observada. Para a solução backward looking com um passo arás as expecaivas foram os valores observados das variáveis no período anerior. Para dois passos arás as expecaivas foram à média dos dois períodos aneriores e para rês passos arás à média dos rês períodos passados. Na solução forward looking as expecaivas um passo à frene foram à média das expecaivas do mercado para o ano seguine. Para dois passos à frene foram à média das expecaivas dos dois anos seguines. E para rês passos à frene foram à média dos rês anos poseriores 40. No enano, anes de fazer ese exercício comparaivo, é necessária que a equação (25) sofra uma adapação, ou seja, é sabido que a composição da dívida brasileira é esruurada principalmene com íulos vinculados a axa de juros, câmbio e índices de preço, conforme apresenado na Tabela 1. Assim, o valor da dívida no período inicial, d 0, em que ser aualizado por um índice de correção, IC, que engloba as rês aualizações supraciadas. Desa maneira, o índice de correção para o período, IC, é calculado para a solução backward looking, IC bl, e forward looking, IC fl, respecivamene. E considerando que a 40 Os valores uilizados para o cálculo da solução forward looking, correspondem à pesquisa de expecaiva do mercado divulgada no dia dois de seembro de 2005 pelo Banco Cenral. Saliena-se que o valor uilizado represena uma média das expecaivas o que porano deve ser analisado com cera cauela.

91 80 dívida líquida do seor público é a soma da por dívida inerna líquida, DI, e dívida exerna líquida, DE, em-se que: n ICbl = 1+ α i β i i % i= 1 i= 1 n (% DI ) + δ ( DE ) IC fl + n (% DI ) + δ ( % DE ) n = 1 α i β i i i= 1 i= 1 onde α i βi correspondem aos indexadores da dívida inerna ponderados por seus respecivos faores de correção, ou seja: n i= 1 α β i i = [(% câmbio )( cr ) + (% juros )( jr ) + (% ind. preço )( ipca )](% DI ) em que os valores indicados no empo, equivalem respecivamene ao percenual da dívida indexada ao câmbio % câmbio ; variação do câmbio real cr ; somaório dos percenuais da dívida indexados a juros ano pós-fixados quano pré-fixados e, ainda, aos vinculados a axa de referência (TR) % juros ; juros reais jr ; percenual indexado a índice de preço % ind. preço e, ipca corresponde ao valor acumulado em doze meses do IPCA 41. Por sua vez, δ i equivale à remuneração da dívida exerna líquida, que por hipóese será manida consane em 11% ao ano para odo o período analisado. Ese valor é esipulado em Carneiro e Sinigaglia (2005), como sendo equivalene ao cupom do principal íulo da dívida exerna brasileira Tano o câmbio real quano o juro real esão deflacionados pelo IPCA acumulado em doze meses. 42 Ese percenual aualmene equivale ao Global 40 que passou a ocupar o lugar de principal íulo da dívida exerna brasileira após a roca de C-Bonds efeuadas em julho de 2005, conforme noa de rodapé 16.

92 81 No cálculo de IC o período corresponde ao respecivo ano de d 0. Assim, podemos expressar o novo valor do esoque da dívida da seguine * forma: d ( ) d 0 = 0 IC. Porano, a equação (25) pode, agora, ser expressa da seguine maneira: d = d * 0 (1 + r) 1+ r s ( r g) 1+ g 1+ g + s r g (25') Logo os valores uilizados para esa simulação esão na Tabela 12: Tabela 12: Valores calculados para soluções Backward e Forward da dívida Assim, diane deses cálculos é possível desenhar as rajeórias num gráfico que compara os valores calculados pela solução backward looking e os valores observados da relação dívida/pib, levando em consideração as expecaivas um passo, dois passos e rês passos arás. Esas rajeórias são mosradas no Gráfico 5 a seguir.