bandas de cÂmbio, expectativas de desvalorizaÇÃo
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BANDAS DE CÂMBIO, EXPECTATIVAS DE
DESVALORIZAÇÃO, VOLATILIDADE E
CRESCIMENTO ECONÔMICO:
UMA ANÁLISE COMPARATIVA ENTRE O BRASIL E
OUTROS PAÍSES EMERGENTES
Isabela Pede Münch
Tese de Doutorado em Economia
Orientador: Aluísio Araujo
Fundação Getulio Vargas
1998
BANDAS DE CÂMBIO,
EXPECTATIVAS DE
DESVALORIZAÇÃO, VOLATILIDADE
E CRESCIMENTO ECONÔMICO:
UMA ANÁLISE COMPARATIVA ENTRE O
BRASIL E OUTROS PAÍSES EMERGENTES
Isabela Pede Münch
Tese submetida à Escola de PósGraduação em Economia da Fundação
Getúlio Vargas como requisito para obtenção do título de
Doutor em Economia
Fundação Getúlio Vargas
1998
BANCA EXAMINADORA
Prof. Aluísio Pessoa Araújo, Ph.d Orientador Pro f. Renato Fragelli, Ph.d Pro f. João Victor Issler, Ph.d Prof. Maria Cristina Terra, Ph.d Prof Humberto Moreira de Athayde, Ph.d
ÍNDICE
Capítulo 1 Bandas de câmbio e expectativas de desvalorização
1.1 Introdução, 1 1.2 Testes de credibilidade e expectativas de desvalorização em regimes de bandas de câmbio, 2 1.3 Modelos de bandas de câmbio com risco de desvalorização, 4 1.4 Expectativas de desvalorização e testes de credibilidade, 6
1.4.1 Contrato a termo de taxas de câmbio e mercado futuro de câmbio: caso brasileiro, 6
1.4.2 Diferencial de taxas de juros e credibilidade Teste de Svensson, 10 1.4.2.1 O teste de Svensson: A banda da taxa de juros, 11
1.4.3 Teste de Svensson modificado e Análise empírica para o teste apresentado: Bandas de Câmbio do Brasil , do México, da Venezuela, da Rússia, da Tailândia e de Hong Kong ,13
1.4.3.1 Alterações necessárias à aplicação dos testes de credibilidade ao regime de bandas nos mercados emergentes, 13
a) Prêmio de risco, 13 b) Impostos incidentes sobre o capital estrangeiro, 15 c) Variação de reservas, 15
1.4.3.2 Banda de Câmbio e Teste Svensson -Brasil,16 a) Banda de juros, 19 b) Expectativa de desvalorização, 19 c) Banda de juros (intrabanda), 20 d) Variação de reservas, 21
1.4.3.3 Bandas de câmbio do México: teste Svensson modificado, 21 1.4.3.4 Bandas de câmbio Rússia e Teste Svensson modificado, 23 1.4.3.5 - Bandas de câmbio Venezuela, 24 1.4.3.6- Bandas de câmbio da Tailândia e Teste de Svensson, 25 1.4.3.7- Bandas de câmbio de Hong Kong e Teste Svensson, 27
1.5 Conclusão, 29 1.6. Apêndice, 30
1.6.1- Regime de Bandas de câmbio: Brasil, 30 1.6.2 - Bandas de câmbio: México, 34 1.6.3 - Bandas de câmbio: Venezuela, 37 1.6.4 - Bandas de câmbio: Rússia, 39
Capítulo 2 Estimando a Credibilidade de Bandas de Câmbio
2.1- Método de ajuste de drift de Bertola-Svensson aplicado ao Brasil, 41 2.1.1- Estimação empírica da taxa esperada de depreciação: OLS, 43 2.1.2 - Determinantes das expectativas de realinhamento, 46
2.2- Estimação empírica da taxa esperada de depreciação com realinhamentos estocásticos: NLLS, 48
a) Um modelo de diferenciais de taxas de juros, 48 b) Esperanças condicionais, 49 c) Fatores que influenciam o risco de realinhamento, 50 d) Dados e especificação, 51 e) Estimativas dos parâmetros, 51 f) Estimativas das probabilidades de desvalorização, 52
2.3 Testes de credibilidade baseados na teoria de opções, 53 2.4 Conclusão, 58
Capítulo 3 Expectativas de crise cambial: Brasil, México e China
3.1 - Introdução, 59 3.2 - Modelo Probit, 60
3.2.1- Brasil, 60 3.2.2- México, 62 3.2.3- China, 63
3.3- Conclusão, 64 3.4- Apêndice, 64
3.4.1 - China, 64
um modelo probit
Capítulo 4 Volatilidade da taxa de câmbio e volatilidade da taxa de juros em regimes
de bandas de câmbio: México, Chile, Colômbia e Brasil
4.1 Introdução, 66 4.2 Formulação teórica do modelo GARCH, 67
4.2.1 - Heterocedasticidade condicional autoregressiva (ARCH), 67 4.2.2 - Especificação ARCH-in-mean ,70 4.2.3 Heteroscedasticidade Condicional Autoregressiva Generalizada: GARCH,71 4.2.4 - Modelos GARCH multivariados ,72
4.3 Estimação empírica da volatilidade da taxa de câmbio e da volatilidade da taxa de juros: Brasil, México, Chile e Colômbia ,73
4.3.1 - Brasil, 74 4.3.1.1 Estimação das volatilidades da taxa de câmbio nominal e da taxa
de juros nominal, 74 a) Período de 1992 até 1996,74 b) Período de bandas de câmbio de 1994 até 1996, 76
4.3.1.2 Estimação da volatilidade da taxa de câmbio e da taxa de juros em termos reais, 78
4.3.2 Chile, 81
a) Volatilidade da taxa de juros real, 78 b) Taxa de câmbio, 79
b 1) Tc deflacionada pelo IPA, 79 b2) Tc deflacionada pelo IPC, 80 b3) Tc deflacionada pelo índice de inflação oficial, 80
II
4.3.3 Colômbia, 83 4.3.4 México, 85
4.4 Impacto da volatilidade cambial sobre outras variáveis macroeconômicas: literatura, 86 4.5 Conclusão, 93 4.6 Apêndice 1 - Histórico, 94
4.6.1 Brasil, 94 4.6.2 Chile, 96 4.6.3 Colômbia, 99 4.6.4 México, 100
4.7 Apêndice 2 - Análise de cointegração, teste de raiz unitária e regressões utilizadas no modelo, 103
4.7.1 Brasil, 103 4.7.2 Chile, 103
1. Análise de cointegração, 103 2. Testes de raiz unitária das variáveis em primeiras diferenças, 103
4.7.3 Colômbia, 104 1. Análise de cointegração entre as variáveis, 104
4.7.4 México, 104 I.Análise de cointegração das variáveis câmbio e taxa de Juros
mexicanas, 104
Capítulo 5 Incerteza, volatilidade da taxa de juros, crescimento
e bem-estar econômico
5.1 - Introdução, 105 5.2 - Impacto da inflação sobre o mercado de crédito,106 5.3 - Formulação teórica do modelo GARCH, 107
5.3.1 - Modelos GARCH multivariados, 107 5.4- Volatilidade da taxa de juros e crédito privado: evidência empírica, 108
5.4.1 Estimação, 110 5.5 - Crédito privado, bem-estar e desenvolvimento econômico, 113
5.5.1 Crédito e produto,113 5.5.2 Modelo com capital humano: Crédito e capital humano,115 5.5.3 Crédito, capital humano e desenvolvimento econômico, 118
5.6- Conclusão,121 5.7-Apêndice 1,122
5.7.1-Autocorrelação serial,122 5.7.2. Raiz Unitária,123
a) Teste p de Phillips-Perron ,123 b ) Teste de raiz unitária Dickey-Fuller,124
5.7.3 Análise de cointegração ,125
Bibliografia, 126
111
ÍNDICE DE FIGURAS NÚMERO DA FIGURA, TÍTULO, PÁGINA
CAPÍTULO 1 -BRASIL
Figura 1 Bandas de câmbio e contrato futuro para 1 mês, 8
Figura 2 Mercado Futuro de dólar - Brasil - 1 mês antes do vencimento, 9
Figura 3 Banda de câmbio e contrato futuro para 2 meses, 9
Figura 4 Mercado futuro de dólar - Brasil - 2 meses antes do vencimento, 9
Figura 5 Bandas de câmbio e contrato futuro para 3 meses, 10
Figura 6 Mercado futuro de dólar - Brasil - 3 meses antes do vencimento, 10
Figura 7 Desvalorização esperada - Mercado Futuro Brasil 3 meses,lO
Figura 8 Expectativa de desvalorização em dois meses em cada um destes contratos futuros - Brasil, antes e depois da crise de outubro de 1997, 10
Figura 9 Contrato Futuro Dólar x Di - Taxa do coupon, 10
Figura 10 Spread over treasury do título Argentina Par (Brady Bond),14
Figura 11 Spread over treasury do título Brasil Global 2001,14
Figura 12 Spread over treasury do título México Par (Brady Bond), 15
Figura 13 Spread over treasury do título Venezuela Par (Brady Bond), 15
Figura 14 Taxa de juros de títulos público federais Brasil, 16
Figura 15 Bandas de câmbio Brasil,16
Figura 16 hura-banda - Brasil, 17
Figura 17 Teste Svensson de credibilidade das bandas de câmbio - Brasil 1994/1998 levando-se em consideração o risco Brasil mas sem IOF, 19
Figura 18 Teste Svensson de credibilidade das bandas de câmbio - Brasil 1994/1998 levando-se em consideração o risco Brasil com IOF, 19
Figura 19 Expectativas de desvalorização mensal- Brasil-1996/1998, 19
Figura 20 Expectativas de desvalorização mensal- Brasil- 1994/1996,19
Figura 21 Teste Svensson de credibilidade das intrabandas de câmbio - Brasil 1995/1996,20
Figura 22 Teste Svensson de credibilidade das intrabandas de câmbio - Brasil 1996/1998,20
Figura 23 Teste Svensson de credibilidade das intrabandas de câmbio - Brasil 1998/2002 - Simulação de Monte Carlo, 20
Figura 24 Teste Svensson de credibilidade das bandas de câmbio - Brasil 1998 levandose em consideração o risco Brasil, IOF e variação nas reservas, 21
IV
-MÉXICO
Figura I Bandas de câmbio México, 22
Figura 2 Teste Svensson de credibilidade das bandas de câmbio - México 1991/1994 levando-se em consideração o risco México mas sem impostos, 22
Figura 3 Teste Svensson de credibilidade das bandas de câmbio - México 1991/1994 levando-se em consideração o risco México com impostos, 22
Figura 4 Teste Svensson de credibilidade das bandas de câmbio - México 1991/1994 levando-se em consideração o risco México com impostos e variação das reservas, 23
-RÚSSIA
FiguraI Banda de juros da Rússia, 24
Figura2 Teste Svensson modificado de não credibilidade das intrabandas de câmbio Rússia, 24
-VENEZUELA
FiguraI Bandas de câmbio Venezuela, 25
Figura 2 Preço do petróleo venezuelano e reservas internacionais, 25
Figura 3 Banda de juros da Venezuela, 25
-TAILÂNDIA
FiguraI Taxa de câmbio real- Tailândia, 26
Figura 2 Teste de credibilidade modificado de Svensson - Antes da crise da Ásia, 27
Figura 3 Expectativa de desvalorização do baht da Tailândia antes da crise da Ásia, 27
-HONGKONG
FiguraI Taxa de câmbio Hong Kong 1990/1998, 28
Figura 2 Banda de juros de Hong Kong 1990/1998 - Credibilidade do câmbio em 12 meses, 28
-ANÁLISE MACRO
I.BRASIL
Figura I Contas externas - Exportação, 1mportação e saldo comercial Brasil 1990/1998,34
Figura 2 Taxa de câmbio real - Brasil, 34
Figura 3 Câmbio Real versus Balança Comercial Brasil, 34
2.MÉXICO
Figura I Banda de câmbio México 1992/1994, 37
Figura 2 Diferencial de taxas de juros - México, 37
Figura 3 Reservas 1nternacionais do México 1994, 37
3. VENEZUELA
FiguraI Taxa de câmbio real da Venezuela, 38
Figura2 Variação da taxa de câmbio, base monetária e taxa de inflação, 38
v
Figura3 Inflação versus Oferta de moeda, 38
Figura4 Inflação versus taxa de câmbio, 38
Figura5 Taxa de câmbio nominal, 38
4. RÚSSIA
FiguraI Banda de câmbio Rússia, 40
Figura2 Taxa de juros da Rússia -1mês, 40
CAPÍTULO 2
FiguraI Estimativas de desvalorização do câmbio Brasil out94/mar95, 45
Figura2 Estimativas de desvalorização do câmbio Brasil mar95/jun95, 45
Figura 3 Estimativas de desvalorização do câmbio Brasil jun95/dez95, 45
Figura 4 Estimativas de desvalorização do câmbio Brasil ago96/fev97, 46
Figura 5 Estimativas de desvalorização do câmbio Brasil mar97/jan98, 46
Figura 1 Volatilidade da taxa de câmbio brasileira 1994/1998,47
Figura 1 Probabilidade de realinhamento da paridade central da banda de câmbio do Brasil,52
Figura 1 Preço da opção de dólar de janeiro de 1998, 56
CAPÍTULO 3
Figura 1 Probabilidade de desvalorização estimada Brasil 1985/1998, 61
Figura 2 Probabilidade de desvalorização estimada México 1985/1998, 62
Figura 3 Probabilidade de desvalorização estimada China 1985/1998, 63
Figura 1 Balança Comercial da China, 65
Figura 2 Câmbio real da China deflacionado pelo IPC, 65
CAPÍTULO 4
Figura 1 Volatilidade estimada da taxa de câmbio nominal brasileira 1992/1996, 75
Figura 2 Volatilidade estimada da taxa de juros nominal brasileira 1992/1996, 76
Figura 3 Volatilidade estimada da taxa de câmbio nominal brasileira a partir do Plano Real, 77
Figura 4 Volatilidade estimada da taxa de juros nominal brasileira a partir do Plano Real,78
Figura 5 Volatilidade estimada da taxa de juros real brasileira 1992/1996, 79
Figura 6 Volatilidade estimada da taxa de câmbio real brasileira 1992/1996, 81
Figura 7 Volatilidade estimada da taxa de câmbio nominal chilena 1980/1995, 83
Figura 8 Volatilidade estimada da taxa de juros nominal chilena 1980/1995, 83
Figura 9 Volatilidade estimada da taxa de câmbio da Colômbia 1992/1995, 84
VI
Figura 10 Volatilidade estimada da taxa de juros da Colômbia 1992/1995, 84
Figura 11 Volatilidade estimada da taxa de câmbio mexicana 1992/1995,86
Figura 12 Volatilidade estimada da taxa de juros mexicana 1992/1995,86
Figura 1 Regime de bandas de câmbio do Chile 1989/1995, 98
Figura 2 Taxa de câmbio do Chile 1975/1995,98
Figura 3 Taxa dejuros - Chile 1989/1995, 98
Figura 1 Taxa de câmbio - Colômbia 1992/1995,99
Figura 2 Taxa de juros - Colômbia 1992/1995, 100
Figura 3 Taxa de inflação - Colômbia 1992/1995, 100
Figura 1 Banda de câmbio México 1992/1995, 102
Figura 2 Taxa de juros nominais - México, 102
CAPÍTULO 5 Figura 1 Crédito Real- Brasil 1976/1995, 109
Figura 2 Taxa de juros nominal- Brasil 1976/1995, 109
Figura 3 Taxa de inflação - Brasil 1976/1995, 109
Figura 4 Volatilidade estimada do crédito Brasil 1976/1995, 112
Figura 5 Volatilidade estimada da taxa de juros nominal 1976/1995, 112
Vll
CAPÍTULO 1 BANDAS DE CÂMBIO E EXPECTATIVAS DE DESVALORIZAÇÃO
1.1 INTRODUÇÃO
A partir de março de 1979, a maioria das moedas européias começou a flutuar dentro de bandas de câmbio. Os governos dos países pertencentes ao Sistema Monetário Europeu (EMS) coordenaram seus esforços de modo a estabilizar as flutuações da moeda. Os participantes do Exchange Rate Mechanism (ERM) tinham que intervir no mercado de câmbio para ajudar a manter a paridade central. Enquanto a Grã-Bretanha e a Itália saíram do ERM em setembro de 1992, levantando dúvidas sobre a visão de união monetária do tratado de Maastrich, os países Bélgica, Luxemburgo, Alemanha, Irlanda, Holanda, Portugal e Espanha continuaram como membros.
Após 1979 outros países, além dos europeus, passaram a utilizar o regime de bandas de câmbio como coadjuvante no processo de estabilização da economia. Foram eles: Israel, que de 1989 a 1991 utilizou o regime de bandas de câmbio fixas, com a ocorrência de realinhamentos periódicos da paridade central, passando, a partir de dezembro de 1991, quando a taxa de inflação já havia se acalmado, ao regime de bandas de câmbio flutuantes (crawling bands) na tentativa de introduzir maior flexibilidade ao sistema; Chile, que introduziu seu sistema de bandas flutuantes em 1989 após crise interna do sistema financeiro e turbulência no mercado de câmbio; Hungria, adotou o regime de bandas fixas em 1989 e a partir de 16 de março de 1995, o regime de bandas flutuantes; México, que estabeleceu o regime de bandas de câmbio a partir de 1992 e cuja taxa de desvalorização da margem superior da banda era pré estabelecida e que vigorou até dezembro de 1994 quando houve a crise cambial; Colômbia, que adotou um regime de bandas flutuantes em janeiro de 1994; Brasil, que iniciou o regime de bandas de câmbio fixas em outubro de 1994 com uma política de intervenções intramarginais, chamadas também de "mini-bandas", a partir de junho de 1995; e Polônia que começou seu regime de crawling bands em 1995.
Além destes, os países do Sudeste Asiático também utilizaram bandas de câmbio até a crise cambial de 1997 e, depois desta até agosto de 1998, apenas Hong Kong permanecia com sua moeda atrelada ao dólar.
A teoria econômica avançou no estudo de bandas de câmbio com o trabalho pioneiro de Krugman (1991). Neste trabalho, Krugman utiliza o modelo em que a taxa de câmbio varia não linearmente com o fundamento, a oferta monetária. Além disso, por hipótese, supõe-se que a autoridade monetária intervenha apenas quando a taxa de câmbio atinge as margens da banda. As bandas são vistas como perfeitamente críveis, ou seja, não há variação de sua paridade central.
Empiricamente, o modelo de Krugman encontrou pouco suporte. Flood, Rose & Mathieson (1991) estudaram sete moedas pertencentes ao ERM e verificaram que poucas das relações descritas na teoria estavam de acordo com a prática. Outros trabalhos de Diebold & Nason (1990), Meese & Rose (1990,1991) e Lindberg & Soderlind (1991) corroboraram estas análises empíricas.
As dificuldades empíricas do modelo de Krugman motivaram a segunda geração de modelos de bandas de câmbio com contribuições de Bertola & Svensson (1991, 1992), Bertola & Caballero (1992), Froot & Obstfeld (1991), Svensson (1991, 1992), Lindberg & Soderlind (1991 b) e Mizrach (1995). Estes modelos se referem à hipótese da existência de bandas de câmbio com credibilidade imperfeita havendo, portanto, risco de desvalorização e possibilidade de intervenções intramarginais.
Desta forma, tendo como pano de fundo os modelos que incorporam em sua análise a existência de expectativas de desvalorização da banda, o aumento de seu tamanho e as intervenções do governo no mercado cambial, são construídos testes de credibilidade para as bandas de câmbio e estimativas de expectativas de desvalorização do câmbio.
o trabalho se propõe a, de acordo com os testes de credibilidade existentes, avaliar se a crise do México em 94 e a crise asiática, tendo como proxy os casos da Tailândia e Hong Kong poderiam ter sido previstas com os modelos existentes de credibilidade. Além disso, são feitas modificações nos testes de modo a tomá-los mais eficientes. Desta forma, pode-se comparar as conclusões a respeito baseadas apenas em modelos de previsão e conclusões construídas a partir da observação de outras variáveis econômicas. Os países analisados neste trabalho são Brasil, México (antes de 94), Venezuela, Rússia, Tailândia e Hong Kong.
1.2 TESTES DE CREDIBILIDADE E EXPECT A TIV AS DE DESVALORIZAÇÃO
EM REGIMES DE BANDAS DE CÂMBIO
Desde que se iniciou o estudo sobre bandas de câmbio, o interesse a respeito deste regime cambial tem aumentado. As perguntas mais freqüentes são qual o comportamento da taxa de câmbio dentro da banda, da taxa de juros doméstica e qual o tipo de banda mais adequado para uma determinada economia.
Devido a todas estas questões é que os testes a respeito da credibilidade da banda de câmbio são importantes. A banda de câmbio é crível quando esta não está suscetível a um ataque especulativo que termine por rompê-la. Desta forma, estes testes são uma medida da confiança depositada na política econômica sob a ótica dos agentes dado o conjunto de informações que detêm. A partir de tais testes, pode-se fazer uma melhor análise e ter um maior controle dos caminhos por onde se quer trilhar, a fim de que os objetivos da política sejam alcançados.
Os objetivos deste estudo são, tanto expor de forma detalhada os testes de credibilidade de regimes de bandas de câmbio existentes na literatura econômica, ressaltando suas vantagens e desvantagens, quanto aplicá-los ao Brasil, México e outros países que passaram por crises cambiais. Em relação ao Brasil, é interessante notar como se comportou a política cambial pós Plano Real. Quanto ao México, cabe analisar qual era a situação das bandas de câmbio mexicanas antes da crise de dezembro de 1994 e se os testes de credibilidade davam algum indício da iminente crise.
2
o primeiro teste de credibilidade implementado na literatura foi o teste criado por Svensson (Svensson (1991)). Este é chamado de "teste simples" e no artigo, o autor testa a credibilidade da banda de câmbio da Suécia entre janeiro de 1987 e agosto de 1990. Este teste é baseado tanto no comportamento das taxas de juros quanto no valor das margens superior e inferior da banda. Através deste também foi testada a credibilidade (Svensson (1993)) das bandas das moedas de sete países do Exchange Rate Mechanism do European Monetary System: Bélgica, Alemanha, França, Itália, Irlanda, Finlândia, Dinamarca. Além destes estudos, Caramazza (1993) fez o teste da credibilidade da política cambial francesa (franco francês/marco alemão) e encontrou um aumento da credibilidade a partir de 1987. Halikias (1994) examinou a credibilidade da banda de câmbio belga cuja política se mostrou crível no curto prazo. O trabalho de Hughes and Hurley (1994) examinou o caso da Irlanda.
o segundo modo mais conhecido de se mensurar a credibilidade consiste no método de "ajuste de drift", sugerido por Bertola and Svensson (1993). Este método mostra estimativas numéricas de expectativas de realinhamento da banda de câmbio. O método de ajuste de drift, ou ajuste da média, supõe a hipótese de não possibilidade de arbitragem (uncovered parity). Portanto, o diferencial de taxas de juros interna e externa se iguala à taxa esperada de depreciação da moeda do país que possui a taxa de juros interna maior. Esta taxa esperada de depreciação é decomposta na soma dos seguintes termos: a taxa esperada de depreciação dentro da banda e a taxa esperada de realinhamento da banda propriamente dita. A depreciação dentro da banda, o drift, é estimado empiricamente utilizando-se variáveis macroeconômicas históricas e financeiras como variações na taxa de câmbio e na taxa de juros. O diferencial de taxa de juros menos este drift estimado, constitui o realinhamento esperado.
V ários autores como Frankel and Phillips (1991), Soderlind, Svensson and Lindberg (1992), Svensson (1993), Rose and Svensson (1993,1994), Beetsma (1995), Knot and Haan (1995), entre outros, estimaram a credibilidade das bandas cambiais de países europeus, tanto para os caso de bandas unilaterais ou multilaterais.
Uma terceira categoria de testes são os testes de credibilidade de bandas de câmbio construídos a partir da teoria de opções de câmbio. Uma análise empírica destes testes, recentemente apresentada por Campa and Chang (1995), mostra que os mercados de fato perceberam o risco de realinhamento antes das desvalorizações de setembro de 1992 e agosto de 1993 relacionadas as bandas do Mecanismo de Taxas de Câmbio Europeu (ERM).
Neste primeiro capítulo foi feita uma aplicação do teste de credibilidade de Svensson para os países emergentes mais vulneráveis a uma crise. O teste apresentou resultados satisfatórios nos casos em que os governos reagiram à crise. Os demais testes de credibilidade foram aplicados apenas no caso do Brasil a título de exemplificação de sua eficácia ou não, porém os resultados encontram-se no segundo capítulo.
Na terceira seção será mostrado o modelo de câmbio com expectativas de desvalorização de Bertola e Svensson (1993) no qual a literatura se baseia. Na quarta seção é apresentado um teste de credibilidade levando-se em consideração as expectativas de desvalorização implícitas no mercado futuro de câmbio brasileiro.
3
Após isto, o teste de Svensson modificado, que inclui o risco país e a regra de tributação, é aplicado aos países emergentes.
1.3 MODELOS DE BANDAS DE CÂMBIO COM RISCO DE DESVALORIZAÇÃO
o modelo de Bertola & Svensson (1993) generaliza o arcabouço de Krugman (1991) a respeito das bandas de câmbio.
Seja S(I) o logaritmo da taxa de câmbio no tempo t. Supõe-se a seguinte relação
(1) S(t) = f(l) + a EI [ dS(I) ] / dt
onde f(l) denota o conjunto de "fundamentos" determinantes da taxa de câmbio e a é a proporção em que o nível da taxa de câmbio depende de sua própria taxa esperada de depreciação. Supõe-se também que f(l) possa ser modelado como um processo estocástico exógeno. O processo para o fundamento {f(l)} obedece à diferencial estocástica:
(2) df(t) = ~f dt + af dWf(t) + dL(1) - dU(I) + dC(I)
onde ~f e af são, respectivamente, a média e o desvio-padrão instantâneos e {Wf(t)} é o processo de Wiener padrão. Os processos {L(I)} e {U(I)} são, como em Svensson (1991), tratados como reguladores do movimento Browniano, aplicado em incrementos infinitesimais necessários para manter a taxa de câmbio dentro da banda. Esses são processos contínuos não decrescentes, que crescem apenas quando a taxa de câmbio está, respectivamente, na margem inferior ou superior de sua banda de flutuação corrente.
As desvalorizações da taxa de câmbio são modeladas como jumps discretos das taxas de câmbio, da paridade central, das bandas de flutuação e do fundamento. A probabilidade de realinhamento durante o intervalo finito dt é suposta ter intensidade variante no tempo, p(l). O deslocamento da taxa de câmbio é também uma variável aleatória, q(I). Bertola & Svensson (1993) fizeram uma hipótese que incorpora as duas variáveis, e definiram o processo da taxa esperada de desvalorização, {g(I)}, por
Modelando-se g(t) com um drift:
(4)dg(l) = ~g dt + ag dwg, dWg(l) * dwg(t)=rdt, Ir k=1.
Por conveniência, define-se o log do desvio da banda de câmbio em relação à paridade central,
(4) x(t) = s(t) - c(t).
Bertola & Cabalero (1992) notaram que os diferenciais de taxas de juros tendiam a ampliar-se quando a taxa de câmbio atingia a margem superior da banda, x(t» o. Sob a hipótese de não possibilidade de arbitragem, o diferencial de taxa de
4
juros deve ser igual à variação na taxa de câmbio esperada, o que implica que g(t) e x(t) são correlacionadas.
No modelo, a taxa de depreciação esperada total é a soma de dois componentes: a taxa de depreciação esperada dentro da banda, Et[dx]/dt, e a taxa esperada de desvalorização, g:
(5) Et[ds]/dt = Et[dx]/dt + g(t).
Incorporando (5) em (1), e levando (4) em consideração, portanto:
(6) s(t) = f(t) + a g(t) + a Et[dx]/dt.
Pode-se simplificar o problema definindo a seguinte variável estável composta:
A soma destes dois movimentos brownianos é também um movimento browniano cujo diferencial é
d 2 2 2 1/2 on e ~h = ~f + a ~g e crh = (crf + a crg ) .
Portanto, a dinâmica da taxa de câmbio se reduz a um problema em uma única variável estado,
(9) X(h) = h + a Et[dx]/dt
com condições de canto
onde hSuP e hinf são os pontos onde as taxas de câmbio atingem respectivamente suas margens superiores e inferiores.
A solução de forma fechada pode ser obtida da mesma forma que em Krugman (1991) e Froot & Obstfeld (1991),
(11) À-h À-h x(h) = h + a ~h + AI e I + A2 e 2 ,
com AI e A2 sendo as raízes da equação característica, acr2h A2/2 + a~hA - 1 = O. As constantes AI, A2 são escolhidas de forma a satisfazer as condições de canto:
hSup + a~ + Ale\hsup+ A2e\hsup = xSup_c, 1 + AIAle\ hsup + A2A2eÀ-2hsup=O hinf + a~ + Ale\hinf+ A2e\hinf = xinf_C, 1 + AIAle\ hinf + A2A2eÀ-2hinf=O
5
Dois modelos importantes de taxa de câmbio surgem como casos especiais do arcabouço de Bertola-Svensson. O primeiro é o próprio modelo de Krugman, que supõe que as bandas de câmbio sejam perfeitamente críveis, portanto:
(3') Et[ dc(t)]/ dt = 0, para todo t. Isto implica em ~g = crg = 0, e que E[g] = O.
O segundo é o modelo de Svensson (1991) que incorporou o nsco de desvalorização ao modelo de Krugman, porém supôs que este risco não variasse através do tempo, ou seja,
(3") Et[ dc(t)]/ dt = g, para todo t.
O modelo de Svensson implica que ~g = crg = 0, entretanto, a média do diferencial estocástico para o processo de desvalorização é diferente de zero, Et[g(t)] = g'
1.4 EXPECTATIVAS DE DESVALORIZAÇÃO E TESTES DE CREDIBILIDADE
Antes de serem feitos os testes de credibilidade baseados no diferencial de taxa de juros entre os países, será visto o comportamento de um mercado muito importante para as expectativas de desvalorização: o mercado futuro brasileiro. Através deste pode-se fazer uma variante do teste de credibilidade de Svensson, como será mostrado na seção seguinte, e comparar os respectivos resultados. Então a seguir tem-se o teste de credibilidade baseado no mercado futuro.
1.4.1 CONTRATO A TERMO DE TAXAS DE CÂMBIO E MERCADO FUTURO DE
CÂMBIO: CASO BRASILEIRO
Seja St a taxa de câmbio à vista (spot) no tempo t, mensurada em unidades da moeda doméstica por unidades da moeda estrangeira, e sejam S/nf e StSUP
respectivamente as margens inferior e superior da banda de câmbio, portanto
Seja agora F/ a taxa de câmbio para um contrato a termo no tempo t com maturidade em t. O lucro líquido no tempo de maturidade t + 't, de uma venda de contrato a termo de uma unidade de moeda estrangeira é F/ - S!+'t: .
Suponha que, no tempo t, nenhum realinhamento ou variação no tamanho da banda de câmbio é esperado até a data de maturidade do contrato t + 'to Portanto, há a expectativa de que a taxa de câmbio spot permaneça dentro da banda de câmbio, S/nf < St < StSuP
• Desta forma, o lucro líquido da venda de um contrato a termo de uma unidade de moeda estrangeira é limitado de acordo com
6
Observa-se que, de acordo com (2), se a taxa de câmbio do contrato a termo estiver acima da banda de câmbio, não levando-se em consideração a taxa de corretagem, o lucro mínimo de uma venda de contrato a termo da moeda estrangeira é positivo. Então, apesar de que o nível preciso de lucro seja incerto, é certo que este será positivo. Esta possibilidade de arbitragem poderia dar incentivos aos investidores para aumentarem seus montantes de contratos a termo até que a oportunidade de lucro fosse eliminada. Se a taxa de câmbio a termo permanecer acima da banda de câmbio, significa que esta não é crível pois haveria expectativa de que a margem superior da banda de câmbio se deslocasse para cima, através de um realinhamento da paridade central ou/e por meio de um aumento do tamanho da banda.
Similarmente, se a taxa de câmbio do contrato a termo estiver abaixo da banda de câmbio (Ft
t < S/nf), o lucro mínimo de uma compra de um contrato a termo de moeda estrangeira é positivo. Neste caso os investidores comprariam contratos a termo até se esgotar a possibilidade de arbitragem. Se a taxa de câmbio do contrato a termo não se mover (instantaneamente) para dentro da banda de câmbio, esta não é completamente crível e haverá uma expectativa de que haja um realinhamento para baixo da banda de câmbio.
Pode-se chegar ao mesmo resultado através das seguintes equações de não possibilidade de arbitragem (uncovered parity):
(3) ( 1 + it) = ( 1 + it * ) * E [ St + ,] / St
(4) Ft = St * ( 1 + it )/ ( 1 + it* ),
onde it é a taxa interna de juros, it* é a taxa de juros externa, St é a taxa de câmbio spot no período t e E [ St + d é a expectativa da taxa de câmbio no período t + 'to A expectativa de desvalorização equivale ao diferencial de taxa de juros interna e externa, também chamado de paridade não coberta, levando-se em consideração a existência de total mobilidade de capitais. Como o preço do câmbio no mercado futuro dividido pelo câmbio spot é uma medida da expectativa de desvalorização, assim é feito na equação (4).
Substituindo a equação (3) na (4) chegamos a:
e se estiver correta a hipótese de credibilidade da banda para um mês temos que:
(6) Sinf < Ft < Ssup.
A conclusão é que se a taxa de câmbio de um contrato a termo estiver fora da banda de câmbio, esta não é considerada como crível ou seja, há a expectativa de que haja um realinhamento de sua paridade central ou um aumento de seu tamanho, antes da maturidade do contrato. Se a taxa de câmbio de um contrato a termo estiver dentro da banda de câmbio o teste é inconclusivo e a banda de câmbio pode ser crível ou não dependendo de outras variáveis econômicas.
7
Como as taxas de juros durante todo um mês são praticamente constantes, podemos substituir o contrato a termo, que atualmente não está em vigor no Brasil, pelo contrato futuro de câmbio (Hull (1993) p.78-79).
A figura 1 mostra o mercado futuro de câmbio entre outubro de 1994 e dezembro de 1995. Antes do advento das intrabandas, o mercado não percebia as bandas adotadas como sendo críveis. A desvalorização esperada pelo mercado era maior do que a ditada pelas bandas. Com a adoção das intrabandas a volatilidade das expectativas em relação à variação da taxa de câmbio diminuiu, como se pode ver nas figuras seguintes. Antes da implementação da banda mais larga, houve vezes que a expectativa de desvalorização superava a desvalorização máxima que poderia ocorrer, dada a restrição imposta pela banda. Na verdade, este teste supõe arbitragem com prêmio de risco nulo, superestimando a expectativa de desvalorização. Isto porque muitos dos investidores utilizam o mercado futuro como hedge, ou seja, a operação serviria para diminuir o risco de seu portfólio. Como exemplo, pode-se ver uma empresa que tem passivo em dólar e receitas em reais. Para se proteger do risco de uma desvalorização da moeda interna acima do esperado, esta empresa aceita pagar um prêmio de seguro, que na prática seria pagar no mercado futuro um preço pelo dólar maior do que pagaria no mercado à vista no final do período do contrato. Ou seja, os agentes estariam dispostos a pagar este prêmio para se verem livres da incerteza em relação às flutuações do câmbio. Por isto este teste tende a superestimar as expectativas de desvalorização da moeda.
Bandas de taxas de câmbio e contrato futuro de câmbio para o prazo de 1 mês r--------
0.8:; .!-_ ----...I c.ec: -0.78 -
0.75 ------ -o
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Figura 1
Observando a figura 1 pode-se ver que o mercado futuro de câmbio reconhecia o sistema de bandas cambiais como não crível para o período de um mês até ocorrer o terceiro realinhamento da banda. Depois disso, o preço do contrato futuro de câmbio se manteve todo o tempo dentro da banda, porém aos poucos se aproximando de sua margem superior. Esta maior estabilidade coincide com o período após a introdução dos leilões de spread ou intrabandas. A partir deste momento, o governo passou a monitorar o câmbio controlando sua desvalorização mensal.
8
Real/dolar
'" 1.15
1.10
1.05
1.00
0.95 •
Mercado futuro de dólar Brasil - 1 mês antes do \"encimento
I -- - Dólar futuro (1 mês)
-Banda de cãmblo Infenor ~ ______ I-
I _-.,.--- 'Banda de cãmblO superior
--r - - - - - - j r-...::.--------"
I .. __ - :-. :-- ,. ______ ---1
0.90 t====;::~--+_--__+_------~---_+_~ Ago-95 Jan-96 Jun-96 Nov·96 Abr-97 Set·97 Fev-97
Figura 2
Na figura 2 tem-se o período em que o governo já utilizava o mecanismo da intrabanda. Pela figura pode-se ver que o mercado esperava que a taxa de câmbio iria permanecer dentro da banda de câmbio pelo menos até o próximo mês.
0.85 -
Banda de câmbio e contrato futuro para taxas de câmbio com prazo de 2 meses
o 2J -------'
Banda da càrro: h~ mtnl IOf Banda 110 cj~t:~, supl!riOf
Figura 3
Na figura 3 tem-se a expectativa de taxa de câmbio para 60 dias. O resultado é o mesmo das figuras anteriores. Antes da implementação da intrabanda não havia credibilidade na política, percepção esta que se modificou após a introdução desta política.
Mercado futuro de dólar Brasil ~ 2 meses antes do yeDcimento
-B."da.I>p,,'.o, .....
r--------~--- I r------.. r---::-::-::-'- - - - - I ,------/--_.1
Figura 4
Na figura 4, vê-se que a expectativa de desvalorização média mensal de taxa de câmbio girava em tomo de 1.5% ao mês, decrescendo ao longo do período no qual vigorava o terceiro realinhamento da banda.
N as figuras 5 e 6 pode-se ver que antes da introdução da intrabanda a expectativa para três meses era de que a taxa de câmbio estaria acima de banda superior. O mesmo comportamento foi observado durante a crise da Ásia em outubro de 1997.
9
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Figura 5
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Mercarn futlll"O de dólar Bra<;i1 - 3 m= antes do vencil11l'IÚO
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Figura 6
Desta forma, a banda de câmbio voltou a não ser crível no episódio da queda da Bolsa de Hong Kong em outubro de 1997. Como pode-se ver nas figuras 7 e 8, neste período o contrato futuro de janeiro de 1998 chegou a projetar desvalorização de 6% ao mês.
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Desvalorização esperada ~ Mercado Futuro I Brasil 3 meses· 95/97
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Figura 7 Figura 8
Abaixo, na figura 9, tem-se a taxa do contrato de swap de dólar contra taxa de juros DI, que na verdade vem a ser o coupon que é o quanto o investidor estrangeiro espera ganhar em uma aplicação de renda fixa levando-se em conta a taxa de juros vigente e a expectativa de desvalorização. Pode-se ver que em outubro a taxa exigida pelo investidor para ficar aplicado no país subiu bastante, diminuindo apenas por breve momento em março voltando a subir logo após, devido a incerteza a respeito dos mercados emergente devido à crise financeira na Rússia.
Contrato Futuro Dólar x Di Taxa do Coupon
p-rimelro di. do contrato.m uda ml •
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Figura 9
1.4.2 DIFERENCIAL DE TAXAS DE JUROS E CREDIBILIDADE
TESTE DE SVENSSON
Será apresentado a seguir o teste modificado de Svensson. Depois disto, serão mostrados os resultados do teste para cada país. No apêndice do texto estão as análises macroeconômicas a respeito de cada país abordado.
10
Uma banda de câmbio explícita implica em limitações sobre o montante de depreciação e apreciação da taxa de câmbio, já que a taxa de câmbio não pode se mover além das margens da banda. Dada a taxa de juros externa, esses limites sobre o montante de depreciação e apreciação implicam em limitações das taxas de retorno do investimento externo em aplicações em títulos denominados em moeda doméstica, ou seja implicam em uma banda para a taxa de juros.
Suponha-se, primeiramente, que haja livre mobilidade de capital internacional, de modo que se possa admitir a não existência de possibilidade de arbitragem. Se a taxa de juros doméstica, para um certo período, estiver fora da banda de taxa de juros para esse mesmo, o regime de bandas de câmbio adotado não é completamente crível dentro do horizonte dado por esse intervalo de tempo. Ou seja, os investidores começam a perceber que há um risco de mudança de regime, por exemplo uma desvalorização do câmbio, antes da maturidade do título. Devido a isto, se a banda de câmbio não for completamente crível, pode haver um ganho de arbitragem.
Portanto, o fato da taxa de juros doméstica estar ou não dentro da banda de taxa de retorno, construída a partir de uma banda de câmbio, pode ser usado como um teste muito simples a respeito da credibilidade deste tipo de regime no país em que está sendo adotado. Porém, se a taxa de juros interna estiver dentro da banda de juros construída, não necessariamente segue-se que a credibilidade da banda esteja garantida, pois esta depende também de inúmeras outras variáveis econômicas, políticas e sociais do país que devem ser analisadas conjuntamente. Entretanto, se há suficiente mobilidade internacional de capital, os fluxos de capitais não são muito grandes ou estiverem na direção certa (do país com menor taxa de juros para o com maior), uma taxa de juros fora da banda de juros significa que a banda de câmbio não é crível.
1.4.2.1 O TESTE DE SVENSSON: A BANDA DA TAXA DE JUROS
Sejam St, it*, it respectivamente, a taxa de câmbio spot no período t , em unidades de moeda doméstica por unidade de moeda externa; a taxa de juros para títulos em moeda externa com maturidade de 1 mês; e a taxa de juros interna para títulos em moeda nacional com maturidade de 1 mês. Seja a taxa de juros anualizada efetiva. A taxa de retorno doméstica efetiva ex-post do investimento estrangeiro no período t com maturidade de 1 mês é dada por:
(1) R/ = (1 + it* )*(St+(1 mês) / St )1211 - 1
A intuição desta fórmula pode ser vista da seguinte forma: investir uma unidade da moeda doméstica significa investir l/S t unidades da moeda externa. Este valor investido em títulos em moeda estrangeira de 1 mês resulta em (l+i*t)1I12/St unidades de moeda estrangeira após 1 mês (i*t é a taxa de juros efetiva anualizada). Em moeda doméstica resulta em «(1 +i*t)I/l2 *St +(1 mês/St ) que consiste em (l +Rt)1I12, onde Rt é a taxa de retomo da moeda doméstica anualizada efetiva.
Com a existência de bandas de câmbio temos:
(2)
11
Deste modo, as margens nas bandas de câmbio implicam margens nas taxas internas de retorno:
(3) Rinf t < Rt < Rsup t ,
as quais são chamadas de banda de taxa de juros. As margens superiores e inferiores são, respectivamente:
(4) Rsup t = (1 +i*t)*( SsuplSt)12 - 1 e
(5) Rinft = (1+i*t)*( Sinf/St)12 - 1
Deste modo, em um regime com bandas de câmbio críveis, a hipótese de não arbitragem implica que a taxa de juros doméstica deve estar dentro da banda de juros. Se taxa de juros doméstica estiver acima (abaixo) da banda de taxa de retorno, o agente pode tomar emprestado (emprestar) no exterior e emprestar (tomar emprestado) internamente e ter um lucro certo. E esta arbitragem não seria compatível com o equilíbrio do mercado de capitais internacional e o regime de taxas de câmbio não seria completamente crível. O investidor notadamente perceberia o risco de alguma mudança no regime de bandas de câmbio.
Portanto, o simples teste de quando a taxa de câmbio é completamente crível, consiste em checar se as taxas de juros estão dentro da banda de taxa de retorno, também chamadas de corredores de taxas de juros, em períodos e maturidades diferentes.
Além disso, pode-se calcular a taxa esperada de desvalorização. A partir do diferencial de taxa de juros tem-se que:
(6) . t . t* tJ 12 = St [ 1 +lt / 1 +lt ]
onde S!+'t denota o valor esperado no mês t da taxa de câmbio para o mês t+'t. Portanto, a partir de uma taxa de câmbio de um mês em particular e taxas de juros internas e externas para títulos com 't meses de maturidade, pode-se computar a expectativa daquele mês para a taxa de câmbio de 't meses mais tarde.
o fato das taxas de juros domésticas do mês t estarem ou não dentro das bandas de taxas de retorno já descritas é equivalente ao fato de a expectativa mensal da taxa de câmbio para daqui a 't meses estar ou não dentro da banda de câmbio. Então, um modo alternativo de se ilustrar a credibilidade das bandas de taxas de câmbio é computar a taxa de câmbio esperada futura de acordo com (6), e examinar quando as taxas de câmbio esperadas futuras estão ou não dentro da banda de câmbio.
Assim, dadas as taxas de câmbio futuras acima, podemos estimar as taxas esperadas de depreciação anualizadas 0/ do mês t ao mês 't de acordo com:
(7) 0/ = [ S!+'t / St ]12/t -1
Substituindo na expressão anterior:
(8) 0/ = [ 1 +i/ / 1 +i/*] - 1
12
Se a taxa esperada de depreciação for maior que o máximo de depreciação compatível com as bandas de câmbio adotadas indica uma taxa esperada positiva de realinhamento. Além disso, foram feitas hipóteses adicionais de que espera-se a ocorrência de desvalorizações durante um período, com uma intensidade de probabilidade de À, por unidade de tempo. Isto implica que as desvalorizações são supostas seguir um processo estocástico de Poisson. Além disso, supõe-se que as desvalorizações, se e quando ocorrerem, sejam esperadas terem um tamanho esperado de g, em percentuais. A desvalorização esperada por unidade de tempo, d, medida em percentuais por unidade de tempo, é simplesmente o produto da probabilidade de uma desvalorização por unidade de tempo com o tamanho da desvalorização,
(9) d = À * g.
1.4.3 TESTE DE SVENSSON MODIFICADO E ANÁLISE EMPÍRICA PARA O
TESTE APRESENTADO: BANDAS DE CÂMBIO DO BRASIL, DO MÉXICO, DA
VENEZUELA, DA RÚSSIA, DA TAILÂNDIA E DE HONG KONG
Este teste já foi aplicado a diversos países europeus porém, para aplicá-lo ao Brasil, devemos fazer várias modificações com o propósito de moldá-los às peculiaridades da economia brasileira tomando o teste o mais próximo da realidade possível, já que muitas variáveis, tanto internas quanto externas, influenciam a credibilidade da política cambial. Vale ressaltar que este teste pretende ser um sinalizador da situação da política cambial.
1.4.3.1 ALTERAÇÕES NECESSÁRIAS À APLICAÇÃO DOS TESTES DE
CREDIBILIDADE AO REGIME DE BANDAS NOS MERCADOS EMERGENTES
a) Prêmio de risco
o risco soberano adicionado ao risco de convertibilidade mede a possibilidade de alguma ação do governo do país em questão que afete adversamente o valor de um título, como por exemplo a colocação de um imposto maior sobre os rendimentos, imposição de "quarentena" sobre o capital estrangeiro isto é, o capital fica obrigado a permanecer no país um certo período de tempo, a impossibilidade de repatriar os lucros ganhos no país ou mesmo o não pagamento do principal e/ou juros na data de maturidade do títulos.
o tipo de risco ao qual nos referimos em relação ao Brasil, risco este que importa ao investidor estrangeiro e que será levado em consideração quando este decidir ingressar divisas no país, é a soma do risco soberano com o risco de convertibilidade ou "risco Brasil". Desta forma, o prêmio de risco deve ser levado em consideração quando está-se referindo à equação de não arbitragem, que é o diferencial de taxa de juros sendo igual a expectativa de desvalorização. Esse é presente quando estamos tratando de países latino americanos pertencentes ao chamado "mercado emergente".
Como medida aproximada deste "risco Brasil" pode-se utilizar o excesso de taxa de juros paga por títulos de residentes brasileiros em relação aos títulos do Tesouro
13
Americano. Há duas categorias de títulos que poderiam ser utilizadas para esta finalidade: Títulos do governo colocados no exterior, como os títulos da dívida externa brasileira: IDU bonds, C-bonds - estes os mais negociados no mercado secundário, e os títulos do governo emitidos no Brasil, como as NTNs cambiais. Estamos nos restringindo primeiro, a títulos emitidos pelo governo pois desta forma retiramos da variável o risco de crédito, que existe se o emissor do título for um agente privado. E segundo, a títulos que não o oferecem risco cambial pois os títulos de colocação no exterior são naturalmente indexados à moeda externa e no caso dos títulos do Plano Brady, indexados ao dólar, procurando um meio de isolarmos o "risco Brasil".
Será usado, então, como proxy do risco soberano nessa análise de credibilidade das bandas de câmbio brasileira, o excesso de rentabilidade do título da dívida externa brasileira C-bond em relação a rentabilidade dos T-bonds de mesmo período devido ao seu acesso direto por parte dos investidores estrangeiros, portanto a sua maior sensibilidade a expectativas. Não serão utilizadas as NTNs como essa proxy e uma das razões para isto é que no primeiro semestre de 1994 o governo introduziu um normativo proibindo que o investidor estrangeiro as adquirisse.
Para o caso do México, os títulos utilizados são os Par bonds, também títulos do Plano Brady. Para a Rússia são usados os títulos do governo russo chamados MinFin5 e para a Venezuela O Venezuela Par Bond. Para a Tailândia e Hong Kong o spreadover-treasury utilizado foi o de títulos da dívida soberana do governo tailandez estimados pelas agências de risco internacionais que estava em vigor antes da crise asiática. Este spread estava em linha com o que se imaginava ser o "risco tigres asiáticos", que a crise provou estar errado. Não são usados os spreads "verdadeiros", conhecidos ex-post pois o trabalho se propõe a saber se os testes conseguiriam prever a crise com as expectativas do próprio período. Com isto a equação do modelo se torna:
(lO) Rt l = (1 +p) *( 1 + it* )*(St+(1 mês) / St )12/1 - 1
onde p é o prêmio de risco.
Nas figuras 10, 11, 12 e 13 estão os spreads do títulos Bradies em relação ao título de Tesouro americano de mesma maturidade. Pode-se observar a diminuição dos spreads que ocorreu antes da crise da Ásia.
Spn:ad over treasury de título da dívida exterrua da Argentina 94/98 Spread over treasury do titulo da divida externa brasileira Em'-NpoúIr. Argentina p. ... r Em r.../. pant. que vence em 200 I
o~~~~ __ ~~+-~~~-+~~
I ~ I ! ~ I ~ I i 1 Figura 10 Figura 11
14
Figura 12
Mexicopôll"
Spread uvt'1" lJ"l'aSUf)' ..
Figura 13
b) Impostos incidentes sobre o capital estrangeiro
Incorporou-se ao trabalho os impostos incidentes sobre o capital estrangeiro pois naturalmente sua existência diminui a taxa de retorno deste investimento. Estes impostos visam incentivar o alongamento de prazo das operações financeiras uma vez que, se o capital estrangeiro permanecer no país menos que um determinado período, incorrerá em perda de capital. Como exemplo tem-se as aplicações com prazo menor que um mês cuja parcela destinada aos impostos é maior que o ganho devido à remuneração. Nesta análise, utilizou-se os impostos incidentes sobre as aplicações de investimentos em fundos de renda fixa para capital estrangeiro, que é para onde se destinam a maior parcela dos investimentos constituídos por capital estrangeiro no país.
o imposto IOF (Imposto sobre Operações Financeiras) incidente sobre aplicações de capital estrangeiro em Fundos de Renda Fixa foi de 5% sobre o total de recursos que ingressaram de março de 1994 a outubro de 1994, de 9% de outubro de 1994 a março de 1995. A partir de março de 1995 o imposto foi de 5% até 10 de agosto de 1995, sendo que em 11 de agosto de 1995 passou a 7%.
Além deste imposto há o imposto de renda que até final de dezembro de 1994 era de 30% sobre o rendimento do capital que excedesse a rentabilidade da UFIR. A partir de janeiro de 1995 o imposto de renda passou a ser de 10% sobre o rendimento nominal auferido.
c) Variação de reservas
A perda de reservas internacionais é um sinalizador importante no momento de se computar o nível de credibilidade de um país. Se há uma perda acentuada de reservas significa que os investidores não estão confortáveis quanto a situação econômica do país e até talvez estejam receosos quanto a iminência de uma maxidesvalorização. Portanto a perda de reservas internacionais deve ser levada em consideração. Por exemplo, um país com problemas pode escolher perder uma parte considerável de suas reservas deixando o país em uma situação vulnerável ao invés de aumentar as taxas de juros. Neste caso o teste Svensson é falho pois não dá indícios de um ataque especulativo. Porém, se a variação de reservas em determinado período for incorporado ao modelo irá cobrir esta deficiência, como será mostrado. A equação do modelo ficaria:
(10) (R/ - ~Rest.t ) = (1 +p) *( 1 + ir" )*(St+(l mês) / St )12/1 - 1
15
1.4.3.2 BANDA DE CÂMBIO E TESTE SVENSSON -BRASIL
Nos gráficos a seguir, estão as bandas de câmbio do período de 4 de outubro de 1994 até 31 de março de 1998. Através das figuras pode-se observar algumas características. Primeiro, imediatamente antes da ocorrência dos realinhamentos, as taxas de câmbio se encontravam próximas à margem superior da banda; segundo, no início da implementação do regime, os realinhamentos foram freqüentes, com dois rea1inhamentos em menos de quatro meses, porém após a implantação dos leilões de spread e do alargamento do tamanho da banda, o que levou a uma maior flexibilidade da política cambial, o governo pôde administrá-la melhor sem a ameaça de ataques especulativos por parte do mercado, ataques estes que levaram a grandes perdas de reservas internacionais no início do ano. Depois, com o advento das intrabandas, o governo aumentou a amplitude da banda larga e seu realinhamento passou a ocorrer anualmente. Terceiro, durante todo o regime, em relação à disposição da taxa de câmbio dentro da banda, estas permaneceram na maior parte do tempo na parte central da banda larga: na primeira banda, de outubro de 1994 a início de março de 1995, 50,48% das taxas de câmbio se situaram em torno da paridade central, contra 24,28% situadas próximas a margem superior da banda e 25,24% situadas próximas a margem inferior da banda: na segunda banda, de março de 1995 a junho de 1995, 57,98% das taxas de câmbio se encontravam na parte central, 27,53% na parte inferior e 14,49% na parte inferior. Na terceira banda 63,39% das taxas de câmbio se situaram na parte central enquanto que 30,38% se achava perto da margem inferior e 6,25% perto da margem superior. Nas que se seguiram, mais de 50% dos eventos ocorreu na parte central das bandas. Estes são resultados que não corroboram os resultados teóricos de Krugman (1991) sobre bandas de câmbio totalmente críveis, de que a freqüência da distribuição deve ser simétrica em relação a paridade central com menor freqüência perto da paridade central.
Também pode-se ver em seguida, os gráficos das taxas de juros mensais com freqüência diária, de títulos públicos federais, taxa aver e das chamadas "mini-bandas" cambiais no período a partir de junho de 1995 até março de 98.
T""" Q, jmli Q, titulos p.íliioo; feàr.is (1 rn's)
&-asil OltltnYI_~m· fuqü'niadária 125
Figura 14 Figura 15
16
l\lini·banda cambial brasileira ago96/fe\'98
Figura 16
Os dados para o teste são taxas de câmbio spot diárias (real/dólar), taxas de juros internas tendo como proxy as taxas de juros mensais de títulos públicos federais (taxas over) com freqüência diária, taxas de juros externas: taxas de juros mensais de títulos do Tesouro Americano (Federal Funds) com freqüência semanal, prêmio de risco: excesso de taxas de juros dos títulos IDU (títulos da dívida externa brasileira de alta liquidez - taxas de juros do mercado secundário) sobre as taxas de juros de títulos públicos americanos (T-Bonds) de mesmo período de maturidade. As estimativas de credibilidade são para o período de 1 mês. Não é possível construir estimativas para horizontes maiores devido a falta de liquidez no mercado em relação a títulos com maiores períodos de maturidade. As taxas de câmbio e as taxas de juros foram obtidas da "Sinopse Mensal" da ANDIMA, o spread entre a taxas de juros do título da dívida externa brasileira, C-boml, e as taxas de juros do T-bond foram obtidas da base de dados do Banco PactuaI, as taxas de juros externas, taxas do Federal Funds através do banco de dados Eco Wil1.
Nos gráficos 17 e 18, pode-se ver o teste de Svensson de credibilidade das bandas de câmbio, levando em consideração o prêmio de risco soberano, o excesso de taxas de juros dos títulos C-bond sobre as taxas de juros de títulos públicos americanos (T-bonds) de mesmo período de maturidade, e os impostos incidentes sobre aplicação de capital estrangeiro no país, o que diminui a taxa de juros efetivamente recebida.
Desta forma, pode-se ver através dos gráficos com IOF e sem IOF, que a banda de câmbio desde seu início de outubro até meados de junho, antes da data de seu segundo realinhamento, apresentou uma instabilidade com relação a sua credibilidade, alternando momentos de credibilidade com momentos de nítida falta desta. As altas taxas de juros destinadas à contenção da demanda interna, que o governo julga ser importante nesta fase do programa de estabilização contribuíram para esta situação. Para que esta banda de câmbio não fosse considerada não crível, a taxa de juros nominal deveria situar-se em tomo de 20% ao ano. É claro que outros fatores contribuem para a não credibilidade de uma banda de câmbio, como pode ser observado adiante com o caso do México, porém está-se vendo da perspectiva do diferencial de taxa de juros que por si só é um dos indicadores de qual o nível de confiança depositado nesta política cambial.
Esta situação se alterou a partir do realinhamento da paridade central da banda de câmbio em 22 de junho de 1995, quando também foi aumentado seu tamanho. A partir disso, com o início das intervenções intramarginais através do mecanismo, inventado pelo governo, os leilões de "spread" do câmbio, pode-se rejeitar a hipótese de não credibilidade da banda para o período de um mês. Isto significa que os agentes
econômicos não esperam que o governo realinhe a banda, de margem inferior de 0,91 real/dólar e margem superior de 0,99 real/dólar, no horizonte de um mês.
Os gráficos 19 e 20 mostram as expectativas mensais de desvalorização da taxa de câmbio de acordo com o diferencial de juros e o prêmio de risco, junto com as margens superiores e inferiores para tais expectativas. Estas margens significam que, dadas as bandas de taxas de câmbio há, portanto, um nível máximo de desvalorização (ou valorização) que a taxa de câmbio pode ter dentro da banda. Se as expectativas superam este nível máximo, então não há credibilidade do regime cambial. Vê-se que para as duas primeiras bandas podia-se aceitar a hipótese de não credibilidade das bandas de câmbio.
Ao final de janeiro de 1996, no final de fevereiro de 1997 e no final de janeiro de 98, quando de acordo com o teste, já se podia quase rejeitar a credibilidade da banda, o governo determinou o realinhamento desta. Não houve ataque especulativo como o que ocorreu em março de 1995 e não houve jump da taxa de câmbio após o realinhamento.
Como pode-se ver durante a crise da Ásia, no episódio da queda da Bolsa de Hong Kong a banda, segundo o teste mostrava-se não crível denotando a possibilidade de um ataque especulativo àquele nível de taxa de juros. Com isto o governo dobrou a taxa de juros para 43% ao ano neste período. Fazendo-se o mesmo teste com as intrabandas esta se mostram não críveis em todos os período.
Na figura 23 pode-se ver o teste com a política cambial que o governo anunciou em maio de 1998 para os três anos seguintes com o intuito de acalmar o investidor temeroso de uma desvalorização logo após as eleições de 3 de outubro de 1998. A partir de maio de 1998 a margem inferior da intrabanda passou a se desvalorizar R$0,0065 e a margem superior R$0,0075. Então a amplitude da banda irá gradualmente aumentar dos 0,52% atuais para 3% em três anos. A desvalorização implícita da taxa de câmbio média continua em R$0,007 por mês e em três anos deve ir de 7,4% a.a. para 6% a.a. Neste trabalho, também é implementado o teste Svensson utilizando-se o método de simulações de Monte Carlo, baseado nesta nova política de desvalorização do câmbio. Esta política foi desenhada para conter a especulação de que o governo atual, se reeleito nas eleições de novembro de 1998, faria uma maxi-desvalorização para reduzir ou anular a apreciação do real. O teste foi feito com simulação de Monte Carlo para as taxas de câmbio e nota-se que, com a nova política a rejeição da hipótese de credibilidade das bandas de câmbio é menos provável com o passar do tempo.
18
A) BANDA DE JUROS
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Figura 17
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Figura 18
B) EXPECTATIVA DE DESVALORIZAÇÃO
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--c· Figura 20
19
C) BANDA DE JUROS (INTRABANDA)
Nas figuras abaixo, 21 e 22 o teste de credibilidade é feito para a intrabanda e o resultado é a rejeição da credibilidade. A taxa de juros deveria estar em um patamar menor para que o modelo fosse aceito como crível. Desta forma, a taxa de câmbio estava sendo mantida dentro da intrabanda de forma artificial com altas taxas de juros.
Te ... te de Sven.,son de credibilidade poHa o política de mini-h,lnda ... camhi,li",
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Figura 21
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Figura 23
20
D) VARIAÇÃO DE RESERVAS
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Brasil: Banda de juros - Teste Svensson 1998 levando-se em consideração o prêmio de risco e a variação das reservas internacionais
100% " - - Taxa de Juros
--Taxa de juros + variação de reservas
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A crise da Ásia mostrou que o Brasil com um nível de reservas de USS 70 bilhões que suporta um ataque especulativo. Muitos autores na literatura de bandas de câmbio tentam descobrir qual o nível ótimo de reservas que impediriam um ataque especulativo. Porém um ataque especulativo faz com que ocorra perda excessiva de reservas, diminuindo a credibilidade na eficácia do governo em dar uma resposta à crise no tempo certo. Comparando-se a Figura 24 com as demais, pode-se ver que levando-se em consideração no modelo a perda de reservas, a credibilidade da política cambial do governo foi diminuindo a medida que o fluxo de capital para o exterior aumentou. No início de setembro de 1998 a política passou a ser não crível. Isto levou o governo a adotar imediatamente uma política de aumento de taxa de juros não sustentável a médio/longo prazo. Desta forma, o resultado do teste foi a não credibilidade das bandas de câmbio em épocas de crise. No caso do Brasil as bandas de câmbio foram adotadas com a finalidade de ajudar a diminuir a inflação juntamente com as reformas na previdência, na área fiscal e com ajustes nas contas do governo. A não ser que estas reformas sejam feitas levando a uma mudança nos fundamentos do país as bandas de câmbio continuarão vulneráveis à crise.
1.4.3.3 BANDAS DE CÂMBIO DO MÉXICO: TESTE SVENSSON MODIFICADO
No teste modificado de Svensson são utilizadas taxas de câmbio e taxas de juros de títulos públicos do governo (Cetes) de um mês de maturidade e freqüência diária. Como proxy do risco-México foi utilizada o spread-over-treasury do título Brady Par mexicano em relação ao título do tesouro americano de mesma maturidade.
o teste de credibilidade na banda de câmbio mexicana mostra que a política cambial era crível como pode-se ver nas figuras a seguir. A taxa de juros se mantém durante a banda de juros mesmo com a perda substancial das reservas durante o ano de 1994. Porém, a economia mexicana estava em crise (ver apêndice) e o governo não elevou a taxa de juros para defender a moeda. Neste caso o teste falhou pois não dava indícios da crise cambial. Como pode-se ver nas figuras 2 e 3, a taxa de juros permaneceu dentro da banda. O país se encontrava em uma crise econômica e política
21
desde o início de 1994 e o governo preferiu perder 90% das reservas internacionais à elevar a taxa de juros em um ano de eleições presidenciais. Se o governo houvesse reagido a perda de reservas, o ataque especulativo que o México estava sofrendo teria detectado pelo teste.
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N a Figura 1 está a banda cambial mexicana e sua ruptura em 19 de dezembro de 1994 quando taxa de câmbio se desvalorizou indo de 3,5 pesos por dólar para 7,.5 pesos por dólar em poucos dias.
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Na Figura 4 está o resultado da inclusão da variação de reservas no modelo. Nas figuras anteriores o teste, mesmo com o prêmio de risco, falha não mostrando a falta de credibilidade da política cambial mexicana que desde o início de 1994 estava sofrendo ataque especulativo. Desta forma incluindo no modelo a perda de reservas do México (média móvel de 10 meses) fica clara a falta de credibilidade desde abril de 1994 até o momento do rompimento da banda em dezembro de 1994.
1.4.3.4 BANDAS DE CÂMBIO RÚSSIA E TESTE SVENSSON MODIFICADO
o teste de bandas de câmbio da Rússia mostra que mesmo antes da crise asiática o governo vinha defendendo sua moeda. Porém o governo continuou fazendo uma política de mini-bandas cambiais como no Brasil, desvalorizando aos poucos o câmbio. No início de 1998, o Banco Central russo alargou a banda de câmbio porém mesmo assim a Rússia ainda corria o risco de ataque especulativo, só dependendo da confiança dos investidores tanto nacionais e estrangeiros. A dívida interna em rublo de curto prazo da Rússia era de US$ 40 bilhões e as reservas internacionais somavam US$15 bilhões. Para conter o ataque especulativo o governo aumentou a taxa de juros de 18% a.a. em setembro de 1997 para 50% a.a. em março de 1998 e finalmente para 150% a.a. em maio de 1998. Dada a grave instabilidade política e econômica, a pressão sobre a Rússia foi tão forte que o governo abandonou a política de bandas, desvalorizando o rublo que perdeu mais de 70% de seu valor e decretou moratória da dívida interna.
Como pode-se ver na Figura 1 o teste Svensson modificado faz o diagnóstico correto em relação ao problema de falta de credibilidade da política cambial da Rússia se o teste for feito baseado na banda mais larga. Porém, a política cambial efetiva do governo consiste em defender as intrabandas (ou mini-bandas). Desta forma, o teste de Svensson modificado deve ter como base as intrabandas e não a banda larga. Então, se for feito o teste tendo como base as mini bandas recentes pode-se ver que não havia credibilidade da política cambial. O teste feito com as intrabandas (Figura 2) condiz com a realidade da crise financeira da Rússia. A Rússia estava totalmente vulnerável a um ataque especulativo. Note que o gráfico do teste de credibilidade da Rússia é bastante semelhante ao teste feito com a intrabanda brasileira. No teste foi utilizada
23
taxa de juros dos títulos do governo central e a taxa de câmbio cuja fonte foi a publicação "Russian trends" do instituto de pesquisa da London School of Economics.
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BanIa de jum; da RiN;ia
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Figura 1
Teste Svensson de não aedtXlid:KJe das IntraOOndas de c:ãrrtJio
Figura 2
1.4.3.5 - BANDAS DE CÂMBIO VENEZUELA E TESTE SVENSSON MODIFICADO
No final do governo Cal dera em 1998 a situação econômica da Venezuela era tão caótica quanto a situação política. Uma análise mais detalhada do cenário econômico e político da Venezuela pode ser encontrada no apêndice deste capítulo.
o governo desde junho de 1996, data do início do Plano Agenda Venezuela adotou uma política de bandas de câmbio diagonais (Figura 1). Porém com a alta taxa de inflação, a incapacidade do governo diminuir a emissão de moeda e o forte influxo de capitais em 1997, o bolívar ficou bastante apreciado. Para que a moeda volte aos níveis reais de 1996, haveria a necessidade de uma desvalorização de, no mínimo, 70%. Porém, uma desvalorização elevaria a inflação, que já está em torno de 40% a.a., gerando uma situação de instabilidade social. O país vem sendo duramente atingido pela queda do preço do petróleo (Figura 2), principal produto de exportação e responsável por 50% das receitas do governo. O quadro ainda é agravado pela proximidade das eleições presidenciais de dezembro de 1998. O principal candidato, Hugo Chavez, propõe estatização das empresas e de moratória da dívida externa. É possível que o governo tente defender a moeda até as eleições. O sucesso desta política é incerto, apesar de possuir US$14,2 bilhões em reservas, nível ainda satisfatório para os padrões do país.
Através do teste modificado de Svensson pode-se, na Figura 3, ver que levandose em consideração a banda larga, esta parece crível. Entretanto, se for levado em conta a intervenção intramarginal do governo, o teste mostra que a intrabanda não é crível
24
e que o governo estava defendendo a moeda. No caso da Venezuela o gráfico mostra tanto o teste com a banda mais larga quanto com a intrabanda. No teste, pode-se considerar a "mini-banda" como sendo a própria paridade central (o governo quis manter o câmbio exatamente na paridade central com desvalorização de 1,28% ao mês sendo que a amplitude da banda é de 15%). O teste leva em consideração o risco Venezuela implícito no bônus Brady Venezuela Par.
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Figura 3
1.4.3.6- BANDAS DE CÂMBIO DA TAILÂNDIA E TESTE DE SVENSSON
MODIFICADO
Após meses de especulação de mercado e da tentativa do governo em defender a moeda, no dia 2 de julho, o Ministro das Finanças, sob recomendação do Banco Central da Tailândia (BOT) anunciou que o baht (moeda local), passou de um sistema de bandas (na verdade um regime de crawling-peg em relação à uma cesta de moedas), para o sistema de flutuação administrada. O baht desvalorizou-se 15% em relação ao dólar, ficando em Bt 28,5-Bt29/USD. No dia 11 de julho, o bath atingiu seu ponto mais baixo chegando a Bt30,03/USD. Em agosto de 1998 sua cotação já estava em Bt40/USD. A Tailândia foi o primeiro país da Ásia a quebrar a paridade com o dólar dando início à crise da Ásia.
A primeira pressão de venda do baht ocorreu depois do anúncio no final de janeiro de 97 de que o resultado fiscal se deteriorou muito, chegando a um déficit de Bt54 bilhões durante o primeiro trimestre do novo ano fiscal. Estas notícias, combinadas com boatos de default de empresas financeiras levou a crença de que a situação iriam se deteriorar a medida que os gastos governamentais aumentassem em função da ajuda ao sistema financeiro e as receitas caíssem em virtude da diminuição do crescimento econômico.
25
No dia seguinte ao ataque, a bolsa de valores da Tailândia subiu 8,6% (o aumento em dois dias foi de 16%) depois de 2 meses em que o índice de preços das ações atingiu o mais baixo nível em oito anos. O Banco da Tailândia aumentou as taxas de juros para 12,5% a.a. e o FMI prometeu prover assistência técnica na administração do regime de moeda. A moeda perdeu mais de 17% do seu valor no dia 2 de julho de 1997.
Através do gráfico 1 pode-se ver que a moeda se apreciou bastante de 1994 até 1997 em relação ao yen. Isto pode ser visto principalmente pela performance das exportações (o Japão é um dos principais parceiros comerciais da Tailândia). A deterioração da performance e diminuição no crescimento econômico fez com que o déficit em conta corrente parecesse insustentável. Para proteger a taxa de câmbio, as autoridades aumentaram a taxa de juros: no início de 1997, as taxas de juros reais estavam acima de 8%. O impacto de altas taxas de juros reais sobre a estabilidade do sistema financeiro fez com que o governo abandonasse o peg com o dólar em 2 de julho de 1997. Com a desvalorização houve diminuição de 30% nas importações porém não houve grande impacto nas exportações devido a falta de crédito para o aumento da produção destinada ao mercado externo.
Uma das principais fontes do problema foi o fato de que, no início da década, a Tailândia embarcou em uma "liberalização" de seu setor financeiro. De 94 até 96 os empréstimos externos quase dobraram para US$ 77,4 bilhões de acordo com o Bank for International Settlements. O crédito bancário ao setor privado aumentou de 28% do PIB em 1980 para 89% do PIE em 1995. Mas os tailandeses não se contentaram em pedir emprestado internamente. As empresas e indivíduos fizeram empréstimos de mais de US$70 bilhões no exterior, uma soma igual a quase a metade do produto econômico do país.
O teste de Svensson modificado vem a corroborar com este cenano de deterioração na política econômica tailandeza. De acordo com o teste Svensson modificado a banda de câmbio da Tailândia não era crível pelo menos desde setembro de 1996, período a partir do qual foi feito o teste. Ou seja, havia expectativa de quebra no regime cambial. A expectativa de desvalorização para o período de um mês era maior do que previa a banda cambial (Figura 3) e a taxa de juros estava fora da banda de juros (Figura 2). Neste teste está sendo considerado o risco Tailândia do período (spread aver treasury de título do governo da Tailândia em relação ao título do governo americano de mesma maturidade)
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Figura 3
1.4.3.7- BANDAS DE CÂMBIO DE HONG KONG E TESTE SVENSSON
MODIFICADO
Desde 1980, a economia Hong Kong vinha crescendo a 6,5% ao ano. De 1980 até 1989 o crescimento foi motivado por exportações, de 1990 até 1994 foi guiado pelo crescimento da demanda interna e a consolidação deste crescimento ocorreu do início de 1994 até 1996. Durante cada fase, o crescimento econômico vinha se tornando progressivamente menor e mais estável, refletindo o amadurecimento da economia e a mudança estrutural de manufaturas para serviços. No início dos anos 90 Hong Kong experimentou um bool7/ no consumo, nas re-exportações e mercado de ativos. Os preços das ações dobraram em 1993 e os preços de propriedades privadas cresceram 30% durante o primeiro trimestre de 1994. A taxa de inflação chegou a dois dígitos e a implementação de medidas de estabilização na China diminuiu a demanda em HK. Entre 1994 e 1996 o crescimento caiu de 6,5% para 3% ao ano. Em 1995 como o desemprego atingiu mais de 3%, o mais alto nível em mais de uma década. o sentimento do consumidor foi bastante afetado. Mas o sentimento do investidor permanecia forte até a crise asiática.
As políticas de câmbio e monetárias tem sido determinadas por regras de Cllrrcncy hoard na maior parte da história de Hong Kong. Sob o sistema de taxas de câmbio fixas estabelecido em 1983, a política monetária tem um único e simples objetivo: manter uma taxa de câmbio estável entre os dólares de Hong Kong e EUA.
Hong Kong se beneficia de alto crescimento na China que serve como a "locomotiva" para a economia de Hong Kong. Se a economia chinesa começar a mostrar sinais de enfraquecimento, o primeiro a sofrer será Hong Kong. A China, que desde 1996 crescia 9,5% a.a .. , no primeiro trimestre de 1998 cresceu 7,2% a.a. e a expectativa para todo o ano de 1998 é de 4% a.a ..
De acordo com o teste de Svensson no período da crise asiática a banda de Hong Kong era não crível. Apesar do governo ter conseguido defender a banda a taxa de juros continuou na fronteira da credibilidade levando a crer que a banda continua vulnerável. Desta forma, a banda de câmbio de Hong Kong pode sofrer outro ataque especulativo, o que irá obrigar o governo a novamente defendê-la aumentando as taxas de juros ou perdendo reservas internacionais.
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Figura 1
N a Figura I pode-se ver a taxa de câmbio de Kong Kong que tem um peg com o dólar. O meio da banda é 7,8 dólar de Hong Kong/ dólar com amplitude de 2%. Na Figura 2 tem-se a banda de juros de Hong Kong.
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28
1.5 CONCLUSÃO
Este trabalho teve como objetivo estudar a credibilidade das políticas cambiais de países que utilizam o mecanismo de bandas, como é o caso do Brasil, Venezuela, Rússia e Hong Kong como também países que já o utilizaram como México e Tailândia. Junto com isto analisou-se a particularidade da política adotada em cada um destes países, o porque dos ataques especulativos e o impacto que estes tiveram na economIa.
No caso do Brasil, a política cambial é de intervenções intramarginais na banda de câmbio que se mostram não críveis no curto prazo. Mesmo assim, durante a crise da Ásia de outubro de 1997, o Brasil perdeu US$lO bilhões defendendo o Real e ainda precisou elevar as taxas de juros para 43% ao ano sendo que a inflação é de 7% ao ano. A iniciativa de flexibilizar as bandas de câmbio tende a fazer com que a credibilidade da política aumente porém trás maior volatilidade o que pode ser bastante prejudicial ao mercado se os fundamentos continuarem fracos, ou seja, sem a concretização das reformas estruturais necessárias.
Na Rússia, as "mini-bandas" também não passaram no teste de credibilidade. O governo vinha tentando defender a banda, como mostra o teste. Para isto aumentou a taxa de juros para 150% e esperava apoio do FMI. O país era extremamente vulnerável a ataques especulativos pois não tinha como se defender já que possuía um montante de reservas menor do que o investimento estrangeiro de curto prazo no país. A única iniciativa que poderia tomar é aumentar a taxa de juros, que talvez inibisse a especulação, mas o efeito colateral disto é aumento do déficit fiscal que está em 8% do PlB. Mas como o aumento das taxas de juros não estavam surtindo efeito, a Rússia preferiu recorrer à moratória da dívida interna.
A Venezuela apesar de possuir um nível confortável de reservas US$15 bilhões ou quase 15% do PlB, em 1998 sofreu ataques especulativos tanto devido a problemas econômicos quanto a problemas políticos. O teste mostra não credibilidade da política do governo de manter o câmbio em linha com a paridade central da banda de câmbio.
Nos países da Ásia a história não foi diferente. A banda da Tailândia não apresentava credibilidade e a banda de Hong Kong está sobre a tênue linha que divide a não credibilidade da credibilidade, estando portanto em uma situação não confortável.
Apesar do teste não levar em consideração outros fundamentos importantes da economia, mostra se o país está ou não sofrendo um ataque especulativo. O caso do México foi o único em que o teste que leva em consideração a variação das reservas não avaliou corretamente a situação. Isto porque mesmo com a iminente crise política e econômica o governo mexicano não defendeu a moeda.
O teste modificado de modo a incluir além do prêmio de risco, a variação das reservas internacionais, avalia de modo correto a falta de credibilidade das políticas cambiais do Brasil e do México, constituindo, portanto um avanço na literatura.
29
1.6. ApÊNDICE
1.6.1- REGIME DE BANDAS DE CÂMBIO: BRASIL
o regime de bandas de câmbio no Brasil teve seu início em outubro de 1994 quando o Banco Central estabeleceu uma banda informal com paridade central da taxa de câmbio fixada em 0,845 real/dólar (termos nominais) , para atuar como coadjuvante no processo de estabilização econômica do país. A zona de flutuação em torno da paridade central foi de ±J,8 % e durou de 4 de outubro de 1994 a 6 de março de 1995 quando houve um conturbado realinhamento da paridade central.
A partir de novembro de 1994 já eram sinalizados problemas com o câmbio. Nesta época, o dólar estava sofrendo uma apreciação e as medidas de estímulo às importações levaram ao primeiro déficit comercial brasileiro desde 1986. Em dezembro de 1994 estourou a crise do México. O episódio mexicano será visto em detalhes na próxima seção. Em um ambiente de incertezas as reservas brasileiras caíram de US$ 43,4 bilhões, em setembro de 1994, para US$ 38 bilhões em dezembro do mesmo ano. Em janeiro de 1995, após anunciar déficit comercial de apenas US$47 milhões para dezembro, o governo foi obrigado a corrigir o valor para US$ 884 milhões. Além disso, o agravamento da crise mexicana começou a afastar investidores internacionais do Brasil. A fuga de capitais especulativos foi de US$ 1,9 bilhão. A equipe econômica, então, começou a tentar estimular as exportações.
Em fevereiro de 1995, a fuga de capitais do Brasil continuou e foi de USS 1,5 bilhão. As reservas internacionais chegaram a 36 bilhões de dólares. Algumas empresas mexicanas pediram moratória e a crise gerou ameaça de golpe político naquele país. A Argentina sofreu perda acelerada de reservas devido à saída de capitais e recorreu ao socorro do FMI. Em janeiro, o governo dizia, segundo jornais da época, que o governo continuaria com a política cambial de banda estreita que praticava, apesar da crise cambial mexicana e que a saída de capitais externos do mercado brasileiro não preocupava. Isto pois tratava-se de investidores realizando lucros auferidos no mercado brasileiro para compensar as perdas que tiveram no mercado mexicano. Além disso, diziam também que "percentual mente" o montante de recursos que estavam deixando o país devido a esta realização de lucros era pouco significativo quando comparados às reservas brasileiras (Folha de São Paulo 10/01195). Logo após o Carnaval de 1995, o governo brasileiro resolveu tornar as bandas de câmbio explícitas e o mercado de câmbio ficou bastante nervoso.
No dia 6 de março de 1995, o Banco Central alterou a política de câmbio. A proposta inicial do governo foi fixar uma banda de câmbio com margem superior em R$ 0,86/US$I,00 e margem inferior a R$ 0,90/US$1,00 e que valeria até maio desse mesmo ano. Depois, a taxa de câmbio passaria a variar entre R$0,86/US$1,00 e R$ 0,98/US$1,00. Surgiram, então, dúvidas no mercado referentes a forma de transição entre as duas bandas porém o governo foi incapaz de resolver tais dúvidas e de assegurar que o novo modelo seria mantido, levando a um amplo movimento especulativo contra o real. O Banco Central tentou controlá-lo vendendo dólares porém já no dia 7 de março, o dólar atingiu o teto da banda. O dólar chegou a R$0,90/US$1,00, apenas um dia depois do anúncio das novas bandas, igualando-se ao máximo da flutuação que o governo havia estipulado até 2 de maio de 1995. Ou seja,
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houve uma alta de 3,4% em dois dias. O presidente do Banco Central, Pérsio Árida, afirmou que o governo se reservava o direito de alterar a banda quando julgasse necessário, ao contrário do que o diretor da área internacional do Banco Central dissera dois dias antes, que o sistema de bandas não seria mudado intempestivamente, o que provocou confusão no mercado. O principal motivo desta foi que os principais bancos do mercado não acreditaram na estabilidade das bandas. Alguns analistas interpretaram que as bandas só mudariam em condições especiais. Outros, entretanto, interpretaram que os limites máximos e mínimos poderiam ser alterados constantemente, ou seja, na prática não haveria banda. A Bolsa de Valores de São Paulo recuou 8,77%. No dia seguinte, 8 de março, o governo interveio cinco vezes no mercado de câmbio. A Bolsa paulista fechou em baixa de 9,64%, enquanto a carioca caiu 10,4%. Até esse dia, o governo já havia gasto US$ 750 milhões de reservas do país, segundo avaliações do mercado. Além disso, a incerteza remanescente no mercado de câmbio e a respeito da trajetória dos juros, levou a um recorde no volume de negócios da BM&F, R$18,27 bilhões.
O movimento especulativo atingiu seu auge no dia 9 de março, quando o Banco Central foi obrigado a realizar o recorde de 32 leilões de venda de dólar. Segundo avaliação do mercado, foram gastos US$ 5 bilhões de reservas. Persistiam as dúvidas sobre se o governo iria mesmo manter suas metas, por quanto tempo, ou sobre como e quando poderia alterá-las. A disseminação de expectativas a respeito de que o Banco Central não conseguisse conter desvalorização ainda maior do real, levava os exportadores a adiarem o fechamento antecipado de contratos. O resultado era uma oferta menor de dólares no mercado, e, portanto mais pressão sobre o câmbio, o que por sua vez confirmava a decisão dos exportadores. Em três dias a saída de dólares do país contabilizou US$909 milhões. Um complicador adicional consistia na situação do México e da Argentina, dado que este último já buscava empréstimo internacional para socorrer seu sistema bancário.
No dia 10 de março, uma nova banda passou a vigorar. Desta forma, o dólar poderia flutuar entre R$0,88/US$I,00 e R$ 0,93/US$I,00. Além do mais, foram adotadas uma série de medidas para estimular o ingresso de recursos no país e para desestimular a saída de capitais. Entre estas medidas estava a redução de US$50 milhões para US$5 milhões o volume de dólares que os bancos poderiam manter em seu poder. O restante deveria ser depositado no Banco Central a juros baixos. Além disso, o governo elevou bastante a taxa de juros, promoveu um grande leilão de títulos indexados a variação do dólar e eliminou o IOF, imposto sobre operações financeiras, para empréstimos e aplicações de capital estrangeiro nas Bolsas de Valores.
A paridade central da taxa de câmbio foi, no dia 10 de março de 1995, fixada em 0,905 real/dólar, em termos nominais, com desvalorização de 7,1 % em relação a paridade central anterior. Junto com o realinhamento, houve um aumento do tamanho da banda. A zona de flutuação em tomo da paridade central ficou em ± 2,8%, com margem superior da banda em 0,93 real/dólar e margem inferior em 0,88 real/dólar.
Durante todo o mês de março, a incerteza em relação a manutenção da banda fez os importadores anteciparem suas compras e os exportadores adiarem suas vendas. Havia a noção de que a banda cambial estreita definida pelo governo não era compatível com as taxas de inflação previstas para os próximos meses. Bastavam três
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meses de inflação em torno de 2,5% ao mês para anular a desvalorização máxima da taxa de câmbio de 8,14%, permitida pela margem superior da banda estabelecida em março. Havia, portanto, indagações a respeito dos movimentos da banda, que faziam com que o governo dissesse repetidamente que estas durariam muito tempo. De certa forma a possibilidade de se reduzir a defasagem cambial era vista como positiva já que a excessiva queda do dólar constituía uma das principais quedas do déficit comercial.
Em 12 de junho de 1995, com a existência de incerteza em relação a se haveria ou não realinhamento da banda, o governo conseguiu vender todo o lote de papéis atrelados ao dólar, as NTNs cambiais, o equivalente a R$2 bilhões. A taxa média paga pelo Banco Central foi de 17,97% ao ano mais a variação cambial, para os papéis com prazo de seis meses e de 18,65% ao ano mais variação cambial com prazo de um ano. O resultado do leilão foi entendido como uma sinalização de que o governo não pretendia alterar a banda cambial no curto prazo. Isto acalmou o mercado de dólar, principalmente porque os bancos tendo NTNs cambiais em carteira ficariam protegidos contra mudanças na banda.
Além disso, o Banco Central colocou em prática duas inovações que levaram maior estabilidade ao mercado de dólar . Este estipulou os "leilões de spread" ou leilões de "duas pontas". No "leilão de sprecuf', o banco que desejar negociar com o Banco Central é obrigado a mostrar dois preços, o de compra e o de venda. Anteriormente, o Banco Central ficava sabendo, por exemplo, apenas quanto o banco comprador estava disposto a pagar pelo dólar. A outra ponta, ou seja, por quanto esse mesmo banco venderia os dólares, não era mostrada. Dessa nova forma, o Banco Central compra dos bancos que oferecem a moeda mais barata e a vende para as instituições que oferecem uma cotação mais cara. Além disso, o Banco Central passou a atuar em intrabandas, uma pequena faixa dentro da banda oficial.
Em 22 de junho de 1995 houve um novo realinhamento da paridade central, cuja desvalorização foi de 4,97%. Porém, não ocorreu qualquer ataque especulativo e a taxa de câmbio permaneceu ainda por alguns dias dentro das margens anteriores. A paridade central passou para 0,95 real/dólar, com uma zona de flutuação em torno de 4,3 porcento, cujas margens superior e inferior foram de 0,99 real/dólar e 0,91 real/dólar respectivamente. A mudança nas bandas ocorreu de forma tranqüila, pois o governo a anunciou quando já estavam encerradas as atividades do mercado. O Banco Central promoveu quatro leilões de compra e venda simultâneos de dólar comercial e outro de venda de títulos cambiais na manhã do dia 23 de junho. O dólar comercial fechou cotado a R$0,918 na compra e R$0,92 na venda, que foram exatamente as cotações médias praticadas no dia anterior.
A possibilidade de variação do dólar até R$0,99 foi avaliada pelo mercado como uma demonstração de que o déficit na balança comercial brasileira levaria a novas desvalorizações até o final do ano de 1995. O Banco Central queria espaço para uma desvalorização controlada e gradual do real.
Nos primeiros negócios do dia 26 de junho de 1995, o dólar foi cotado a R$ 0,92 para compra e R$ 0,922 para venda, com alta de 22%. A tendência de alta foi abortada pelo Banco Central que realizou o primeiro leilão às 9h31 min, comprando a R$ 0,918 e vendendo a R$0,92, ou seja, com as mesma cotações dos leilões do dia 23
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de junho, o primeiro dia de vigência da nova banda de flutuação do dólar. Ao todo, o Banco Central realizou três leilões. A pressão de alta foi gerada pelo adiamento das vendas de dólares pelos exportadores, de um lado, e da antecipação das compras pelos importadores, de outro. Estes tinham a expectativa de desvalorização do dólar apesar da afirmativa do Banco Central de que o ajuste seria gradual. E este tipo de comportamento gera apreensão no mercado financeiro. Até o final do mês de junho a média diária das vendas de exportação caiu de US$ 208 milhões para US$ 142 milhões enquanto a das compras de importação subiu de US$ 204 milhões para US$ 242 milhões.
Porém, com o advento das "mini-bandas", o mercado de câmbio passou a ser menos volátil. A variação média do dólar comercial entre os dias 7 de março e 22 de junho foi de 0,40% e do dia 23 de junho até o dia 25 de julho, a variação média foi de 0,10%.
Esta nova banda de câmbio se diferenciou das demais devido a grande intervenção intramarginal do governo, que desde seu início implementou as chamadas "mini-bandas" cambiais através dos leilões de "spread". Estes leilões de "spread", como já foi falado, significam que o governo estipula uma margem na qual podem variar as propostas de taxas de compra e venda de dólar (tanto comercial ou flutuante) ofertadas por um mesmo banco. Feitas as ofertas o Banco Central aceita aquelas que melhor lhe convier. O mercado já reconhece que, quando há abertura de leilão de "sprcad" de câmbio, significa que o governo intenciona mexer na mini-banda cambial.
o realinhamento seguinte ocorreu em 30 de janeiro de 1996, quando o mercado p havia encerrado suas operações. O que o Banco Central considerou um "procedimento meramente operacional" foi tumultuado por divulgação errônea da informação em um telejornal de grande audiência de que o câmbio estaria sendo desvalorizado em 7%. A verdade era que a banda de câmbio sofreu alteração em suas margens superiores e inferiores, passando para R$1 ,06/US$1 ,00 e R$0,99/US$I,00, respectivamente. Ou seja, houve correção de 6,593% sobre o piso da banda anterior e de 7,07% sobre o teto da mesma. Segundo o governo, o teto da banda foi definido a partir de um conjunto de variáveis macro como, por exemplo, o resultado das transações correntes e o fluxo de capital externo.
No dia seguinte, o Banco Central conseguiu manter o dólar sobre controle mas precisou de nove leilões de câmbio em 7 horas. O mercado financeiro garantiu que operou tranqüilamente no dia seguinte da divulgação da notícia do realinhamento das bandas de câmbio. A cotação do dólar caiu, as Bolsas de Valores voltaram a subir e as taxas de juros ficaram estáveis. Porém a ação do Banco Central, com US$ 50 bilhões em reservas, foi decisiva para manter a calma das instituições financeiras e dos agentes de comércio exterior. O Banco Central estava a postos cedo e anunciou o primeiro leilão às nove horas, antes mesmo do horário normal de abertura do mercado, operando tanto no dólar comercial quanto no flutuante, na ponta de compra e na de venda, mantendo, assim, as cotações dentro das "mini-bandas" estabelecidas uma semana antes. As reações internacionais foram positivas, com exceção da Argentina pois as mudanças prejudicariam suas exportações já que 28% destas vão para o Brasil.
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Assim, durante todo o ano de 1996 a política cambial do Brasil foi guiada pela política de intervenções intramarginais pelo governo. Porém, com o câmbio apreciado o país foi perdendo vantagem competitiva em seus produtos e em outubro de 1996 houve o primeiro susto em relação ao déficit comercial brasileiro que foi maior do que o esperado. As expectativas em relação à balança comercial e ao balanço em transações correntes passou a ser de déficits mensais cada vez maiores em 1997. Com o déficit comercial crescente e o pagamento de juros e amortizações da dívida esperados para 1997 houve uma preocupação quanto a vulnerabilidade brasileira à uma crise externa. Esta preocupação se intensificou no segundo semestre de 1998 com a perda de reservas internacionais da ordem de US$20 bilhões desde o início do ano e a incerteza crescente nos mercados internacionais agravada com a moratória da Rússia.
As figuras a seguir mostram a evolução das contas externas. Na figuraI pode-se ver a deterioração da balança comercial com o forte crescimento das importações e baixo desempenho das exportações. Na Figura 2 tem-se a apreciação do câmbio real que até final de 1997 não havia recuperado os níveis de 1994 mesmo com a política de desvalorizações controladas. Na Figura 3, tem-se uma regressão simples que sintetiza a relação entre o câmbio real e a balança comercial. O resultado mostra que quanto mais apreciado o câmbio real maior o déficit comercial dado um certo nível de crescimento econômico.
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Figura 1 Figura 2
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Figura 3
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1.6.2 - BANDAS DE CÂMBIO: MÉXICO
Em novembro de 1991, na renovação do Pacto para a Estabilidade e Crescimento Econômico, o governo anunciou que a margem entre a compra e venda da taxa de câmbio iria crescer até 60 pesos. Para alcançar este objetivo, se estabeleceu que o limite superior da banda de câmbio cresceria a uma taxa de 20 centavos diários,
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porém o limite inferior da banda permaneceria inalterado. Uma vez que se alcançasse o diferencial de 60 pesos entre as taxas de câmbio de compra e venda, ambas as cotações aumentariam a uma taxa de 20 centavos diários estabelecendo-se portando uma banda de câmbio diagonal. Isto ocorreu dia 11 de novembro de 1991. Em março de 1992, como resultado do êxito obtido com a banda que se desloca com o tempo, as autoridades continuaram com o regime cambial vigente. Ou seja, o limite superior de tal banda continuou crescendo a uma taxa de 20 centavos diários e o limite inferior se manteve fixo a um nível de 3.050,20 pesos por dólar.
Em outubro de 1992, na renovação do Pacto, a taxa de crescimento da margem superior da banda aumentou de 20 centavos para 40 centavos diários. Na renovação do Pacto em outubro de 1993, foi feito um acordo de que a taxa de desvalorização da banda se manteria em 40 centavos diários. Isto implicava em uma taxa de depreciação anual de 4,4 %.
O crescimento gradual do tamanho da banda, assim como sua forma assimétrica, permitiu alcançar um pouco de cada um dos seguintes objetivos: a estabilização das expectativas inflacionárias e uma maior estabilidade para enfrentar as flutuações da balança de pagamentos. Ao se estabelecer a banda cambial do México, se pretendia alcançar as vantagens dos regimes cambiais extremos como estabilidade e credibilidade do regime de câmbio fixo e menores flutuações das reservas internacionais e uma maior flexibilidade na instrumentação de determinadas políticas. Cabe destacar também que para evitar pressões excessivas sobre os limites da banda, o Banco do México aplicava a política de intervenções intramarginais, intervenções estas que tinham efeitos sobre as expectativas dos agentes econômicos e implicações sobre a política monetária.
Como já se mencionou acima, o programa de estabilização procurou reduzir a inflação através de políticas fiscais e monetárias restritivas. Somando-se a isto o programa se concentrou em fixar a taxa de câmbio como âncora nominal. O uso da taxa de câmbio como âncora nominal fez com que o governo se comprometesse a ajustar suas políticas para garantir a estabilidade a taxa de câmbio e assim equiparar a inflação doméstica à internacional.
O México obteve avanços POSitIVOS em 1994 como o crescimento real do produto de 3,5%, como uma inflação de 7,06% ao ano, a mais baixa em 22 anos, o incremento da produtividade do setor manufatureiro, a elevação das remunerações médias em termos reais, recuperação do investimento público e privado, expansão das exportações.
Porém, em 1994 o déficit em conta corrente aumentou significativamente. Segundo o Banco Central do México, este crescimento se deveu à reativação dos investimentos públicos e privados, a diminuição da poupança do setor público que foi maior que o aumento da poupança do setor privado e os importantes influxos de capital que houve no início deste ano.
Desta forma, apesar dos avanços ocorridos em 1994 em setores distintos da atividade econômica, o México enfrentou vários problemas no decorrer do ano, e desta forma, o país apresentou uma reversão dos fluxos de capital. Este fenômeno de reversão dos fluxos de capital foi conseqüência, em parte, de acontecimentos políticos
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que geraram grande incerteza e influenciaram adversamente as expectativas dos agentes econômicos internos e externos. Então, com esta reversão dos fluxos de capital influenciados pela incerteza dos acontecimentos do país, conjuntamente com um grande déficit de conta corrente, sinal da fragilidade da economia ficando esta mais exposta a choques, tanto internos quanto externos, houve um efeito negativo na evolução, particularmente, do mercado cambial.
Com o aumento das taxas de juros externas e dos acontecimentos políticos, no decorrer de 1994 a moeda se depreciou dentro da banda de flutuação. Até imediatamente antes da ampliação da banda, em dezembro de 1994, o peso havia se depreciado em 11,5% no ano. Como mostra o gráfico 1 os períodos em que a taxa de câmbio chegava próximo ao teto da banda, ocorrendo portanto os ataques especulativos e a conseqüente perda de reservas internacionais, coincidiram precisamente com os acontecimentos políticos do país. Em meados de novembro e a partir da segunda semana de dezembro ocorreram os seguintes fatos desfavoráveis: o esgotamento da margem para que a taxa de câmbio pudesse se ajustar dentro da banda, a substancial redução do nível de reservas internacionais, taxas reais de juros que implicaram dificuldades para os intermediários e devedores, a volatilidade dos mercados financeiros internacionais, a incerteza entre os agentes econômicos e a intensificação da atitude hostil do Exército Zapatista de Liberação Nacional em Chiapas. Como conseqüência disto, a comissão do governo responsável pelo câmbio decidiu que era conveniente estabilizar o mercado cambial mediante a elevação do teto da banda. Porém como esta medida não obteve êxito, o Banco do México teve que enfrentar um forte ataque especulativo contra o qual não tinha forças, dado seu baixo nível de reservas. Depois de sucessivos ataques especulativos e saídas maciças de capital, o governo adotou o regime de câmbio flutuante a partir de 22 de dezembro de 1994. De 19 a 30 de dezembro a taxa de câmbio se depreciou 48%.
A economia mexicana passou o ano de 1994 bastante instável e suscetível a choques externos ou internos. Os choques na economia mexicana entre final de 1993 e todo o ano de 1994 foram: a) o choque externo do Nafta em 11 de novembro de 1993 quando o Congresso Americano votou este acordo comercial. Uma semana antes desta votação, o ex-candidato da oposição nas eleições presidenciais americanas, Ross Perot, lançou oposição ao Nafta, o que levou turbulência aos mercados mexicanos; b) o choque externo em 4 de fevereiro de 1994 do US Federal Reserve quando este decidiu aumentar as taxas de juros para acalmar pressões inflacionárias americanas. c) choque interno com o assassinato do candidato Donald Colosio; d) Pacto Social em 24 de setembro de 1994 quando os membros deste reafirmaram seus compromissos mantendo as metas do Pacto anterior em 3 de outubro de 1993 e as bandas de câmbio. Já havia pressão sobre o câmbio; e) Ataque especulativo em 20 de dezembro de 1994 depois que o governo decidiu desvalorizar a banda em 15% para estabilizar o mercado que levou a perda da quase totalidade das reservas e culminou com o fim do regime de bandas. Esta falta de resistência aos choques foi captada um pouco pelo diferencial de taxas de juros internas e externas menos o prêmio de risco soberano do México, este que tem como proxy o spread entre as taxas de juros dos títulos Par-bond da dívida externa mexicana e títulos do governo americano de mesma maturidade. Porém podemos ver pelo teste que a credibilidade da banda é quase rejeitada. No caso do México, o sinalizador de sua real situação foi a condição da conta corrente do Balanço de Pagamentos e a variação do seu nível de reservas no decorrer do ano.
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Figura 1
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Figura 2
A Figura 1 mostra a banda de câmbio mexicana antes da crise. A Figura 2 revela o diferencial de juros que é decrescente durante 1994 a despeito da crise em que o país se encontrava. Na Figura 3, pode-se observar os principais acontecimentos políticos e a saída de capitais deles decorrentes.
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Figura 3
1.6.3 -BANDAS DE CÂMBIO: VENEZUELA
A Venezuela adotou o regime de bandas de câmbio em agosto de 1996 como parte do programa de estabilização Agenda Venezuela. O programa, implementado pelo governo Rafael Caldera que assumiu o governo em 1994 em meio a crise bancária. A princípio tentou políticas populistas que não deram certo e acabou optando pelo plano econômico, sendo auxiliado pelo FMI. Antes de adotar a política de bandas o governo desvalorizou o câmbio em 60%. Historicamente a Venezuela vinha adotando o regime cambial fixo na tentativa de deter a alta da inflação (figuraS). Porém o câmbio acabava por ficar por demais apreciado diminuindo as receitas do governo. Isto porque como 50% das receitas do governo advém da venda do petróleo externamente, o governo tinha que desvalorizar o câmbio para aumentá-las. Entretanto isto acabava gerando um círculo vicioso no país pois a inflação voltava com mais força, o governo voltava a adotar o câmbio fixo e de novo tinha que desvalorizá-lo.
Com o plano econômico Agenda Venezuela não foi diferente. Em 1996 depois da adoção da bandas a taxa de inflação, que chegou a 106% ao ano foi caindo e a confiança do investidor estrangeiro foi aumentando. Principalmente com os níveis
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atingidos pelo preço do petróleo, commodity da qual a Venezuela depende pois 80% de suas exportações e 50% da receita governamental dependem do petróleo. O câmbio em 1997 desvalorizou 6% ao ano, sendo que no final deste ano esse se situava no piso da banda. Porém a inflação continuava alta, cerca 40% ao ano. A moeda se apreciou pelo menos 30% em termos reais neste período. O governo não soube aproveitar o momento (aumento da confiança externa, altos preços do petróleo) para fazer as reformas estruturais necessárias. A inflação continuou alta pois a política monetária foi altamente expansionista. A base monetária cresceu 70% no período. A explicação dada pelo governo do porque deste aumento de base e de M 1 foi que o fluxo de entrada de moeda na economia era grande por causa do petróleo. O Banco Central não poderia fazer a esterilização necessária pois esta função seria de responsabilidade do Tesouro que possuía um passivo com o Banco Central. O Tesouro deveria dar títulos ao Banco Central para que este pudesse realizar a política monetária. O BC não poderia emitir mais títulos do que já vinha para conter a liquidez para não ter saldo negativo no balanço. O que ajudava nesta determinação era que realmente a Venezuela não precisava de fluxo externo para pagar suas dívidas.
Taxa de c.imbio real Venezuela. 93/98 Dcfl.llor IPC
Figura 1
\'ari~.x) da ta'\a de câmbio, ba"C monetária c ta:\a de inn~'ão
Figura 2
N a Figura 1 tem-se o câmbio real da Venezuela bastante apreciado em relação a níveis históricos. Tanto a variação da taxa de câmbio quanto a base monetária tem sua influência sobre a taxa de inflação como pode-se ver nas figuras 2, 3 e 4. Nas figuras 3 e 4 encontram-se regressões simples que mostram a correlação entre estas variáveis.
Figura 3
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Figura 4
Taxa de cârrbio oonirnl- Vel"l:!'lJ.1cla 1993Il9'J7
Figura 5
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Porém a economia internacional entrou em crise e o preço do petróleo da cesta venezuelana caiu de US$17/barril em junho de 1996 para US$1O,7/barril em maio de 1998. Além disso, a política é uma fonte de desestabilização desta economia. Chavez, o candidato que em meados de 1998 estava em primeiro lugar nas pesquisas, tem um discurso estatizador. Todos este ingredientes levaram a um ataque especulativo na Venezuela em maio de 1998 levando o país a perder, em um mês, mais de US$1 bilhão em reservas.
1.6.4 - BANDAS DE CÂMBIO: RÚSSIA
A Rússia parece ter entrado, em 1998, no período mais difícil de sua história recente. A crise não está resolvida e suas conseqüências para o mercado de capitais da Rússia ainda está para ser quantificado. O cenário mais otimista indica que os investidores irão estar afastados de 2 a 3 anos.
A Rússia passou do país com as melhores perspectivas nos mercados emergentes para a pior performance em menos de um ano. Depois de atingir um crescimento de 0,4% em 1997, pela primeira vez na história, a produção de bens e serviços deve cair de 4% a 6% em 1998.
O país possuía uma taxa de câmbio estável por mais de três anos com uma desvalorização anual limitada a 10% por ano. O regime era o de bandas de câmbio diagonais porém prevalecia a política de intrabandas cambiais. O câmbio se apreciou em termos reais logo depois da implementação do regime, pois a inflação ainda estava alta porém se estabilizou. A inflação vinha declinando até 1997 chegando a 15% a.a .. Desde julho de 1995 o Banco Central colocou o valor do rublo em relação ao dólar dentro de uma banda (corredor) de 4300-4900 rublos/dólar até 31 de dezembro de 1995. Um deslocamento do corredor para 4550-5150 rublos/dólar e foi mantido até 30 de junho de 1996. Depois disto, foi modificado em 10. julho de 1996 para 5000-5600 rublos/ dólar, em 31 de dezembro de 1996 para 5500-6100 rublos/ dólar. Esta em 31 de dezembro de 1997 estava em 5750-6350 rublos/dólar. A próxima banda de câmbio que entrou em vigor em 31 de dezembro de 1997 até 31 de dezembro de 1998 foi de 5,270-7,130 rublos/dólar. Além disso, a moeda perdeu três zeros. Depois da crise da Ásia, o nervosismo tomou conta do mercado cambial da Rússia. Isto porque, depois da queda da Bolsa de Hong Kong e do ataque à sua moeda, o risco das moedas dos países emergentes aumentou.
A partir da crise da Ásia em julho de 1997, as receitas externas do governo diminuíram devido à queda dos preços das commodities. O superávit nas contas externas começava a diminuir. Além disso, o governo possuía uma dívida interna de curto prazo muito grande parte contraída às vésperas da última eleição presidencial em 1995 a taxa de juros que chegaram a 176% a.a.. A dívida de curto prazo era de US$40 bilhões enquanto as reservas eram de US$15 bilhões em uma época de crise internacional e perspectiva de diminuição de influxo de capital para mercados emergentes.
No final de setembro de 1997 as taxa de juros chegaram a 18% a.a. na onda da liquidez internacional em que os spreads dos países emergentes estavam em seus mais baixos níveis históricos. Como na Rússia o mercado de crédito ainda não se encontrava
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desenvolvido os bancos aplicavam nos títulos do governo e com a alta taxa de juros que se seguir ficaram com a saúde ainda mais abalada.
Depois das medidas suicidas de agosto de 1998 o rublo se desvalorizou de RUR6/USD para cerca de RUR22/USD em poucos dias. O sistema bancário pelo menos até setembro de 1998 se encontrava paralizado não restando qualquer confiança por parte do investidor. Até este mês o governo ainda não havia começado a reestruturação da dívida soberana externa a exemplo do que fez com a dívida interna. Este é o caminho que deverá ser seguido pois a Rússia não possui recursos para saldar suas dívidas nem credibilidade para emitir novos títulos no mercado externo para rolagem.
Os investidores institucionais que acreditaram no governo da Rússia perderam milhões de dólares. Os investidores de renda fixa foram atingidos tanto pelo default da dívida interna em rublo dado pelo governo quanto pela desvalorização. Os que deram créditos comerciais foram atingidos pela recusa de pagamento pelos bancos sem que alguma medida com relação a falência fosse tomada.
A crise financeira causou imediatamente a crise política aumentando a incerteza e seus efeitos sobre a economia real estão apenas começando. Com a crise de confiança, as pessoas e as empresas estão relutantes em investir ou mesmo gastar dinheiro na Rússia. Do lado fiscal, a receita de impostos do governo só tem caído, sendo praticamente impossível a cumprimento de qualquer meta de arrecadação.
O problema na Rússia não é apenas um problema de falta de credibilidade, de falta de política fiscal. É um problema estrutural onde faltam as bases do capitalismo. O poder paralelo, as oligarquias, que detêm as empresas vitais da economia, não pagam impostos devido. Não há um sistema tributário consistente e os recursos não são canalizados para a economia real de forma eficiente. Em um ambiente como este não há como uma política cambial obter sucesso sem outras medidas que passam pela reforma total do sistema.
Figura 1
Banda de câmbio Russia
-Ban~" Su~r"", mao M "k
.... B3M~ In""><>< m...." ao ~h
-r""ad<od.mb""pa(
Taxa de juros da Rússia - lmês
Figura 2
40
CAPÍTULO 2 ESTIMANDO A CREDIBILIDADE DE BANDAS DE CÂMBIO
Entre os métodos utilizados para se estimar a credibilidade do Mecanismo Europeu de Taxa de Câmbio (ERM) estão o método de ajuste de drdt de BertolaSvensson e o método baseado na teoria de opções. Os outros métodos existentes são variações em relação a técnica de estimação das variáveis deste modelos. Neste trabalho será visto a aplicação de alguns destes métodos ao sistema de banda de câmbio brasileira para averiguar se estes métodos possuíam a capacidade de prever realinhamentos das bandas. O primeiro método estudado é o método de ajuste de drift de Bertola-Svensson. Este método, que neste trabalho é estimado utilizando-se duas técnicas diferentes, mostra as estimativas da expectativa de desvalorização. No primeiro modelo é feita uma regressão com OLS que leva em consideração o movimento da taxa de câmbio dentro da banda. Após isto, pode-se ver através de outra regressão quais variáveis macroeconômicas tem impacto sobre estas expectativas. No segundo modelo que será apresentado, estas variáveis macroeconômicas fazem parte do modelo que estima a expectativa de desvalorização utilizando NLLS.
2.1- MÉTODO DE AJUSTE DEDRIFTDE BERTOLA-SVENSSON APLICADO AO
BRASIL
Seja c[ o (logaritmo natural) da paridade central. Um realinhamento é umjlllllfJ na paridade central. Entre os realinhamentos a paridade central é constante. Seja também
o (log) do desvio da taxa da câmbio de sua paridade central. Informalmente nos referimos a x[ como a "taxa de câmbio dentro da banda".
É mais prático considerar "taxas" de realinhamento ao invés do tamanho absoluto do realinhamento. Então vamos reescrever a paridade central como c[ = s[ -XI, e a taxa média de realinhamento do período t ao período t + 1" como DC[H It dt =Ds!+'t: It dt - DX!+'t: It dt. Segue-se que
Ou seja, a taxa esperada de realinhamento é igual a taxa esperada total de depreciação menos a taxa esperada de depreciação dentro da banda.
Será explicado brevemente como a taxa esperada de realinhamento pode ser interpretada. Em um realinhamento, a paridade central se desloca para um novo nível e permanece constante até o próximo realinhamento. Suponha que as expectativas de realinhamento possam ser modeladas do seguinte modo: seja p/ a probabilidade no tempo t de um realinhamento durante o período de t a t + 1". Durante este período a paridade central permanece constante com probabilidade 1- p/, enquanto que com probabilidade p/, sofre um deslocamento de tamanho aleatório independente DC[H'
41
Segue-se que a taxa esperada de variação da paridade central, a taxa esperada de realinhamento pode ser escrita como:
(3) E( [Dc(+T] = (1- p/) * 0+ p/ *E( [Dcwrl realinhamento] = p/ * E( [Dcwrl realinhamento]
onde E( [DC(HI realinhamento] denota o tamanho esperado de realinhamento condicional (condicional a ocorrência de um realinhamento durante o período entre t e t+t). O tamanho do realinhamento condicional esperado é positivo se uma desvalorização é esperada e negativo se uma valorização é esperada. Ou seja, o realinhamento esperado é o produto da probabilidade da ocorrência de um realinhamento durante o período de tempo entre t e t+t e o tamanho do realinhamento esperado condicional. A discussão não trata da possibilidade de mais de um realinhamento por período pois iremos trabalhar com períodos de tempo curtos, isto é, períodos de 1 mês. Para maiores períodos a possibilidade de mais de um realinhamento por período deve ser levada em consideração o que é tratado em Lindberg, Sbderlind and Svensson (1993).
Da seguinte equação de não arbitragem (paridade não coberta), ()(=(i( - i(*) = E([Ds(H]/t, onde E( denota expectativas condicionais nas informações disponíveis no tempo t e DS(H = S(H - SI. podemos reescrever a equação (2) da seguinte forma:
Ou seja, a taxa esperada de realinhamento é igual ao diferencial de taxa de juros menos a taxa esperada de depreciação dentro da banda. Como observado por Bertola and Svensson (1993), a equação (5) tem implicações empíricas. Para acharmos uma estimativa para a taxa esperada de realinhamento, E( DC(H It, é suficiente estimarmos E( DX!+'r It , a taxa de depreciação dentro da banda e simplesmente a subtrairmos do diferencial de taxa de juros.
O método de ajuste de drift usa estimativas econométricas da taxa esperada de desvalorização dentro da banda. Esta estimativa é complicada pelo fato de que muitas vezes a taxa de câmbio dentro da banda se desloca em um realinhamento, a posição da taxa de câmbio em relação a paridade central se modifica quando há um realinhamento desta última. Por exemplo, pode ocorrer que a taxa de câmbio da moeda que está sendo desvalorizada se desloque de uma posição (antes do realinhamento) acima da paridade central da banda de câmbio antiga para uma posição, na nova banda, abaixo da nova paridade central. Ou seja, o jump da taxa de câmbio pode ser menor que o jump da paridade central. Há casos quando o realinhamento é pequeno e a nova banda se sobrepõe a antiga não ocorre nenhumjump da taxa de câmbio.
Para se levar em consideração este fato, a taxa esperada de variação da taxa de câmbio dentro da banda foi dividida em dois componentes. Denotamos por R e NR os eventos de realinhamento e não realinhamento no período entre os tempos t e t+t. Então
(6) E( DX!+'r= (1-p/) * E([ DX!+'rINR] +p/ *E([ DX!+'rIR] = E([ DXI+1'INR] - p/ *{E([ xl+1'INR] - E([ x(HIR]},
42
onde p/ é a probabilidade de um realinhamento no período entre a data t e a data t+'t. Segue-se de (6) que (5) pode ser escrito da seguinte forma:
onde
A equação (8) é a definição operacional de taxa esperada de desvalorização g/, ou seja, se for positiva uma desvalorização é esperada, se for negativa, uma valorização é esperada. Portanto, a taxa esperada de desvalorização é igual a diferença entre o diferencial de taxa de juros e a taxa esperada de depreciação dentro da banda, condicional a não ocorrência de realinhamento. A taxa esperada de desvalorização como definimos difere da taxa esperada de realinhamento no segundo termo no lado direito de (8). Para que o entendamos melhor vamos reescrever a taxa esperada de desvalorização como:
onde v/ =p/ltdt é a freqüência do realinhamento. Portanto, a taxa esperada de desvalorização é o produto da freqüência do realinhamento e do tamanho da desvalorização esperada condicional, condicional a ocorrência de um realinhamento. O tamanho da desvalorização condicional esperada é a soma do tamanho do realinhamento condicional esperado com diferença entre a taxa de câmbio esperada na data de maturidade condicional a existência de realinhamento e a taxa de câmbio esperada na data de maturidade condicional a não existência de realinhamento.
Em resumo, para curta maturidade, por exemplo um mês, deve-se estimar a taxa esperada de desvalorização, g/ como definida em (8).
2.1.1- ESTIMAÇÃO EMPÍRICA DA TAXA ESPERADA DE DEPRECIAÇÃO:
OLS
Considere primeiro o movimento da taxa de câmbio dentro da banda, Et[ ~Xt+22 :
NR]. Empiricamente, as taxas de câmbio são vistas normalmente se comportando como um randol1l walk, um caso especial de l1lartingale. Porém, taxas de câmbio dentro de bandas não podem ser random walks devido a existência de margens. Bertola & Svensson (1993) mostraram que as taxas de câmbio dentro da banda têm um comportamento de reversão à média ao invés de se comportarem como randol1l walk. E fazendo-se o teste de raiz unitária (ADF) para a taxa de câmbio dentro da banda para o sistema brasileira observamos que é rejeitada a hipótese de raiz unitária.
Apesar de Bertola & Svensson terem mostrado que a relação entre a taxa de variação esperada da taxa de câmbio e a taxa de câmbio corrente é provavelmente não linear, Rose & Svensson (1991) e Lindberg & a11 (1991) acharam que a aproximação linear é satisfatória. Portanto suponhamos que o mercado espere que a taxa de câmbio exiba reversão à média linear dentro da banda, ou seja:
43
onde aI < O
Segue-se, então da equação acima que podemos obter uma estimativa da variação esperada da taxa de câmbio dentro da banda através da regressão (outubro de 1994 até janeiro de 1996:
onde 'Ot+22 é o termo de distúrbio. Usamos OLS com matriz de variância-covariância Newey-West para corrigir problemas de heterocedasticidade. Como estamos estimando a taxa de câmbio condicional a não realinhamento, as observações que incluem realinhamentos são excluídas. Abaixo está a equação que melhor expressa o período de agosto de 1996 até março de 1998 e os resultados da regressão:
onde ~Xt+22 é o log do desvio da paridade central em relação à taxa de câmbio dentro da banda com lag de 22 dias, Xt é o log do desvio da paridade central em relação à taxa de câmbio dentro da banda, D~xt+22 é o log do desvio da paridade central em relação à taxa de câmbio dentro da banda com lag de 22 dias em primeiras diferenças e Vc. 1 é o vetor de correção de erro e ç, o resíduo. Diferentemente do modelo anterior quando havia a tendência de reversão à média da taxa de câmbio neste modelo, período em que o governo passou a utilizar intervenções intramarginais como política cambial. já não se nota esta tendência.
ESTIMAÇÃO POR VARIÁVEIS INSTRUMENTAIS
OUT.94 / MAR.95 V AR. DEPENDENTE LlXT+22 OBS.: 82 R2= 0.38 DW= 1.8
Variável Coef. Signif Constante 0.00053 0.3964
XI -0.6370 0.00041
MAR. 95 / JUN. 95 V AR. DEPENDENTE LlXT+22 OBS.: 47 R2 = 0.67 DW= 1.8
Variável Coef. Signif Constante -0.0005 0.66
XI -1.2817 0.00
JUNHO 95/ JAN. 96 V AR. DEPENDENTE LlXT+22 013s.: 130 DW =1.63 R2= 0.95
Varicível Coef. Signif Constante 0.0036 0.000
XI -0.228 0.000
AGo.96/ JAN.98 V AR. DEPENDENTE LlXT+22 013s.: 361 DW= 1.96 R2= 0.97
Variável Coef. t-value t-prob Constant 0.0001 0.628 0.5302
XI 0.64630 84.733 0.0000
DLlxt+22 0.68710 25.732 0.0000
CI I - 0.63348 -82.713 0.0000
A variável Xt tem o sinal indicado na teoria. O coeficiente negativo e estatisticamente diferente de zero indica reversão à média. Para os três casos, como
44
vemos na tabela, que a taxa de câmbio tem comportamento de reversão à média. significa que podemos rejeitar a hipótese de que a taxa de câmbio é uma martingale = O).
Isto (aI
Através dos gráficos a seguir vemos as estimativas para mês da taxa de desvalorização da taxa de câmbio através do método Bertola-Svensson. Ou seja, usando as estimativas de desvalorização da taxa de câmbio dentro da banda mostradas nos gráfico anteriores, construímos as estimativas da taxa de realinhamento de acordo com a equação 7.
% ao mês
1.40%
1.20%
1.00%
0.80%
0.60%
0.40%
0.20%
0.00%
"'~ ao mes
0.0%
~
~
"/o ao mês
075'%,
070%
0.65"10
0.60%
055%
050%
0.45%
0.35%
." ."
'" '" '5 '" ~ i
Estimativa de desvalorização mensal da taxa de câmbio Brasilout/94-mar/95
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'" l:3
FiguraI
Estimativas de desvalorização da taxa de cãmbio para o período de 1 mêsBrasil mar/9S-jun/95
~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ '" ~ ~ ~ ~ ~ '" ~ ~ ~
~ ,
~ ~ i ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ i ~ i ~ ~ 8 :g § " ~ ~ ~ 8 :g §
Figura 2
Estimativas de desvalorização mensal da taxa de câmbio Brasil jun/95-dez/95
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i ~ i ~
040% I 0.30% ~!!'I tf!!11 In! ffll!!lIl1 fi 11111111 tlll!1llfllllllfll' 1II1I111111tr 111111111111""111111 IIHlI'"tf lllH!IlHIl I1ftll"l 111++!
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Figura 3
45
OJD%
0.20'%
0.00% <D <D <D <D Ol Ol Ol Ol
Cn Cn Cn Cn :J :J :J :J
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N (")
Figura 4
% ao mês
ooo~·o
[;; i c- [;; co 0- i;.
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Figura 5
Expectativa de desvalorização rrensaI: Brasil fJl;psto 1996t'Feverei ro 1 r:Hl
<D <D Ol Ol
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m "" ~
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Expectativa de desvalorização: Brasil Março 1997/ Janeiro 1998
c- c- c- c-~ ~
c- c- c-~ co co co co co co co
C C
~ ~ ~ '" D> o- ~ o-~ ~ ~ ~ ~ ~ -, -,
" " Cf) Cf)
~ <D '" o N ro M '" o o N o
[;; ~ o é? 6 M ~ N
"- "- "- "- "-Ol Ol Ol Ol Ol
i: i: i: .6 .6 '" '" '" '" '" -, -, -, LL LL J, 0J o, J, 0J ~ N N
Em cada ponto dos gráficos vemos qual a estimativa de taxa de desvalorização esperada no período de um mês, a partir daquele momento. Na média, podemos dizer que esperava-se uma desvalorização mensal de 1%.
No teste de cointegração, há rejeição da hipótese de não haver cointegração entre as variáveis. Desta forma, nesta regressão o vetor de cointegração é adicionado ao conjunto de variáveis explicativas. A seguir está a análise de cointegração entre as variáveis:
Resultado do teste de cointegração
Ho:rank=p -Tlog( l-À) p = O 19.73** P <= I 3.92
2.1.2 - DETERMINANTES DAS EXPECTATIVAS DE REALINHAMENTO
Nesta seção investigamos os determinantes das expectativas de realinhamento. Estamos interessados em ver se há uma ligação entre as variáveis macroeconômicas e as medidas de expectativas de realinhamento apresentadas.
Os modelos monetários tradicionais de determinação de taxas de câmbio com preços flexíveis colocam como "fundamentos", que dirigem os movimentos das taxas de câmbio, as combinações lineares de moeda e produto. Além disso, os vários modelos de
46
Balanço de Pagamentos colocam as reservas internacionais, a taxa de câmbio real e a situação da balança comercial como variáveis chaves.
Portanto, as variáveis usadas para investigar os determinantes das expectativas de desvalorização são: as reservas internacionais (Boletim mensal do Banco Central do Brasil), variação da base monetária mensal (Sinopse mensal da Andima) como proxy de oferta de moeda, índice de produção industrial mensal como proxy de produto (Sinopse mensal da Andima e Boletim mensal do Banco Central), taxa de câmbio mensal, logaritmo das estimativas de volatilidade da taxa de câmbio no período calculadas pelo método Garch.
Volatilidade diária da taxa de câmbio Brasil 1994/1998
120
Figura 1
Para haver compatibilidade entre as vanaveis mensais e diárias fizemos interpolação dos dados mensais através do programa Matemática. Além disso, para que não tenhamos problema de regressão espúria precisamos averiguar se as variáveis tem raiz unitária.
Pelo teste de raiz unitária, (ADF), a hipótese de existência de raiz unitária foi aceita para todas as variáveis menos para a volatilidade da taxa de câmbio. Por isso, antes de estimarmos o modelo, cada variável exceto a volatilidade da taxa de câmbio foi convertida em um processo estacionário usando-se o grau apropriado de diferenciação. Com isso, conclui-se que o operador de primeiras diferenças é o adequado para se induzir estacionariedade às variáveis na análise.
Pode-se estimar, então, a seguinte equação:
gt = ao + ai * Drest + a2 * Dbast + a3 *hh, + <X4 * D1camt+ as * Dprot + ti
onde gt é a taxa de desvalorização esperada estimada para um mês, Drest a primeira diferença do nível de reservas, Dbast a primeira diferença do índice variação da base monetária, hht a volatilidade estimada da taxa de câmbio, Dlcarnt a primeira diferença do log da taxa de câmbio real, Dprot a primeira diferença do índice de produto industrial.
Esta equação foi estimada por OLS para o terceiro período da banda de câmbio brasileira isto é, a partir de junho de 1995 até fevereiro de 1998. Os resultados baseados nas expectativas para um mês, estão na tabela a seguir:
47
452 observações Variável Coeficiente t-value Constante -0.0047117 -0.539 0.5910 Reservas -0.00051170 3.244 0.0017 Base -2.7284e-005 -1.722 0.0888 Volatilidade 0.0069011 0.533 0.5958
C.real 0.14818 10.048 0.0000 upro -0.00015762 -2.142 0.0351
R2 = 0.55 DW = 1.92
A expectativa de desvalorização estimada parece ser significativamente relacionada com algumas das variáveis em nosso modelo. As variáveis que têm um maior poder de explicação, ou seja, que influenciam a formação das expectativas de desvalorização dos agentes econômicos são a taxa de câmbio real, o nível de reservas e o índice de produtividade. Entretanto, a volatilidade da taxa de câmbio e a variação da base monetária parecem não afetar significativamente estas expectativas.
As reservas internacionais têm um efeito negativo sobre a taxa esperada de realinhamento para um mês a um nível de significância de 1 %. Uma perda de reservas aumenta a probabilidade de realinhamento O índice de produção industrial tem um efeito negativo sobre as expectativas de realinhamento.
o que pode ser explicado pelo fato de que, se o produto industrial está aumentando, reduz-se a necessidade de se desvalorizar a moeda com o propósito de ganhar vantagens competitivas. A taxa de câmbio real tem um efeito positivo ao nível de significância de 1 %. Os coeficientes da base monetária e da volatilidade da taxa de juros não são significativamente diferentes de zero.
2.2- ESTIMAÇÃO EMPÍRICA DA TAXA ESPERADA DE DEPRECIAÇÃO
COM REALINHAMENTOS ESTOCÁSTICOS: NLLS
o modelo seguinte Mizrach( 1995) se baseia em diferenciais de taxas de juros com realinhamentos Markov da paridade central
a) Um modelo de diferenciais de taxas de juros
Vamos considerar títulos nominais de desconto cuja maturação ocorre na data t+"C. Seja iH! a taxa de juros interna, seja i't+t * a taxa de juros externa e RP o prêmio de rISco. Defina o diferencial de juros para o período "C como:
(1) Õ! = IH! - iH! * - RP.
Pela hipótese de não arbitragem temos que:
(2) Õ! = Et [ ~ S!H ] / "C
Suponha agora que existam dois estados da natureza, j = 0, 1, sendo que 1 indica a ocorrência de desvalorização da paridade central. Se com probabilidade pt ocorre um realinhamento durante o intervalo t+"C com probabilidade Pl> temos que:
48
(3)8t = {( 1 - Pt)* Et [ ~ StH I j = ° ] + Pt * Et [ ~ StH I j = 1 ] } Ir:
Como sabemos que ~ StH = ~ CtH + ~ X!+'t: , temos que:
(4)8t ={(l-pt)*(Et[ ~x!+'t: Ij=O]+ Et[ ~CtH Ij=O])
Já que, se não houver realinhamento, j = 0, a variação na paridade central é zero,
Et [ ~ CtH I j = ° ] = 0, logo,
b) Esperanças condicionais
Para trabalharmos com a equação (5) precisamos especificar duas expectativas condicionais. Svensson (1991) mostrou que o desvio da taxa de câmbio esperado em relação a paridade central é bem aproximado por uma regressão linear para valores razoáveis dos parâmetros. Deste modo a expectativa pode ser modelada autoregressivamente:
A expressão (6) pode nos dizer quão rapidamente a política de intervenção desloca a taxa de câmbio na direção da paridade central. Se a taxa de câmbio dentro da banda é um processo de reversão à média, devemos encontrar P I < 0, indicando que um desvio da taxa de câmbio em relação a paridade central positivo (negativo) levará a um desvio positivo (negativo) menor no futuro. Se Xt for melhor aproximado através de um randam walk, P I deve ser perto de zero.
Dada uma estimativa de (6) podemos inferir para um dado tamanho de desvalorização Et [ ~ Swt: I j = 1 ], a probabilidade de realinhamento. Este "ajuste de drift" dos diferenciais de taxas de juros devido a expectativa de depreciação dentro da banda foi utilizado por Lindberg, Soderlind & Svensson (1993), Rose & Svensson (1991), e Bertola & Svensson (1993) para analisar o risco de desvalorização no ERM e na Suécia. O método aqui exposto se propõe a estimar tanto a probabilidade de desvalorização quanto o tamanho da desvalorização. Isto permite que o risco de desvalorização seja relacionado aos fundamentos econômicos.
o tamanho do jump também é modelado autoregressivamente, sendo proporcional a taxa de inflação acumulada no período desde o último realinhamento (este é o modo como foi modelado o tamanho de um possível realinhamento da paridade central da taxa de câmbio para o Brasil).
(7) Et [ ~ S!+'t: I j = 1 ] = P2 + Ro L rr 1-'-' t t
49
c) Fatores que influenciam o risco de realinhamento
Supõe-se que a probabilidade de desvalorização é função de um vetor de m variáveis estado Zt = (1, Z2t, Z3t, ... , Zll1t), incluindo o termo constante e de yo vetor de parâmetros.
Os realinhamentos geralmente ocorrem quando a taxa de câmbio está na parte superior da banda de câmbio. Bertola & Caballero (1992) notaram que diferenciais de taxas de juros são positivamente cOlTelacionados com o desvio da taxa de câmbio em relação a paridade central quando xt > O. Estes dois fatos motivam o uso da posição da taxa de câmbio dentro da banda como a primeira variável explicativa Z2t.
onde Sinf e ssup são respectivamente as margens inferiores e supenores da banda.
Podemos também extrair informação dos movimentos da taxa de juros interna de títulos com maturidade em 1 mês. Então,
Porém através de testes de raiz unitária percebemos que a variável acima é não estacionária podendo, portanto, nos levar a resultados espúrios. Trabalharemos então com as primeiras diferenças desta variável, 6Z3t .
Edrin & Vredin (1993) mostram em seu artigo que a probabilidade de intervenção por parte do Banco Central também é influenciada por variáveis macroeconômicas que incluem a taxa real de câmbio, a oferta de moeda e o produto real.
Desta forma, são incorporadas medidas destas três variáveis em nossa análise, sendo denotadas por Z4t (Y6), base e produto respectivamente. Estas variáveis devem afetar a probabilidade de realinhamento como o fazem em um modelo monetário padrão. Se os preços brasileiros estão crescendo mais que os preços americanos uma depreciação real torna os produtos brasileiros mais competitivos, diminuindo a probabilidade de desvalorização da moeda brasileira, Y6 < O. Aumentos da oferta de moeda brasileira levam a pressões inflacionárias que enfraquecem o Real, Y3 > O. Se o produto industrial está crescendo, isto reduz a necessidade de se desvalorizar a moeda por razões de competitividade externa, YI < O. Além destas variáveis adicionamos o nível de reservas do país. Se o nível de reservas está crescendo, um dos motivos é a entrada de capitais que por sua vez tende a apreciar o câmbio (Y2). Como as variáveis base, produto e nível de reservas não são variáveis estacionárias utilizamos suas primeiras diferenças 6base, 6produto, 6reservas.
Para que seja assegurado que a probabilidade esteja no intervalo [0,1], façamos a transformação probit,
50
r :
J (.J2J[)_1 CXp(-t' /2)dt
(lO)Pn=
Fazendo estas substituições chegamos à seguinte especificação econométrica:
d ) Dados e especificação
Este trabalho é restrito à experiência brasileira em bandas de câmbio. A taxa de câmbio é Real/Dólar com freqüência diária desde 04 de outubro de 1994 até 30 de outubro de 1995 cuja fonte é a "Sinopse Mensal" publicada mensalmente pela ANDIMA (Associação Nacional das Instituições do Mercado Aberto). As paridades centrais que formam xt estão na tabela a seguir:
Data dos realinhamentos Paridade Central R$/US$ 6 de março de 1995
\O de março de 1995 22 de junho de 1995 30 de janeiro de 1995 30 de janeiro de 1996
0.845 0.880 0.950 0.990 1.015 1.170 21 de fevereiro de 1997
As taxa de juros mensais de títulos públicos brasileiros com freqüência diúria teve como fonte A "Sinopse mensal" da ANDIMA. Foram usadas taxas mensais anualizadas. Como taxas de juros externas foram utilizadas taxas de juros mensais anualizadas dos Federal Fwzds. As taxas de câmbio real foram construídas multiplicando a taxa de câmbio spot pela razão entre os níveis de preços externo (EUA) e interno. Como prm .. y para oferta de moeda utilizamos a base monetária, para produto industrial usamos o índice de nível de produtividade. Para transformar estes dados de freqüência mensal para dados de freqüência diária, fizemos interpolação das séries. As séries base monetária, índice de produtividade e nível de reservas foram extraídas do "Boletim Mensal do Banco Central do Brasil", vários números e a interpolação das séries foi feita através do programa Mathematica.
e) Estimativas dos parâmetros A equação (11) foi estimada através do método de estimação de mínimos
quadrados não-linear. Os resultados estão a seguir:
Variável Dependente 11 - Es~ma..ç~o E~~!:~ _____ _ Observações: 269 - R2 = 0.95 - D-W Statistic 1.36
Variável 1. GAMMAI 2. GAMMA2 3. GAMMA3 4. GAMMA4 5. GAMMA5 6. GAMMA6 7. BETAI 8. BETA2 9. BETA3 -----
Coef. T-Stat Signif 0.0728932 1.65 0.09 (variação do PIB) 3.0227775 5.18 0.00 (reservas)
-0.1568415 -4.51 0.00 (base monetária) -2.8200855 -5.22 0.00 (posição na banda) 21.1000418 0.14 0.88 (taxa de juros)
2.9838117 6.15 0.00 (câmbio real) 0.5955006 4.46 0.00 0.0105261 28.22 0.00
-0.0990128 -5.63 0.00 ------------------51
Os agentes econômicos não parecem antecipar que ocorrerá reversão à paridade central como mostra ~ I. A variável x(, o desvio da taxa de câmbio em relação a paridade central, é significativo em tentar explicar as expectativas de realinhamento.
Além disso o modelo estima que na média a expectativa de realinhamento da paridade central da banda de câmbio brasileira, EW2 + ~,* lls = 0,0093]. Ou seja, os agentes esperam que a paridade central se deprecie 0,9% ao mês. Por exemplo, se houver um realinhamento em janeiro de 1996 dado que o último realinhamento foi em junho de 1995 este seria de 6,72% de acordo com as estimativas do modelo.
Segundo as estimativas, das variáveis econômicas estudadas, o produto (suas primeiras diferenças) e a taxa de juros interna efetiva (suas primeiras diferenças) não são estatisticamente significativas. Algumas não tem os sinais esperados mas isto pode ser explicado talvez em razão de estarmos tratando com as primeiras diferenças das variáveis. Podemos também observar que a posição da taxa de câmbio dentro da banda tem muita influência sobre as probabilidades de realinhamento.
f) Estimativas das probabilidades de desvalorização
Nesta seção são mostradas as probabilidades estimadas de desvalorização. Abaixo está o gráfico das probabilidades que chamamos de PI:
0.9
O 8
O 7
0.6
O 5
0.4
0.3
O 2
O 1
O
Probabilidades estimadas de realinharnento da paridade central da banda de câmbio Brasil·out94lout95
v <n <n <n <n <n <n <n <n ~ <n <n <n <n
'ii '" '" '" '" '" '" '" '" ~ '" '" '" ~ ! '> :ii '" ~ ~ ~
§ ~ õ õ
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N
Figura 1
As probabilidades variam bastante porém, durante a maior parte do tempo, se situam acima dos 50%. Ou seja, de acordo com este modelo, em geral, os agentes achavam que havia uma probabilidade maior de 50% de que a banda fosse realinhada no mês seguinte, significando que não havia credibilidade na manutenção da faixa de flutuação do câmbio por muito tempo.
As estimativas para o período que vai de 10. de agosto de 1996 até 27 de janeiro de 1998 teve os seguintes resultados: A equação é II = c(1)*(1-(<I>(c(2)*Balança Comercial+c(3)*Taxa de Inflação+ c(4)*Câmbio Real+ c(5)*Produto+c(6)*Reservas Internacionais+c(7)*Volatilidade da Taxa de câmbio)))*x t +c(8)*(<I>(c(2)*Balança Comercial+c(3)*Taxa de Inflação+ c(4)*Câmbio Real+ c(5)*Produto+c(6)*Reservas Internacionais+c(7)*Volatilidade da Taxa de câmbio))
52
___________________________ ~~_~i~_~_~~LD~p.~~~~_~~l! ____ . ________ .____ _ ___ _ Método: NLS 389 observações
Balança Comercial Inflação Câmbio real Produto Reservas Volatilidade
c(1) c(2) c(3) c(4 )
c(5) c (6) c(7)
c(8)
R2=
Coef. EsL t Prob. -0,317 -0,714 0,475
-0,002 -1,572 0,116 0,001 0,536 0,592 -0,012 -0,314 0,753 -0,045 -2,324 0,021 0,052 2,434
-0,0002 -0,267 1,639 4,771
0,015 0,788 0,000
2.3 TESTES DE CREDIBILIDADE BASEADOS NA TEORIA DE OPÇÕES
Serão mostrados nesta seção dois outros métodos existentes para se examinar a credibilidade das bandas de câmbio. Estes métodos utilizam opções de câmbio para testar se o mercado financeiro acreditava nas margens da banda de câmbio adotadas durante um certo período. Nestes testes, é usado o modelo de Dumas, Jennergren & Náslund (1995) para apreçar opções quando a taxa de câmbio está limitada por uma banda com risco de realinhamentos.
A literatura existente em option-pricing dentro de bandas de câmbio, incluem Ball & Roma (1993), Dumas, Jennergren & Náslund (1995) e Ingersoll(l993). DJN(l995) usa o conhecido modelo de Krugman (1991) como o ponto de partida em seu modelo teórico. Apenas para relembrar, Krugman supõe que a taxa de câmbio corrente é função do fundamento corrente e das expectativas de valores futuros das taxa de câmbio. O modelo tem duas hipóteses cruciais: a banda de câmbio é crível e as intervenções governamentais de modo a manter o valor da taxa de câmbio dentro da banda são permitidas somente quando a taxa de câmbio atinge as margens da banda. Dadas estas hipóteses, o modelo leva à algumas conseqüências relacionadas ao comportamento das taxas de câmbio e das taxas de juros dentro da banda. DJN(l993) obtém soluções usando este arcabouço para a avaliação de preços de opções naquele regIme.
Ball & Roma (1993) propõem um modelo de avaliação de preços de opções em um contexto de ERM com potencial realinhamento. Eles descrevem um regime ERM estável no qual a distância entre a taxa de câmbio e a paridade central segue um processo Ornstein-Uhlenbeck e sobrepõem a este processo de reversão à média, uma probabilidade de ocorrer um deslocamento ou jump da paridade central. Nesse modelo, o tamanho deste deslocamento é uma função positiva da distância entre a taxa de câmbio e a paridade central, deste modo contrabalançando a reversão à média da taxa de câmbio na ausência de realinhamento e, portanto, mantendo constantes os retornos esperados sobre a moeda. Ingersoll( 1993) apresenta um modelo de bandas de câmbio críveis, no qual a taxa de câmbio segue um movimento Browniano cujo parâmetro da volatilidade é zero nas margens da banda e atinge seu máximo na média geométrica da banda.
Os testes que vamos expor são baseados no modelo DJN(l995) que tem a vantagem de ser derivado do modelo que é a referência básica em bandas de câmbio. Utilizando o modelo de Krugman como ponto de partida, e fazendo apenas uma hipótese adicional em relação ao comportamento das taxas de juros internas e externas,
53
os autores derivam uma equação diferencial parcial, que pode ser resolvida numericamente, para se possa obter os preços das opções. Em particular, supõem que o diferencial de taxas de juros, o qual no modelo de Krugman se iguala a variação esperada do logaritmo da taxa de câmbio, é igualmente dividida entre a taxa de juros doméstica e internacional em termos de suas distâncias com relação a paridade central. Esta hipótese é necessária pois a avaliação do preço das opções depende do nível de taxa de juros e não apenas de seu diferencial. Além disso, uma característica importante do modelo de DJN(1993) é a relação inversa entre a volatilidade implícita das opções, em um arcabouço de Black-Scholes, e a distância da taxa de câmbio em relação à paridade central. Em outras palavras a volatilidade implícita tem uma distribuição em forma de chapéu, ou seja, Izlllnp-slzaped, em relação à taxa de câmbio. As volatilidades implícitas são derivadas utilizando-se o modelo de Garman-Kohlhagen (1983), que é um Black-Scholes ajustado para a taxa de juros externa, para avaliar opções de moeda estrangeira.
o primeiro teste se baseia no fato de que, na literatura existente de bandas de câmbio, a volatilidade instantânea da taxa de câmbio é uma função negativa da distância entre a taxa de câmbio spot e a paridade central da banda de câmbio, o que é consistente com o modelo descrito acima. Desta forma, poderia-se então testar se a volatilidade implícita do preço das opções se comporta de um modo compatível com o modelo DJN. O trabalho de Campa & Chang (1994) mostra, por exemplo, que a volatilidade implícita do preço das opções era de fato uma função positiva daquela distância durante um ano antes da saída da libra esterlina do ERM em setembro de 1992. Ou seja, os resultados empíricos de uma regressão da volatilidade implícita em seus correspondentes preços de maturidade indicam uma relação estatisticamente significativa oposta às previsões do modelo DJN, o que demonstrou que havia falta de credibilidade da banda de câmbio.
A credibilidade das bandas de câmbio impõe certas restrições sobre os preços das opções feitas sobre estas taxas de câmbio limitadas. Devido ao fato de que o desvio da taxa de câmbio de sua paridade central é limitado, esta tem menor volatilidade, o que deve ser refletido no preço da opção. Além do mais, como os valores máximos e mínimos da taxa de câmbio, o valor de qualquer opção é necessariamente limitada. Portanto, uma opção de compra com preço de maturidade igual ao valor da margem superior da banda ou então, uma opção de venda com preço de maturidade na margem inferior da banda, por exemplo, seriam sem valor. Dentro da banda pode-se fazer uma interpolação usando a propriedade de convexidade que detém as ações em relação ao seu preço de maturidade, com o propósito de serem determinadas restrições para os preços das opções no interior da banda.
Princípios de arbitragem, sem hipóteses sobre a dinâmica da taxa de câmbio ou sobre as preferências do consumidor, levam a duas importantes restrições a respeito ao preço da opções em bandas de taxas de câmbio críveis.
A primeira restrição nos preços das opções envolve a comparação dos preços observados com os valores máximos e mínimos possíveis associados com as realizações da taxa de câmbio nos limites superiores ou inferiores da banda. Primeiro, considere o caso extremo de preços de maturidade na margem da banda ou mesmo fora desta. Se o preço de maturidade K ;::: Su, (a margem superior da banda), então, sob a hipótese de credibilidade da banda de câmbio, a opção de compra da moeda não tem valor, por
54
exemplo. Hoje, esta deve valer seu valor intrínseco, ou So/(l + i*t) K/(1+it), onde So denota a taxa spot corrente, i*t é a taxa de juros externa e it é a taxa de juros interna para títulos de mesma maturidade que a opção.
Para testar credibilidade, seria mais simples examinar opções com preços de maturidade exatamente iguais as margens superiores ou inferiores da banda de taxa de câmbio para verificar quando respectivamente as duas condições ocorrem. Porém na maioria dos casos não se observa opções cujos preços de maturidade coincidem com as margens da banda.
Para preços de maturidade dentro da banda, isto é, entre SI e SU, obtemos restrições similares a estas. O valor mínimo de uma opção de compra de uma moeda é seu valor intrínseco, enquanto que seu valor máximo é (Su -K)/(l +i t), que ocorre apenas quando a taxa de câmbio na data de expiração termina no teto da banda. A credibilidade da banda superior da moeda SU pode ser imediatamente rejeitada, portanto, quando Calkr. o preço corrente da opção de compra com preço de maturidade K e maturidade em t, for maior que seu valor máximo. Então credibilidade pode ser rejeitada quando:
Similarmente, credibilidade do piso da moeda, SI , pode ser imediatamente rejeitada quando PutK,t > (K-SI )/( 1 +it). Pode-se notar que estas restrições sào inteiramente baseadas em princípios de arbitragem e não requerem qualquer suposição dos modelos de avaliação de opções, ou hipóteses a respeito da distribuição da taxa de câmbio.
A segunda restrição sobre os preços das opções segue diretamente da propriedade de que o valor da opção, de compra ou venda, deve ser uma função convexa de seu preço de maturidade. Para vermos que a opção de compra é convexa com respeito ao seu preço de maturidade note que: o aumento de um dólar no preço de maturidade diminui o valor da opção do valor presente de um dólar para opções que serão exercidas, e de zero para opções que não o serão. Quanto maior o preço de maturidade, menos provável que a opção seja exercida, portanto menor é o decréscimo no valor da opção por dólar de aumento no preço de maturidade. Neste caso, dCalkt/dK S; O e d2Calkrld2K 20.
Agora será introduzido o teste de credibilidade que combina a propriedade da convexidade com as restrições anteriores sobre as opções com preços de maturidade nos limites da banda.
Suponha que se observa quatro opções com preços de maturidade diferentes (A, B, C, D) dentro da banda, como mostrado na Figura. Convexidade requer que a opção CaIID,!> por exemplo, esteja abaixo da linha que une CalIc,t e CalIs,!. o qual é sem valor se o teto da banda é crível. Como não sabemos o preciso grau de convexidade entre CalIc,t e CalIs,!> podemos supor a linearidade como caso limite. Portanto, rejeitamos a credibilidade do teto da banda se:
CaIID,t > CalIc,t * (SU - D)/(SU - C)
55
É fácil verificar que se a equação acima não for violada, então nenhuma outra combinação das opções observadas irá resultar na rejeição da credibilidade do teto da banda. Isto porque estas opções obedecem a propriedade da convexidade requerida por arbitragem, não dependendo da credibilidade ou não da banda. Pelas mesmas razões, a convexidade requer que a opção CallA.t esteja abaixo da linha que une CallB,t e Calls,t, que é igual ao seu valor intrínseco se o piso da banda for crível. Rejeitamos a credibilidade do piso da banda se:
Call",.! > CallB.t + ((Calls.t - Calls.! )/(B - SI))*(b -a)
Do mesmo modo, é fácil verificar que se a equação acima não for violada, então nenhuma outra combinação das opções observadas irá resultar na rejeição da credibilidade do piso da banda. Estes métodos foram usados para testar a credibilidade das bandas de câmbio entre o marco alemão e a libra, a lira e o franco francês.
Como sabe-se que o mercado de opções de câmbio brasileiro não tem uma liquidez expressiva para muitos contratos, não será mostrado neste estudo, portanto, este teste de credibilidade, cujo resultado seria não robusto. Como exemplo, fazendo-se este teste com o preço das opções brasileiras de câmbio no período de junho de 1997 até janeiro de 1998 pode-se ver que de acordo com o teste proposto acima a banda de câmbio era não crível.
RS
2S -
15 '
Pn"\'o da op,ào dt' compra de dólar para a série05 jandro ~8 R$/L'S$=I.I3 elll lo. de janl·jro de 1998
o ~-- ~----- -----+ --- --
S ep -97 Oct-97 N ov-97 Dec-97
Figura 1
56
Jan-9S
É fácil verificar que se a equação acima não for violada, então nenhuma outra combinação das opções observadas irá resultar na rejeição da credibilidade do teto da banda. Isto porque estas opções obedecem a propriedade da convexidade requerida por arbitragem, não dependendo da credibilidade ou não da banda. Pelas mesmas razões, a convexidade requer que a opção CallA,t esteja abaixo da linha que une CallB,t e Calls,t, que é igual ao seu valor intrínseco se o piso da banda for crível. Rejeitamos a credibilidade do piso da banda se:
Calkt > CallB.t + ((CallS,t - CallB.t )/(8 - ~))*(b -a)
Do mesmo modo, é fácil verificar que se a equação acima não for violada, então nenhuma outra combinação das opções observadas irá resultar na rejeição da credibilidade do piso da banda. Estes métodos foram usados para testar a credibilidade das bandas de câmbio entre o marco alemão e a libra, a lira e o franco francês.
Como sabe-se que o mercado de opções de câmbio brasileiro não tem uma liquidez expressiva para muitos contratos, não será mostrado neste estudo, portanto, este teste de credibilidade, cujo resultado seria não robusto. Como exemplo, fazendo-se este teste com o preço das opções brasileiras de câmbio no período de junho de 1997 até janeiro de 1998 pode-se ver que de acordo com o teste proposto acima a banda de câmbio era não crível.
R$
2S I
i ,
20 J-
15 -:--
I
, o +
Prt·~·() da opçao de compra de dólar para a série05 jant'iro 98 R$/L'S$=1.13 em lo. de jandro de 1998
o~· -------~~--+--------- -. ---.--------+-----------., Sep-97 Oct-97 Nov·97 Oec-97 Jan-98
Figura 1
56
Data Série Preço da Opção Preço de exercício 3.6.97 i/08 0.920 1.080
i/11 0.744 1.082 i/07 0.666 1.085 i/06 0.522 1.090 j!02 0.501 1.100 i/05 0.350 1.115 j/10 0.300 1.125 j/04 0.250 1.150 ag06 1.600 1.100 ag03 0.844 1.150 st01 3.448 1.095 st10 2.946 1.100 ot06 5.143 1.105
14.7.97 ag06 0.175 1.100 ag03 0.144 1.150 aq02 0.115 1.200 st01 0.988 1.095 st10 0.885 1.100 st11 0.505 1.150 ot03 2.583 1.100 ot07 2.250 1.102 ot06 1.938 1.105 nv03 3.533 1.110 nv01 2.552 1.120 nv02 1.480 1.150
11.9.97 ot03 1.620 1.100 ot07 1.102 ot06 1.407 1.105 ot04 1.083 1.110 ot01 0.819 1.150 ot09 1.200 nv05 5.250 1.105 nv03 3.500 1.110 nv01 2.724 1.120 nv02 1.942 1.150 dz06 6.318 1.120 ja05 8.681 1.130
12.9.97 ot03 1.245 1.100 ot07 1.121 1.102 ot06 1.061 1.105 ot04 0.905 1.110 ot01 0.614 1.150 ot09 0.350 1.200 nv05 4.850 1.105 nv03 3.657 1.110 nv01 2.653 1.120 nv02 1.793 1.150 dz06 5.927 1.120 ia05 8.445 1.130
6.10.97 nv05 1.081 1.105 nv03 0.792 1.110 nv01 0.619 1.120 nv09 0.500 1.130 nv02 0.428 1.150 nv06 0.250 1.200 dz12 3.300 1.113 dz09 2.542 1.115 dz06 2.201 1.120 dz02 1.527 1.150 dz10 1.350 1.170 dz03 0.900 1.200 ja05 4.695 1.130 ia08 3.650 1.150 ja09 2.550 1.185 fe05 7.607 1.140 mr03 10.320 1.150 ab01 9.000 1.200
29.10.97 nv05 0.522 1.105 nv02 0.152 1.150 dz09 3.246 1.115 dz06 3.147 1.120 dz10 2.759 1.170 dz03 1.928 1.200 ia05 6.072 1.130
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2.4 - CONCLUSÃO
Neste trabalho foram feitas estimativas de expectativa de desvalorização da taxa de câmbio brasileira pelo método de ajuste de drift, bastante utilizado na literatura de bandas de câmbio. Estes métodos, diferente do método de diferencial de taxa de juros não nos diz se um país está sofrendo um ataque especulativo mas nos diz que variáveis são importantes de serem monitoradas e, de acordo com estas, no segundo modelo, qual a probabilidade de desvalorização. Porém qualquer um destes modelos apenas consegue lançar dúvidas a respeito da credibilidade do sistema de bandas de acordo com as variáveis econômicas. São modelos que servem de sinalizador em relação ao que pode acontecer se houver mudanças em certos indicadores macroeconômicos. No caso do teste de credibilidade baseado em opções, pelo que foi visto, pelo menos no Brasil, não creio que faça sentido como sinalizador. Isto porque nas opções há espaço para que o seu prêmio não seja simplesmente uma arbitragem entre o teto da banda e a taxa de câmbio na maturidade do contrato (o preço de exercício), talvez devido ao montante. No prêmio da opção está implícito o fato de que por exemplo, se você compra a opção de compra achando que o preço estará muito mais alto da data de maturidade do que o preço de exercício e ocorre de o preço cair muito, a perda financeira será muito menor do que se o investidor tivesse optado pelo mercado futuro. O preço da opção também engloba este prêmio.
58
CAPÍTULO 3 EXPECTATIVAS DE CRISE CAMBIAL: BRASIL, MÉXICO E CHINA
UM MODELO PROBIT
3.1 - INTRODUÇÃO
Nos anos 90, as crises cambiais na Europa, México e Ásia chamaram a atenção de todo o mundo aos ataques especulativos sobre moedas controladas pelos governos. Para o melhor entendimento destes eventos a pesquisa a respeito tem sido feito tanto do lado teórico como empírico. Estas crises cambiais tem levantado questões a respeito de quando as crises cambiais são eventos previsíveis que nos emitem sinais através do fundamentos macroeconômicos da economia ou se são essencialmente imprevisíveis como um crash da Bolsa de Valores. Antes dessas crises mencionadas, crises cambiais eram vistas como tendo um componente previsível, podendo-se utilizar os fundamentos padrão da primeira geração. Um déficit fiscal financiado por criação de crédito doméstico era considerado a causa principal de um ataque especulativo. Por exemplo, Blanco e Garber (1986) usando uma variante do modelo de Krugman-Food-Garber para prever o timing das desvalorizações ocorridas após o ataque sofrido pelo peso mexicano no período 1973-1982. Utilizando um modelo estrutural, estes autores estimaram a probabilidade de desvalorização do peso mexicano. As estimativas de probabilidade eram cerca de 2-5% em períodos tranqüilos mas subiam para 20% antes das desvalorizações de 1976 e 1982. Além disso, as estimativas revelaram que a taxa de crescimento do crédito doméstico e da oferta de moeda eram determinantes importantes na probabilidade de desvalorização. A continuação deste trabalho foi feita por Goldberg (1993). Cumby e Van Wijnberg (1989) utilizaram um arcabouço similar e acharam como resultado que o crescimento do crédito doméstico foi o fator determinante do ataque ao crawling peg da Argentina no início dos anos 80.
Os ataques especulativos dos anos 90, particularmente os da Europa, desafiaram a visão de que as crises eram devidas à inabilidade do governo em atingir disciplina monetária e fiscal. Para muitos países as crises não foram precedidas por políticas expansionistas. Um número de estudos empíricos foram feitos por Eichengreen, Rose e Wyplosz (1995), Sachs, Tornell e Velasco (1996) e Kamisnski, Lizando e Reinhart (1997).
Na literatura de crises cambiais ainda há pouco trabalho empírico principalmente relacionada a países emergentes. Em relação a estimativas de probabilidade de desvalorização muito se tem feito em relação aos países europeus, com modelos que estimam a probabilidade de desvalorização dos países do ERM (Exchange Rate Mechanism).
Neste trabalho são estimadas probabilidades de desvalorização levando-se em consideração os fundamentos das economias em questão. Para isto é utilizado um modelo probit de estimação para o Brasil, o México e a China. A escolha da China para se juntar a este grupo é o fato de, por ser um país muito importante atualmente, é fundamental entender quais os principais fundamentos desta economia aos quais se deve prestar atenção de forma a prever uma desvalorização da moeda e um possível segundo round da crise da Ásia de 1997. No apêndice está um pequeno relato da economia
59
chinesa ressaltando suas principais características. Não será feito o mesmo para os casos do México e Brasil por isto já ter sido feito nos capítulos anteriores. Na próxima seção será explicado o modelo probit e as variáveis utilizadas nas regressões.
3.2 -MODELO PROBIT
N a classe de modelos de variável dependente binária da qual faz parte o modelo probit, a variável dependente, y, possui dois valores, como se fosse uma variável dummy que representa a ocorrência do evento ou a escolha entre duas alternativas. Neste trabalho há o interesse de modelar a existência ou não de crise cambial em um dado país em determinado período. O objetivo é quantificar a relação entre os fundamentos macroeconômicos e a probabilidade de ocorrência de uma maxi-desvalorização no país.
Suponha que uma variável dependente binária y tem valores ou zero ou um. Uma regressão linear simples de y em x não é apropriada, pois o modelo implícito de média condicional coloca restrições inapropiadas sobre os resíduos do modelo. Além disso, o valor estimado para y na regressão não estará restrito entre zero e um. Então o modelo de regressão adotado deve respeitar o formato das variáveis binárias. Desta forma pode-se modelar a probabilidade de se observar o valor da variável como um do seguinte modo:
onde F é uma função contínua e estritamente crescente, que toma valores reais e retoma um valor entre O e 1. A escolha da função F determina o tipo de modelo binário. Seguese ainda que
Dada tal especificação, pode-se estimar os parâmetros deste modelo usando-se o método de máxima verossimilhança. No caso do modelo probit Pr (Yi = 1 I Xi, p) = 1 -<1>( X'i, P) onde <1> é a função distribuição acumulada da distribuição normal padrão.
3.2.1- BRASIL
No modelo utilizado foi considerado com crise cambial uma desvalorização de mais de 15% em termos reais em cada um dos países. As variáveis macroeconômicas consideradas como explicativas do modelo foram: o nível de reservas internacionais (Lr), necessária para dar credibilidade ao país no caso de um ataque especulativo, taxa de inflação que aumenta a incerteza da economia (cpi), base monetária real (Br), crescimento do crédito da economia (uma expansão anormal do crédito em uma economia de frágeis fundamentos, vem acompanhada de crise bancária) Crd, crescimento da produção (lp), a balança comercial (tb). No caso do Brasil todas as variáveis foram consideradas estatisticamente significativas. A maior probabilidade de maxi-desvalorização ocorria em período de altas taxas de inflação.
60
MÉTODO: PROBIT --------Variável Dependente: Y
Amostra 1985:03 1998:03 157 observações
Convergência atingida após 24 iterações Matriz de covariância computada usando-se derivada segunda
Variável Coeficiente Desvio-Padrão Prob C 97.814 19.894 0.00 Lr (-1) -2.032 0.592 0.00 Cpi (-2) 0.092 0.026 0.00 Br -5.491 1.688 0.00 Br(-l) 5.319 1.516 0.00 Crd 6.065 1.652 0.00 Crd (-1) -6.934 1.820 0.00 Lp -17.341 3.689 0.00 Cpi (-1) -0.112 0.025 0.00 Tb (-1) -0.726 0.406 0.07
Estatística LR 46.35 __ . __ . __ . ____ .?!~~bi~idade (E?t.LR) 5.18c-07
---_-...~,...,..-'''''--''....,
Probabilidade estimada de desvalorização Brasi11985/1998
100%------- --- .. -----.---- ---.------ ----------i
00%, .--------. ------·----t- - -- ------.-----------------
- _.-------------_.-------~/o~--.--------.--
7rJ%1------------- - ---------------------
&l%j---------------- -
I 50% j--------------
~~~! -----1 -----~I"
--~----
\
I ~l%t_---t--II-------U-I-+-II-----------------
20% jl-I----/l--tl~t-------HI-t+-H-+--V' ------- --------
1::L Ã v \f\~ A A '~~1L_.,.,.... __ ............ _~A" __ _, ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ 00 00 00 m m m o o o ~ ~ ~ N N N M M M v v v ~ ~ ~ ~ ~ w ~ ~ 00 00 00 00 00 00 00 00 00 00 00 00 00 00 00 m m m m m m m m m m m m m m m m m m m m m m m c ~ ~ c ~ G c ~ Q c ~ ~ c ~ Q c ~ Q c ~ Q c ~ Q c ~ Q c ~ Q c ~ Q c ~ Q é ~ ~ m w ro ro w ro ro w ro ro w ro ro w ro ro w ro ro m ro ro v ro ro v ro ro v ro ro w ro ro w ro ro ~ ~ ~ , ~ ~ , ~ ~ , ~ ~ J ~ ~ J ~ ~ J ~ ~ J ~ ~ J ~ ~ J ~ ~ J ~ ~ J ~ ~ J 2
Figura 1
61
3.2.2- MÉXICO
MÉTODO: PROBIT .. _ ...... _. - -- ~--_._._---_. __ .. __ ._-_ ... _----------
Variável Dependente: Y Amostra 1985:03 1998:03
157 observações Connrgência atingida após 8 iterações
J\Iatriz de covariância computada usando-se derivada segunda
Variável Coeficiente Desvio-Padrão Prob C -2.571 5.327 0.62 Inf (-2) -0.102 0.075 0.18 Lnrcs (-1) 0.809 0.659 0.21 Prod (-1) 1.458 1.244 0.24 Prod (-2) -1.356 1.164 0.24 Tb (-1) -0.599 0.274 0.02 Tcr (-1) -2.586 1.305 0.04 Vexp (-1) 3.826 2.050 0.06
Pro babilidadc 0.026
No caso do México, as variáveis mais significativas ou seja, as que mais explicam as crises cambiais foram as relacionadas ao setor externo da economia. Estas são: a balança comercial, o nível de taxa de câmbio real e o crescimento da exportações. Quanto maior o déficit da balança comercial, quanto mais apreciado o câmbio maior a chance de uma maxidesvalorização.
80% _,I _______ _
!
Probabilidade de desvalorização México 1985/1998
- ----- --- -1-----------
6mo -: ------------
I sm/o t--------------
40%L----- ---I
30'01 -- ------ ----------H---------
200
0 t----------- -- --------------------++-------
Figura 2
62
3.2.3-CHINA
MÉTODO: PROBIT
Variável Dependente: Y Amostra 1985:03 1998:03
157 observações Convergência atingida após 9 iterações
[-,[atriz de covariância computada usando-se derivada segunda
Variável Coeficiente Desvio-Padrão Prob c -0,498 6,14 0,93 inf(-l ) 0,637 0,39 0,10 inf(-2) -0,750 0,43 0,08 Inres(-l) 1,155 0,80 0,15 prod(-l) 2,406 1,36 0,07 prod(-2) -2,329 1,29 0,07 tb(-l ) -0,536 0,27 0,05 tcr(-l) -4,230 1,92 0,02 vexp(-l) 4,213 2,22 0,05
Probabilidade 0.016
No caso da China todas as variáveis se mostraram significativas, ou seja devem continuar a ser monitoradas. Por enquanto a probabilidade de desvalorização é pequeno mas segundo o modelo a taxa de câmbio já vem sofrendo pressão dos fundamentos desde o início de 1997, um pouco antes da crise da Ásia.
70% r-
I
Probabilidade estimada de desvalorização
Ollna 1985/1998
6()'!o t--- ---~-----~- ----- --------~--------I
5()'!o I I I i
4()'!o -', --t--t------_··--
Xl% +-----R-IIl-,-----------
--- ---------------
20'/, +-1---11 -- -------H--,~------ 1--------
i
Figura 3
63
3.3- CONCLUSÃO
De acordo com os resultados o modelo probit mostrou que deve ser considerado pertinente na avaliação de possíveis crises cambiais. Não consiste em um modelo de credibilidade de bandas de câmbio, é um modelo que mensura a credibilidade do sistema de câmbio em vigor. As variáveis se mostraram altamente significativas ao tentar explicar as maxi-desvalorizações. O modelo prevê as desvalorizações tanto no caso do Brasil, México e China. Segundo o modelo atualmente a probabilidade de haver uma maxi-desvalorização no Brasil é menor que 1 %, enquanto que no México e na China esta se situa em torno de 5% sendo que é neste último que há a maior probabilidade. No caso do Brasil, pode-se dizer que o fato do país agora se encontrar com uma taxa de inflação anual moderada é fundamente para diminuir a incerteza e manter baixa a probabilidade de crise cambial. Ou seja, com uma alta taxa de inflação a probabilidade de crises aumenta. Este é o primeiro trabalho empírico na literatura de crises cambiais que estima probabilidade de crise cambial no Brasil, México e China.
3.4-ApÊNDICE
3.4.1 - CHINA
Pode-se perguntar como a China evitou o contágio, até agora da crise de 1997. Isto pode ser explicado por um número de fundamentos macroeconômicos e estruturais. Como os outros países asiáticos, China foi beneficiada pelo grande fluxo de capitais nestes anos. Diferentemente dos outros países da Ásia, China atraiu predominantemente investimento direto ao invés de capital de curto prazo. Em 1997, a China recebeu investimentos diretos US$43 bilhões, sendo o segundo país no mundo a receber mais investimentos diretos depois dos Estados Unidos. Além disso, 85% da dívida externa chinesa são de longo prazo, diferentemente da Tailândia e Coréia, com grande montante de dívidas de curto prazo. A China também possui superávit de conta corrente e reservas internacionais de US$140 bilhões. Esta performance favorável nasceu de fortes ajustes macroeconômicos. Com início em 1992, a economia chinesa experimentou rápida expansão do crédito, volumosos montantes de investimento e o mercado de ações. A taxa de inflação atingiu 28% e a balança externa piorou levando a um déficit comercial. Mesmo com um crescimento de 13% a.a. a deterioração dos fundamentos econômicos indicava que tal crescimento não era sustentável.
A diminuição no ritmo de crescimento da China tem coincidido com a crise financeira da Ásia e o caos regional tem dificultado as tentativas de voltar a taxas de crescimento anteriores. Mas a economia da China é em relação aos fundamentos diferente das economias asiáticas e os problemas que enfrenta são estruturalmente distintos dos daquela região. A economia chinesa é basicamente continental. As exportações chinesas correspondem a 20% do PIE, comparado a uma média de 51 % para o resto da Ásia. Sua razão dívida/PIE é 14.5% comparado a uma média regional de 35%. A China toma vantagem de sua política de portas abertas manteve um impressionante crescimento econômico, mas permaneceu uma economia continental. Há um receio considerável de que o renminbi sofra resultado do enfraquecimento das moedas e das economias asiáticas. Porém, no primeiro trimestre de 1998 havia pouca evidência da deterioração do setor externo chinês. As exportações e o investimento
64
externo continuaram crescendo. A China sofre do problema de falta de demanda doméstica. É a armadilha da liquidez impedindo que a expansão monetária seja efetiva. Do ponto de vista do crescimento, a China está perdendo sua tradicional máquina econômica. A economia fez uma importante transição durante os anos 90. A situação mudou e a demanda agora se tornou o principal obstáculo para a recuperação. De fato, a demanda da China não é exatamente fraca pois mantém um ritmo de 6-8% de crescimento em termos reais. Mas a situação só ficará mais complicada se os dois motores atuais da economia, que são o investimento e as exportações, mostrarem queda acentuada. Quando a China anunciou sua intenção de reformas as empresas estatais em 1997 não pensaram que enfrentariam uma crise como esta. Entretanto a crise regional ocorreu e a economia doméstica caiu rapidamente. Este se tornou um problema nada bem-vindo ao governo. Uma reestruturação agressiva das empresas estatais pode levar ao caos social na China uma vez que a economia não está em condições de gerar mais empregos. O desemprego oficial está em 3,1% mas acredita-se que 8% é um número mais realista se for contado os trabalhadores que foram demitidos mas que ainda recebem um salário nominal. Espera-se que o desemprego atinja entre 10% e 15% no final do ano de 1999 dependendo da extensão da reforma. A reforma tem gerado incerteza ao mercado. Outro ponto de fraqueza estrutural para a China é o seu setor bancário. Os bancos tem sido bastante afligidos por empréstimos duvidosos.
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Figura 1
Balança Comercial- China
A China em 1994 implementou um plano econômico que procura manter o crescimento forte até o ano 2000. Mas com a deterioração das economias asiáticas e japonesa que possuem um comércio bastante ativo com China e Hong Kong ficará mais difícil para a China continuar crescendo às mesmas taxas que anteriormente. Neste sentido é importante continuar monitorando a economia chinesa de forma a perceber desequilíbrios macroeconômicos que certamente afetarão não só as economias da Ásia como de todo o mundo.
Indlce
55 -
51
45
41
35
31
25
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Figura 2
:> il :>
Câmbio real -- China deflacionado pelo IPC
II I H
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65
CAPÍTULO 4 -VOLATILIDADE DA TAXA DE CÂMBIO E
VOLATILIDADE DA TAXA DE JUROS EM REGIMES DE BANDAS DE
CÂMBIO: MÉXICO, CHILE, COLÔMBIA E BRASIL
4.1 INTRODUÇÃO
As volatilidades da taxa de câmbio e da taxa de juros são duas das mais importantes medidas de incerteza existentes em uma economia. Desta forma, há um interesse crescente a respeito da dinâmica destas variáveis e da sua influência sobre as demais variáveis econômicas. Outrossim, é importante saber como se comportam quando há uma mudança de regime na economia. Além disso, como estas variáveis consistem em medidas de incerteza de uma economia, então, através destas, pode-se averiguar se a introdução de regimes de bandas de câmbio obteve efeitos estabilizadores na economIa.
Um exemplo deste tipo de estudo é o artigo de Artis & Taylor (1994) onde os autores analisam o efeito estabilizador do ERM (Exchwzge Rate Mechanism) sobre as taxas de câmbio e sobre as taxas de juros. O trabalho utiliza procedimentos não paramétricos para testar se houve aumento da volatilidade das taxas de câmbio nominais e reais de países membros e não membros do ERM. Os resultados mostraram uma redução da volatilidade para países membros especialmente na segunda metade do período da amostra utilizada. Os autores demonstraram também que tal diminuição da volatilidade não foi construída a expensas de um aumento na volatilidade da taxa de juros. As moedas estudadas foram o marco alemão, o franco francês, a lira italiana, o dólar americano, a libra esterlina e o ycn japonês. O período examinado foi a partir de janeiro de 1975 até 1993.
O objetivo do presente trabalho é analisar como se comportaram as volatilidades da taxa de câmbio e das taxas de juros com a introdução do regime de bandas de câmbio no país e se existe algum trade-off entre estas. São estudados os casos do México, com sua banda diagonal no período de 1992 até o ataque especulativo de 1994, do Chile, cuja banda depende da expectativa de inflação do período, da Colômbia, com suas bandas diagonais e do Brasil que adotou o regime de bandas fixas com realinhamentos e intervenções intramarginais, chamadas também de mini-bandas.
As volatilidades são estimadas através do método Garch (1,1) bivariado para cada país separadamente.
Na próxima seção será visto em que consiste o método Garch utilizado neste estudo. Depois disto, na seção 3 são expostos modelos teóricos de bandas de câmbio, sendo que um deles admite a hipótese da existência realinhamentos esporádicos das margens da banda. Nestes, são demonstrados quais os comportamentos esperados da volatilidade do câmbio e dos juros e, junto com isto, qual deve ser , pelo menos teoricamente, o trade-off entre estas variáveis.
Na seção 4 é mostrada a estimação das volatilidades para cada país, bem como um pequeno histórico da situação econômica deste no período que está sendo estudado.
66
A seção 5 contém um resumo dos estudos existentes relativos ao impacto que a volatilidade da taxa de juros e da taxa de câmbio têm sobre outras importantes variáveis econômicas, tomando como exemplo o comércio internacional. Na seção 6 conclui-se o trabalho.
4.2 FORMULAÇÃO TEÓRICA DO MODELO GARCH
Neste trabalho obtém-se estimações para medidas de incerteza da economia que consistem na volatilidade da taxa de juros e na volatilidade da taxa de câmbio de vários países. Como incerteza é relacionada a expectativas e não a resultados de fato, seria incorreto usar a volatilidade ex-post da taxa de juros nominal. Há a necessidade de uma medida ex-ante. Desta forma, uma solução para o problema é utilizar o modelo GARCH bivariado que estima simultaneamente tanto as volatilidades das variáveis de interesse quanto se há impacto da volatilidade da taxa de câmbio sobre a volatilidade da taxa de juros. Assim, antes de passar para a estimação propriamente dita e seus resultados, será visto a seguir em que consiste o modelo GARCH.
4.2.1 - HETEROCEDASTICIDADE CONDICIONAL AUTOREGRESSIVA (ARCH)
Antes de ser considerado diretamente o modelo GARCH, será considerada primeiramente sua origem, que consiste no modelo ARCH.
Um processo autoregressivo de ordem p (denotado AR(p» para uma variável observada yt toma a seguinte forma:
(l) Yt = C + <1>1 Yt-I + <1>2 Yt-2 + ... + <1>p Ytp + Ut,
onde ut é o ruído branco:
(3) E(ut u,) = 0"2 para t = 't; ou
E(ut u,) = O caso contrário.
o processo é covariância-estacionário ou fracamente estacionário se as raízes de
1 - <1>1 Zl - <1>2 Z2 - ... - <1>p zp = O estiverem fora do círculo unitário. A expectativa linear ótima do nível de Yt para um processo AR(p) é:
(4) Ê(Yt I Yt-I, Yt-2, ... ) = c + <1>1 Yt-I + <1>2 Yt-2 + ... + <1>p Yt-p,
onde Ê(Yt I Yt-I, Yt-2, ... ) denota a projeção linear de yt em uma constante e (Yt-I, Yt-2, ... ). Enquanto a média condicional de Yt varia no decorrer do tempo de acordo com (4), já que o processo é covariância-estacionário, a média não condicional de Yt é constante:
67
Entretanto, há vezes em que pode-se estar interessado não apenas no nível da série Yt, mas também em sua variância. Mudanças na variância são muito importantes para o entendimento dos mercados financeiros a medida em que os investidores requerem altos retornos de maneira a compensar o investimento em ativos arriscados. Além disso, uma variância que não é constante através do tempo, tem influência sobre a validade e eficiência da inferência estatística sobre os parâmetros que descrevem a dinâmica do nível de Yt.
Apesar de (3) implicar que a variância não-condicional de U t é a constante (J2, a variância condicional de UI> pode variar através do tempo. Um jeito de modelar este comportamento é descrever o quadrado de ut como seguindo um processo AR(m):
onde W t é um novo processo de ruído branco. Como Ut é o distúrbio na previsão de yr, a expressão (5) implica que a projeção linear do erro quadrado da esperança de Yt sobre os m distúrbios quadrados é dada por:
o processo de ruído branco que satisfaz a (5) é descrito como um processo heteroscedástico autoregressivo condicional de ordem m, denotado por Ut - ARCH(m). Esta classe de processos foi introduzida na literatura por Engle(l982).
Como Ut é aleatório, e U t2 não pode ser negativo, então esta é uma representação razoável apenas se (6) for positivo e (5) for não negativo para todas as realizações de {ut }· Isto pode ser assegurado se W t for limitado inferiormente por -ç, com ç > O e se cxí
2 O para j = 1, 2, ... , m. Para que Ut2 seja covariância estacionário, precisa-se também que as raízes de
- a m Zm = O
estejam fora do círculo unitário. Portanto, se aí são todos não negativos, isto é equivalente a se dizer que:
Quando estas condições são satisfeitas, a variância não condicional de U t é dada por:
Denotando por a esperança de ut, s períodos a frente,
Isto pode ser calculado iterando-se em
68
para J = 1,2, 000' sonde
A7
li;11 __ < U2T para 1: _ t.
A7
A previsão de s períodos à frente liT+J1T converge em probabilidade para (J2 a
medida em que s~oo, supondo-se que Wt tem variância finita e que (7) é satisfeitao
É conveniente se usar uma representação alternativa para um processo ARCH(m) que impõe hipóteses mais fortes sobre a dependência serial de Uto Supõe-se que
(9)
onde {vt} é uma seqüência independente e identicamente distribuída com média zero e variância unitária:
E(vc) = 1.
Se ht evolui de acordo com
(10) ht = ç + ai Ut-12 + a2 Ut-n + o o 0+ a m Ut-m2
então (9) implica que
(11) E(udut-12, Ut-n, 000) = ç + ai Ut-12 + a2 Ut-n + o o 0+ a m Ut-m2 o
Portanto, se ut for gerado por (9) e (lO), então ut segue um processo ARCH(m) no qual a projeção linear (6) é também a esperança condicional.
Agora, para que sejam estimados os parâmetros do modelo de regressão com distúrbios ARCH, tem-se a seguir. A equação da regressão é:
onde Xt representa o vetor das variáveis explicativas pré-determinadas, que pode incluir até valores defasados do próprio Yto Por hipótese, o termo de distúrbio satisfaz as equações (9) e (l0)0 Seja Y t = (Yt. Yt-l, 000' YI,YO, 000' Y-m+h Xt', Xt-l', 000' Xl', XO',ooo,X'-m+I)', o vetor das observações obtidas até a data t. Se vt - i.iodo N(O,l) com vt independente tanto de Xt quanto de Yt-l , então a distribuição condicional de Yt é Gaussiana com média Xt' ~ e variância ht:
(13)
69
onde
(14) ht = ç + al* (Yt-I - Xt-I' ~)2 + a2 * (Yt-2 - Xt-2' ~)2 + ... + a m (y t-m - Xt -2' ~)2
para
Desta forma, os parâmetros desconhecidos a serem estimados podem ser agrupados no vetor (a x I) chamado 8:
8 == (W, Õ) '.
o log da função de verossimilhança condicional é, portanto,
T
I (15) L (8) = 1=1 log f(ytI Xt, Yt-I; 8)
T T
I I = - (T/2) * log (2 Te) - (1/2) * 1=1 log(ht ) - (1/2) * f=1 (Yt -xt'~)2/ht.
Para um dado valor numérico para o vetor de parâmetros 8, a seqüência de variâncias condicionais podem ser calculadas de (14) e usadas para avaliar o log da função de verossimilhança (15). A função de verossimilhança pode ser maximizada usando-se o algoritmo Berndt, Hall, Hall & Hausman (1974) como em Bollerslev (1986).
4.2.2 ESPECIFICAÇÃO ARCH-IN-MEAN
Neste trabalho, utiliza-se esta especificação em conjunto com a forma generalizada do modelo a ser explicada na próxima subseção.
A teoria de finanças diz que se um ativo com um alto risco esperado deve pagar, em média, um maior retorno em relação aos outros de menor risco. Por exemplo, seja rt a taxa de retorno ex-post de algum ativo menos o retorno de um ativo livre de risco. Suponha que rt é decomposta em um componente antecipado pelos investidores na data t-I, chamado de~, e um componente não antecipado, denotado por ut:
rt = ~t + Ut·
Então, a teoria sugere que a média do retorno, ~b seria relacionada à variância do retorno ht. Em geral, o ARCH-in-mean, modelo de regressão introduzido por Engle, Lilien & Robins (1987) é caracterizado por
70
ut = F *V t
para V t sendo i.i.d. com média zero e variância unitária. O efeito que a variância de Ut tem sobre o nível de Yt é observado através de <j).
4.2.3 HETEROSCEDASTICIDADE CONDICIONAL AUTOREGRESSIVA
GENERALIZADA: GARCH
o modelo GARCH é uma extensão do modelo anterior. Para relembrar, as equações (9) e (10) descrevem um processo ARCH(m) caracterizado por:
onde Vt é i.i.d. com média zero e variância unitária e onde ht evolui de acordo com
Mas, generalizando-se, podemos imaginar um processo no qual a variância condicional depende de um infinito número de defasagens de Ut.j2 ,
(1) ht = ( + re(L)ut2,
onde ~
I re(L) = j=1 rej Lj.
Uma idéia natural é parametrizar re(L) como a razão entre dois polinômios de ordem finita:
onde supõe-se que as raízes de 1-8(z) = O estão fora do círculo unitário. Se (1) for multiplicado por I-o(L), o resultado é:
[1 - 8(L)]ht = [1 - 0(1)]*( +a(L)Ut2 ou
para K = [1 -01-02- ... -0r]*(. Então, a expressão (3) é o modelo de heterocedasticidade condicional autoregressiva, denotado Ut - GARCH(r,m) proposto por Bollerslev(l986).
71
4.2.4 - MODELOS GARCH MULTIVARIADOS
As idéias anteriores podem ser extendidas para um vetor (nx 1) Yt. Considere um sistema de n equações da forma
Yt = TI X t + Uf (11\1) (li") (kll) 111,1)
onde Xt é o vetor de variáveis explicativas e Ut é um vetor de resíduos brancos. Seja Ht a matriz (n x n) da variância-covariância condicional dos resíduos:
Engle & Kroner (1993) propuseram a seguinte generalização da especificação GARCH (r,m):
Ht = K + LlIHt_ILlI' +Ll2Ht-2Ll2' + ... + LlrHt-rLlr' + Alut_lu't_IA I +A2Ut-2U't-2A:.~ + ... + Amut-m u 't-mAm.
K, Ll e A são matrizes de parâmetros (nxn). Uma vantagem desta parametrização, é que está assegurado que Ht seja uma matriz positiva definida a medida que K for positiva definida, o que pode ser feito numericamente parametrizando K como PP', onde P é uma matriz triangular.
N a prática, é necessário restringir a especificação para Ht de modo a se obter uma formulação numericamente tratável. Um arcabouço popular introduzido por Bollerslev (1990) e que é o utilizado neste trabalho, supõe que as correlações condicionais entre os elementos de Ut são constantes através do tempo. Seja hjj(t) o elemento da matriz Ht situado na coluna i, linha i. Portanto, hjj(t ) representa a variância condicional do i-ésimo elemento de Ut:
Pode-se postular n especificações GARCH (i=1,2, ... ,n), uma para cada elemento de Ut. A variância condicional entre Ujt e Ujt ou o elemento da matriz Ht situado na linha i, coluna i, é tomado como sendo a correlação constante p vezes os desvios padrões condicionais de uit e ujt:
.. _ .. _ .. ~hi;t) ~hj;) h1i t) - E(u lt u]t I Yt-I, Yt-2, ... , Xt, Xt-I,"') - PI] .
Desta forma, a estimação de máxima verossimilhança desta especificação Bollerslev(1990) é muito mais simples de ser trabalhada.
Este modelo é bastante usado na estimação de senes financeiras como em Nelson( 1991), French, Schwert & Stambaugh (1987), Bollerslev (1990). Em Nelson (1991), o autor utiliza uma classe dos modelos ARCH para estimar um modelo de prêmio de risco no CRSP lndex de 1962 até 1967. Examina, no trabalho, a relação entre o nível de risco do mercado e seu retorno esperado, a assimetria entre retornos positivos
72
e negativos em relação ao seu impacto sobre a variância condicional, a persistência de choques nas volatilidades. O artigo de French, Schwert & Stambaugh (1987) examina a relação entre retornos de ações e a volatilidade do mercado de ações. Os autores acharam evidência de que o prêmio de risco de mercado esperado, ou seja, o retorno esperado de um portfolio de ações menos a curva dos títulos do governo americano, os T-hills, é positivamente relacionado a volatilidade do retorno das ações. Encontraram também, evidência de que retornos não esperados do mercado de ações são negativamente relacionados a variação não esperada na volatilidade dos retornos das ações. Esta relação negativa indica, segundo o artigo, evidência indireta de uma relação positiva entre prêmio de risco esperado e volatilidade. Em Bollerslev (1990) há uma aplicação do modelo multivariado GARCH para séries de taxas de câmbio dos países do Sistema Monetário Europeu.
Desta forma, resumindo, muitas senes financeiras, como retornos de ações e taxas de câmbio exibem mudanças na volatilidade no decorrer do tempo. Essas variações tendem a ser correlacionadas e no modelo GARCH, desenvolvido por Engle (1982) e Bollerslev (1986), tais efeitos são capturados fazendo com que a variância condicional seja função dos quadrados dos desvios-padrão das observações passadas e de variâncias passadas.
4.3 ESTIMAÇÃO EMPÍRICA DA VOLATILIDADE DA TAXA DE CÂMBIO E DA
VOLATILIDADE DA TAXA DE JUROS: BRASIL, MÉXICO, CHILE E COLÔMBIA
Em Svensson (1991) o autor questiona que, se a variabilidade da taxa de câmbio é reduzida, para onde vai esta variabilidade? E argumenta que se a variabilidade é reduzida de tal modo, para um regime de taxas de câmbio completamente fixas, a resposta tradicional é que esta variabilidade vai para a oferta monetária e para os níveis de preços e produtos nos modelos mais gerais. Mas, e quanto aos casos intermediários? Deste modo, o artigo se foca na seguinte questão: Em que extensão a variabilidade da taxa de câmbio é transferida para a taxa de juros durante tal experimento? Conseqüentemente, o artigo examina como as distribuições de probabilidade condicionais e assintóticas do diferencial de taxas de juros dependem da amplitude da banda. Para isto, se utiliza do modelo de bandas de câmbio nominais baseado em movimento Browniano inicialmente formulado por Krugman. A deficiência deste modelo é que faz uso da hipótese de bandas perfeitamente críveis o que não condiz com a realidade, dada a existência de realinhamentos ocasionais das margens da banda.
Desta forma, Svensson chega a conclusão em seu trabalho que há um trade-of! negativo e linear entre a variabilidade instantânea da taxa de câmbio e do diferencial de taxas de juros internas e externas.
Este problema relacionado à variabilidade da taxa de juros foi examinado anteriormente por Flood & Garber (1989), que diziam que há maior variabilidade em uma taxa de juros de uma economia com bandas de câmbio do que se esta mesma tivesse câmbio fixo ou mesmo, câmbio livre.
Em Bertola & Svensson (1993) os autores incluem em seu modelo o risco estocástico de realinhamento da banda. Assim, sua conclusão é de que a relação entre a variabilidade da taxa de câmbio e do diferencial de juros não é necessariamente negativa.
73
Outro trabalho a este respeito é o de Werner (1995) onde desenvolve-se um modelo de bandas de câmbio com realinhamentos estocásticos. Com este arcabouço examina as condições sob as quais a variabilidade da taxa de juros é reduzida quando uma banda é escolhida. O artigo mostra que, quando a variância do realinhamento esperado é maior que a função linear da variância dos fundamentos, a utilização das bandas de câmbio tem eficácia na redução da volatilidade do diferencial de taxa de juros.
Portanto, pretende-se neste trabalho, além de analisar a estabilização ocorrida durante a vigência do regime de bandas, observar se o que ocorreu na prática está de acordo com a teoria.
4.3.1 - BRASIL
Um pequeno histórico a respeito do comportamento da política cambial brasileira no período estudado neste trabalho encontra-se no apêndice.
4.3.1.1 ESTIMAÇÃO DAS VOLATILIDADES DA TAXA DE CÂMBIO
NOMINAL E DA TAXA DE JUROS NOMINAL
Agora será visto como as volatilidadcs da taxa de câmbio nominal, da taxa de juros nominal, da taxa de câmbio e da taxa de juros reais se comportaram durante este período e que influência a implementação do regime de bandas de câmbio exerceu sobre estas variáveis.
a) Período de 1992 até 1996
Os dados de taxas de câmbio nominais diárias e de taxas de juros nominais de títulos públicos federais com período de maturidade de um mês, foram obtidos através do Boletim Mensal da Andima. Os dados da primeira regressão são a partir de janeiro de 1992 até março de 1996. A estimação da volatilidade das taxas de câmbio e da taxa de juros foram feitas de acordo com o método Garch(l,I) bivariado, já descrito anteriormente. Foram feitos testes de raiz unitária com as variáveis tanto do modelo relacionado ao Brasil quanto aos modelos dos demais países (apêndice 2). Devido a este fato, as variáveis estão expressas em primeiras diferenças. Também foram feitos testes de cointegração entre as variáveis (apêndice 2). A seguir, têm-se as equações do modelo utilizado.
(1)h II = do + dI * U(T_I)2 + d2 * CII(T-l) (2)h22 = eo + eI * V(T-I/ + e2 * C22(T-I) + e3 * (hII(T»)
h II e h22 são, respectivamente, as variâncias condicionais da taxa de câmbio e da taxa de Juros, e U(T-I) e V(T-I) são os desvios-padrão defasados um período. Nas equações seguintes tem-se:
(3)dlcam(T) = ao + aI * dummycâmbio + rI (4 )ddljur(T) = bo + b I * dummyjuros + r2
74
onde dlcam(T) é a primeira diferença do log da taxa de câmbio, ddljur(T) é a segunda diferença do log da taxa de juros nominal, dummycâmbio e dummyjuros são dummies referentes a planos econômicos brasileiros, ri e r2 são distúrbios.
A seguir têm-se os resultados encontrados com 970 observações:
Variávcl Cocl" EstaU Signif
ao 1.7611 c-03 41.27 0.0000 ai -2.9964 -1 1. 89 0.0000 ho -1.0735c-06 -0.60 0.5420 b l -5.2508c-03 -83.33 0.0000 do 4.7115c-08 0.37 0.7113 di 0.2097 6.86 0.0000 d2 0.7986 45.49 0.0000 Co 8.9757c-12 0.24 0.8066 CI 0.2840 7.14 0.0000 C2 0.5434 18.97 0.0000 ro 0.0875 2.23 0.0254
6.3342e-05 7.72 0.0000
A tabela acima mostra que a influência da volatilidade da taxa de câmbio sobre a volatilidade da taxa de juros é altamente significativa e positiva. Ou seja, de acordo com a análise empírica há um trade-qff positivo entre a variação do câmbio e a dos juros. Quanto maior a volatilidade da taxa de câmbio maior a volatilidade da taxa de juros, contrariando a teoria de Svensson. Além disso, pode-se observar, através dos gráficos de volatilidades abaixo, que, a partir do Plano Real, houve diminuição tanto da volatilidade da taxa de juros nominal quanto da volatilidade da taxa de câmbio nominal. Muito embora não se possa afirmar que tal fato ocorreu devido a introdução do sistema de bandas pois, provavelmente, isto pode ter ocorrido devido a queda da inflação.
0.00022 T I
0.00017
0.00012
Figura 1
1'-1\'2/1996 I)<ldo~ di.~:·Êo" (; 3r(h{1,ll bí\·,l::i:ldo
g: g:
~ i
75
g: ~ ~ I ~ ~ '" i ~ ~ ~
Volatilidade estimada da taxa de juros nominal brasileira
1992/1996 Freqüência diária- Garch bivariado
200E··]:
1 60 [ :')--;
i 2JL J7
.. COE-:)7 -
6.CJF· J-S
'-~' ,,O '-~- .:" ,_0 (-~. " " ',r. O ,
,',
ÇJ :::- ~~ -' ~ /.'.'
~ ~, ~~ ~ "
" j :=: '~-. '- :i ~~ '7:1' O -::> .7;. .-, .-, ,-, ,"7;' ,-,
," ,'" , - :~~ ; ,,' '" :-~ '" "
Figura 2
b) Período de bandas de câmbio de 1994 até 1996
Agora, a análise concentra-se apenas no período do regime da banda de câmbio brasileira, ainda com taxas nominais, incluindo as bandas implícitas do início do regime, Este período da amostra na regressão inicia-se em outubro de 1994 seguindo-se até março de 1996. As equações são as seguintes:
(5) h ll = do + di * U(T-I/ + d2 * CII(T-I) + d3 * dlinfl(T) (6) hn = eo + el * V(T-I/ + e2 * C22(T-I) + e3 * (hll(T» + e4 * dlinfl(T) + es * clljur('lJ
h ll e hn são, respectivamente, as variâncias condicionais da taxa de câmbio e da taxa de juros, e U(T-I) e V(T-I) são os desvios-padrão defasados um período. Nas equações seguintes tem-se:
(7)dlcam(T) = ao + ai * dlinfll(T) + a2 * civecII(T) + a] * dlcam5(T) + ri (8)dljur(T) = bo + b I * dljur 1 (T) + b2 * civec21 (T) + b3 * dlinfl(T) + b4 * dlinfll (T) + r2
onde dlcam(T) é a primeira diferença do log da taxa de câmbio, dljur(T) é a primeira diferença do log da taxa de juros nominal, dljur 1 (T) é a primeira diferença do log da taxa de juros nominal defasada de um período, dlinfl(T) é a primeira diferença da taxa de inflação, dlinfll (T) é a primeira diferença defasada de um período da taxa de inflação. Dlcam5(T) é primeira diferença do log da taxa de câmbio defasada de cinco períodos, civecII(T) é o vetor de correção de erro pois a taxa de câmbio nominal e a taxa de inflação são variáveis que cointegram, civec21(T) é outro vetor de correção de erro, pois taxa de juros nominal e taxa de inflação também cointegram ri e r2 são distúrbios.
A seguir encontram-se os resultados desta regressão com 428 observações:
76
,.....--------Variável Coe f
ao 0.043 4.64 0.0000
ai (dlillll) 2.653 3.30 0.0009
a2 (civec) -0.029 -4.67 0.0000
a, (dlcJm) 0.097 1.92 0.0540 bo -0.074 -37.96 0.0000
bJ(dljurl) 0.734 17.05 0.0000
b2 (ci,cc) -0.011 -38.07 0.0000
b, (dlillll) 2.763c-03 0.02 0.9809
b~ (dlinlll) 0.445 4.07 0.0000
do -5.212c-08 -1.78 0.0742
di 0.021 2.83 0.0046 d2 0.868 27.58 0.0000 dJ l.23Ie-03 3.50 0.0004
Co -1.555c-09 -1.1 I 0.2638
el 0.571 2.18 0.0285
e2 0.409 2.60 0.0092 ro 0.080 0.79 0.4280
e3 (vobtil) 9.814e-04 3.08 0.0020
e~ (dlinll) -6.517c-07 -0.32 0.7467 4.986c-07 0.20 0.8400
De acordo com a tabela acima pode-se atentar que a volatilidade da taxa de câmbio tem um impacto positivo e altamente significativo (e3) sobre a volatilidade da taxa de juros, durante este período de bandas de câmbio. Assim, este resultado corrobora a afirmação, constatada na regressão anterior, de que há um trade-(~ff positi vo entre estas duas variáveis da economia. Além disso, pode-se notar que a taxa de inflação tem influência sobre a volatilidade da taxa de câmbio nominal. Quanto maior a taxa de inflação, maior a variação do câmbio. A taxa de inflação também exerce influência positiva sobre a taxa de câmbio nominal (a3) e sobre a taxa de juros nominal (b4). Podese observar, pelos gráficos a seguir, que durante o regime de bandas, a volatilidade da taxa de câmbio sofreu decréscimos, principalmente depois do advento das "mini-bandas" a partir de junho de 1995.
Volatíliddde da taxa de câmbio nomindl estimad,l brasileira a
partir do Plano Real
Figura 3
77
Volatilidade estimada da taxa de juros nominal brasileira a partir do Plano Real
1.50E-C7
i .30E-C7
1.10E-ü7
908E8"
?OOE-CB
5.08E-C"
I 3.00E-OB
1.QOE·08 d" .• ", ••.. "j
:~.~.~. ~_~.~_~ __ ~_,,~ __ ~_.~ __ ~._~._~~~~_~_~_~~~~_~. __ ~~~_~~J - ~ ~~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ _. ~~ ~ G ~ g
CJ <.':' 1'- O) '..: ',,' -.t r_ Co;' (";. toI", • .:. (: ~~ !,t", _ ('j t.a y. "J ti. o 0 ~ - o c ~ ~ _ o o ~ - ~ 2 ~ ~ ~ o ~ ru -
Figura 4
4.3.1.2 ESTIMAÇÃO DA VOLATILIDADE DA TAXA DE CÂMBIO E DA TAXA DE
JUROS EM TERMOS REAIS
A partir de agora, examinando-se o que ocorreu, neste período, com as taxas de câmbio e de juros reais pode-se saber se houve aumento da estabilidade destas variáveis, com a adoção do regime de bandas. Por isso, para se estimar a volatilidade da taxa de câmbio real, foram utilizadas três medidas para a taxa de câmbio real, de forma a diminuir o viés dos resultados. A taxa de câmbio nominal foi deflacionada por três índices: IPA, IPe e IGP-M, que é o índice oficial de inflação. A taxa de juros foi deflacionada pelo índice oficial de inflação.
a) Volatilidade da taxa de juros real
As equações do modelo Garch in-mean univariado para estimar a volatilidade da taxa de juros, são as seguintes:
(9)ht = ao + aI * Vt-12 + ~I * ht-I (lO)Djurt = ao + aI * Djur1t + a2 * dummyl + a3* Jh: + rI
onde ht é a variância condicional da equação da taxa de juros real, Vt-I é o desviopadrão, Djurt é a primeira diferença da taxa de juros, Djur1t é a primeira diferença defasada de um período e dummy 1 é referente ao Plano Real devido a mudança de regime ocorrida.
Dadas as equações, os resultados são os seguintes no Garch univariado:
78
__ ~ariávcl de~dente: DJUR Obs.: 1284 R2 = 0.95 DW = 1.71
Parâmetro Estimativa Estatística t ao 0.881E-02 0.503 ai 0.946 155.503 a2 0.171 0.133 ro 0.000 O .000
~ 0.111E-02 8.128 (XI 0.201 6.859
~I 0.112 1.042 0.191 0.452
o resultado desta regressão é que a volatilidade da taxa de juros real não tem impacto estatisticamente significativo sobre o nível de taxa de juros.
Vnl~tjlid,lde estjm~d~ da ta',l d<.' juros real hrasi)<.'ir~
Dado; d j,j rio, - ja n1991/ ma r 1 \)96 - Carch univariad"
Figura 5
b) Taxa de câmbio b 1) Taxa de câmbio deflacionada pelo IP A
A seguir, são mostradas as equações da regressão a respeito da taxa de câmbio real, deflacionada pelo IP A. O resultado foi que o impacto da volatilidade da taxa de câmbio real sobre o nível do câmbio mostrou-se estatisticamente não diferente de zero. Além disso a média da volatilidade era de 0,23 antes da introdução do modelo de bandas contra 0,07 depois deste. As equações são:
(lI) ht = ao + a) * Vt_)2 +~) * ht-) (l2)DIPA = ao + a) * DIPAl t + a2 * DIPA3t + a3 * il67 + a4 * i854 + as* A +r)
onde ht é a variância condicional da equação da taxa de câmbio real, Vt-) é o desviopadrão, DIPA t é a primeira diferença da taxa de câmbio, DIPAl t é a primeira diferença defasada de um período e i 167 e i854 são dummies referentes a planos econômicos brasileiros, devido à mudança de regime ocorrida.
79
Garch univariado Variável dependente: DIPA 1284 OBS. = 0.58 D W = 1.83
Parâmctro Estimativa Est. t <1oIC) 0.807 14.72 aliDlPAI) 0.222 47.67 a21D1PA3) 0.100 5.23
a3 111671 27.0 204.3 a4i1854) -16.1 -22.87
exO 0.229 17.64 exl 0.342 7.960
~I 0.098 2.002 16 1.4 0.052
b2) Taxa de câmbio deflacionada pelo IPC
(17) ht = CX{) + a, * V t.,2 +~, * ht-, (18) DIPC = ao + a, * DIPC1 t + a2 * DIPC3t + a3 * i167 + a4 * i854 + as* Fr + r,
onde ht é a variância condicional da equação da taxa de câmbio real, Vt., é o desviopadrão, DIPCt é a primeira diferença da taxa de câmbio, DIPC 1t é a primeira diferença defasada de um período e i 167 e i854 são dUl1ll1lies referentes a planos econômicos brasileiros, devido à mudança de regime ocorrida.
Garch uni:,~rl<lº_o __ ~élrl~veJ9.ce~I1~~e~pIPC __ Amostra: I lo 1284 R2 = 0.62 D W= 1.78
Parâmctro Estimativa Estatística t <l()(c» -0.474E-02 -0.338 al(DIPCI) 0.163 14.527 a2(DIPC3) 0.080 3.195 a3(i167) 25.7 78.085 ~(IS54) -14.76 -88.222
C«J 0.1 I I 16.963 exl 0.482 8.156
~I 0.322 8.373 18.145 0.565
b3) TC deflacionada pelo índice de inflação oficial.
Então, por último, tem-se a regressão que estima se a volatilidade da taxa de câmbio real tem alguma relação de causalidade com o nível de câmbio real.
(21) ht = CX{) + a, * Vt_,2 + ~, * ht-, (22) Dofi = ao + a, * Dofi1 t + a2 * Dofi3t + a3 * i167 + a4 * i854 + as* Fr + r,
onde ht é a variância condicional da equação da taxa de câmbio real, vt-, é o desviopadrão, Dofit é a primeira diferença da taxa de câmbio, Dofi1t é a primeira diferença defasada de um período e i 167 e i854 são dUl1ll1lies referentes a planos econômicos brasileiros, devido à mudança de regime ocorrida.
80
5.00
4.50 4.00
3.50 3.00 2.50 .
2.00
1.50 1.00
-.iC;.<lrC:~.~l1i~~~L~<2..V ar~~:.:_])-º.B ___ ._
R- = 0.54 D w= 1.75 Amostra: 1 to 1284 Parâmetro Estimativa Est. t
<lo(es) 0.098 1.70 aI(DOFII) 0.079 11.47 a2(DOFLl) 0.015 1.34 a3(1167) 23.2 54.24 <lJ(l85-! ) -15.3 -32.04
ao 0.270 58.30 ai 0.204 11.42
~I 0.027 4.279 a5(volJ 61.99 0.0475
v o I" til i d " d,~ ('" ti m " d a d a t a x a d e' C â m b i o r e' a I b I a ,i I e i r a
de'flaciona,L1 pe'la tax.l de' ínflaç~o oficial
1),,<10' di~rio, -Garch-m univariado
0.50 I '=:~==~:'::====~!:::::!!;;:!:!:!::~:::!:=:===~==:::j 0.00 .J..
'" '" '" '" .., .., .., .., .., ~ ~ ~ ... ~ ~
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~ = '" ~ ~ "'" '" '"' ~ = '" '"' '" '" '" '" '" '" '" '" '" '" '" '" '"' '" ~ ... ~ ... '" ~ ..,
"'" '" "" '" ~ = ~ ~
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Figura 6
o que se pode inferir a partir destas estimativas é que houve, ainda que pequena, uma mudança na volatilidade das variáveis reais da economia aqui estudadas. Pode-se dizer isto pois, no caso da volatilidade da taxa de câmbio deflacionada pelo IPA, a média da volatilidade antes do início das bandas era de 0.78, no modelo de Garch, e depois das bandas de câmbio a volatilidade passou a 0.511. No caso do câmbio deflacionado pelo IPC, a média de volatilidade era de 0.53 antes da banda e depois passou a 0.29. E a média da volatilidade no período antes do advento da banda era de 0.68 no modelo Garch com o câmbio sendo deflacionado pela inflação oficial passando a 0.57. Ou seja, a volatilidade média da taxa de câmbio real diminuiu no período a partir de outubro de 1994.
4.3.2 CHILE
o presente estudo pretende verificar se dentro do regime de bandas chileno há algum trade-off entre a volatilidade da taxa de câmbio e a volatilidade da taxa de juros nominal chilena. Quer-se observar também o comportamento destas variáveis ao longo do período de implementação deste regime cambial, principalmente depois da crise meXIcana.
Os dados de taxas de câmbio e taxas de juros nominais chilenas foram obtidos junto ao Departamento de Pesquisa Econômica do Banco Central do Chile. São dados
81
mensais a partir de janeiro de 1989 até dezembro de 1995. O método utilizado para estimar as volatilidade foi o Garch (1,1) bivariado.
A seguir, encontra-se o modelo utilizado para se inferir à respeito da volatilidade da taxa de câmbio e da taxa de juros nominais chilenas.
(1) h ll = do + dI *U(T_I)2 + d2*cII(T-I) + d3*dtc1(T) + d4*dtc(T) (2) h22 = eo + el *V(T_I)2 + e2*c22(T-I) + e3* .[h:;;; + e4*dtj(T) + es*dtj 1(T)
onde h ll e h22 são, respectivamente, as variâncias condicionais das equações da taxa de câmbio e taxa de juros, U(T-I) e V(T-I) os desvios-padrão, dtc1(T) é a primeira diferença defasada de um período da taxa de câmbio, dtc(T) é a primeira diferença da taxa de câmbio, dtj(T) é a primeira diferença da taxa de juros e dtj 1(T) é a primeira diferença defasada de um período da taxa de juros.
(3) dtc(T) = ao + al*dtc1(T) + a2*cil(T) + a3*sl(T) + ~*s3(T) +rl (4) dtj(T) = bo + bl*dtj 1(T) + b2*ci1(T) + b3*sO(T) + b4 * dtc1(T) +r2
onde ci 1 é o vetor de correção de erro, dado que a hipótese de cointegração entre a taxa de câmbio e a taxa de juros foi aceita. As variáveis sO, sI e s3 são dummies sazonais.
Estimação por máxima verossimilhança Total de observações 197
Variável Coef Signif
ao 6.2012e-03 0.85311 ai (dlcl) 0.4450 0.00000 a2 (ci I) -2.8181e-03 0.91977
a3 (si) -3.8067e-03 0.33956 <i4 (s3) -4.8555e-03 0.39303
bo 0.0632 0.02561 b l (dljl) 0.1545 0.10964 b2 (ci I) -0.0553 0.02395 b3 (sO) 1.9721e-03 0.12189
b4 (dlcll -0.0187 0.77775 do 6.0534e-06 0.00000 di 2.7480e-05 0.97304 d2 0.9461 0.00000 eo 5.293ge-04 0.05688 el 0.3623 0.00031 e2 0.5731 0.00000 ro 0.0109 0.92018
e3(volat.) -0.0495 0.05849 d3(dlcl) 1.6201e-04 0.06692 d4(dlC) -1.5446e-04 0.06500 e4(dlj) 1.3237e-03 0.00164
eS(dljl) -1.7961e-03 0.00117
82
Volatilidade estimada da taxa de câmbio nominal
chilena 1980/1995 - Dados mensais
0.0001 :~
o 0001
0.00009
000008
0.00007
0.00006
0.00005
0.00004
0.00003 -
o o N ~ " '" -D ( .. ' r-- co '" C'I o <''\1
~ " ~ ~ '" <o
~ lX? ·Cf) ~ ~ ~ ~? <o ~ f?.? 0". 0", o'} êf;
~ .:<) ", lt'; ~0 ç, , 0) 0 - '" O O O - o O '" o o - (~ <::) o Cl
Figura 7
Volatilidade estimada da taxa de juros nominal chilena
- 1980/1995 Dados mensais
o o C\.:
~ J, :.,n C~ ~ ,- ~ ai '" o f.i:
(\, " ~ "2 (;., '" ~ ~ ~; E. 0 l::: 2 .. i· 0 - c: ;::.:, <" o - o.", ~ ~.5 m ;r. ,'? o - o ç:;; (.') o -' o -- o o o 00 (".) 00
Figura 8
In ,:) ~ 9:' O
"' 2 " -(".) o'
Pela tabela com os resultados da regressão, nota-se que a volatilidade da taxa de câmbio influencia negativamente a volatilidade da taxa de juros nominal, ou seja, há um trade-off negativo entre as duas variáveis no caso do Chile. Além disso, a partir de 1985, data da implementação do sistemas de bandas, a volatilidade da taxa de câmbio se estabilizou, como mostra o gráfico, depois de uma trajetória ascendente. E com relação a volatilidade da taxa de juros, esta diminuiu consideravelmente.
3.3 COLÔMBIA
Este estudo visa observar o que ocorreu com as volatilidades da taxa de câmbio e da taxa de juros depois da implantação da banda de câmbio explícita na economia e se há algum trade-of! entre estas variáveis.
Os dados de taxas de câmbio, taxas de juros internas e taxa de inflação tem freqüência mensal e foram obtidos através da base de dados Macrométrica no período a partir de janeiro de 1992 até setembro de 1995. O modelo de estimação seguido foi o Garch (1,1) bivariado. As equações para o caso colombiano são as seguintes:
83
(1) h ll = do + dl*u(T_I)2 + d2*cll(T-I) (2) h22 = eo + el *V(T_I)2 + e2*c22(T-I) + e3* ~
(3) lcam(T) = ao + aI *lcaml(T) + a2*lcam3(T) + a3*ljuros(T) + rI (4) Ijuros(T) = bo + bl*ljurosl(T) + b2*ljuros2(T) + b3*lcam(T) + r2
ESTIMAÇÃO Observações 44 Variável Coef EstaU Signif
ao 0.82751 609.29 0.0000 al(lcam!) -0.00110 -1.29 0.1962 a2(lcam3) 0.00032 1.13 0.2588 a3(ljuros) 5.81967 375.63 0.0000
bo -0.14214 -292.41 0.0000 bl(ljurosl) 0.00071 1.32 0.1865 b2(1juros2) 0.00053 1.25 0.2092
b3(lcam) 0.17184 383.79 0.0000 do 0.00007 4.97 0.0000 dI 0.08308 2.74 0.0060 d2 0.03838 1.04 0.2972 eo 0.000001908 3.44 0.0005 el 0.07911 2.69 0.0072 e2 0.03402 1.02 0.3059 ro -0.99999 -76430 0.0000
e3(volatil.) 0.00004 3.36 0.0007
A regressão aponta que o trade-o!! entre a volatilidade do câmbio e a volatilidade da taxa de juros colombiana é positivo e significativo. A seguir, os gráficos das volatilidades indicam que houve uma estabilização das variáveis após o advento das bandas.
G .De; 10
c O') <1 \' ~ S
C Q ':'J (1; O
v o 1.1 t í i i d J d e t~ s ti H\ J II J J ,t l J '( J ti (' <: J n~ r. i i.l . (' () 1 ij m t~ i.!
1:ll}2! ll)<'}S -UJdu" nlrn<"Ai ...
.~ ,~, ~'J ~ ~ ~ ~ ., " cc
,.;, .,. ~ ... ""': , :~ ". ,. "' c~ ., ~
'; c -~ ;;. ,
J; o· :2 :..í; ~ ~ Ó ;,
Figura 9
'..r: o
~
Volatilidade estimadil dolo L1Xil de juros. nominal - Colombi.1
1992/1995 - Dados m ens.loil>
o J;).:-':) r; Q _ _ ___ l- _ 1-----'-_ 1-------._ ..... _. __ -+--l-__ .~ ..... """-+ _-'--._ ....... ___ ..,. . _ "'r--- __ ~. _____ ._.~ .. _ .. __ •. __ ...... "." ._,. _-' _-->-_-----'-_;-_ ................
';' ~ f-: :: ;: C;~ !;: ~ '1 Ó. ;r, ~ ~ ~ ~
~ I ;~ .! ::! ~ (j, O ,
~ ~ o '" ". ~ ~ "
Figura 10
84
" ;:-
J;
4.3.4 MÉXICO
Neste estudo tenta-se verificar o que ocorreu com a volatilidade da taxa de câmbio, também chamada de exchange rate risk, no período acima descrito, ou seja, antes da crise e depois que a situação já estava mais estabilizada. Além disso, pretendese ver se essa volatilidade da taxa de câmbio teve alguma influência sobre outra variável importante da economia que é a volatilidade da taxa de juros. Os dados de taxa de câmbio e de taxa de juros mexicanas foram obtidos através do Departamento de Informações Econômicas do Banco Central do México. A freqüência dos dados é diária e o período estudado começa em de janeiro de 1992 indo até outubro de 1995. As taxas de juros são de títulos do governo mexicano, CETES, cujo prazo de maturidade é de 1 mês. O modelo utilizado na estimação das volatilidades é o Garch (1,1) bivariado. A seguir as equações do modelo mexicano:
onde hll e h22 são, respectivamente, as variâncias condicionais das equações da taxa de câmbio e taxa de juros, U(T-I) e V(T-I) os desvios-padrão.
(3) dlcam(T) = ao + aI *dljuros(T) + a2*ci 1 (T) + rI (4) dljuros(T) = bo + bl *dljurl(T) + b2*dlcam(T) + b3*cil(T) + r2
Dlcam(T) é a primeira diferença da taxa de câmbio, dljuros(T) é a primeira diferença da taxa de juros e dljurl(T) é a primeira diferença defasada de um período da taxa de juros. Ci 1 é o vetor de correção de erro, dado que a hipótese de cointegração entre a taxa de câmbio e a taxa de juros foi aceita. Tem-se, portanto, os seguintes resultados:
Estimação por máxima verossimilhança Método BHHH Observações: 862
Variável Coef Estat. t Signif ao 0.01252 37.29 0.000
al(dljur)
a2(eil)
bo bI(dljurl)
b2(dlcam)
b 3(eil)
do di d2
e3 (volatil.)
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Figura 12
De acordo com os resultados acima, pode-se perceber que o trade-off existente entre a volatilidade da taxa de câmbio e a volatilidade da taxa de juros é positivo e altamente significativo. Isto quer dizer que, quanto maior a volatilidade da taxa de câmbio nominal, maior a volatilidade da taxa de juros da economia mexicana. Através dos gráficos pode-se notar que houve um grande aumento de volatilidade depois do ataque especulativo de 20 de dezembro de 1994. Isto deveu-se ao grande aumento de incerteza no país e, portanto, a volatilidade só diminuiu quando a ajuda financeira americana ocorreu.
4.4 IMPACTO DA VOLATILIDADE CAMBIAL SOBRE OUTRAS VARIÁVEIS
MACROECONÔMICAS: LITERATURA
Uma questão importante em economia internacional é o efeito da volatilidade da taxa de câmbio, ou seja, a incerteza gerada por variações no câmbio, sobre os movimentos do comércio internacional. Os estudos teóricos geralmente dizem que um aumento da incerteza em relação a taxa de câmbio leva à um menor nível de comércio, sob a hipótese de que os agentes são avessos ao risco, porém pouco suporte empírico, neste sentido, tem sido encontrado.
Entre os benefícios decorrentes do sistema de taxas de câmbio flexíveis está a proteção da economia a choques externos e a potencial independência de ações de
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política econômica. Entretanto, uma crescente incerteza, devido a alta volatilidade das taxas de câmbio, pode afetar o comércio internacional, e portanto, reduzir as vantagens de especialização do país. Além disso, os adeptos do regime de taxas de câmbio fixas argumentam que desde o advento do regime flutuante, as taxas de câmbio tem sido excessivamente voláteis e os desvios de seus valores de equilíbrio persistem ao longo do tempo. Enquanto aqueles que defendem o regime de câmbio flexível sustentam que as taxas de câmbio são guiadas pelos fundamentos, e que mudanças nos fundamentos podem requerer mudanças mais abruptas das paridades fixas. Assim, um sistema de taxas fixas poderia não resolver o problema da volatilidade não antecipada pelos agentes. Além do mais, uma maior flexibilidade da taxa de câmbio facilita ajustes no balanço de pagamentos necessários em resposta a choques externos, e, portanto, pode reduzir a necessidade de se aumentar o controle de capitais para que se atinja o equilíbrio. Deste modo, decisões a respeito de regimes de taxas de câmbio e outras políticas cambiais dependem de como se pesar otimamente estes custos e benefícios.
Muitos estudos empíricos, que tem examinado esta relação entre volatilidade e comércio internacional, usando-se séries de tempo, obtiveram resultados mistos. De um lado, um número de estudos tem argumentado que a volatilidade da taxa de câmbio impõe custos sobre os participantes de mercado avessos ao risco, que geralmente irão responder a isto, na margem, favorecendo o comércio interno em detrimento do comércio externo. Este argumento vê os agentes como se não pudessem diversificar os riscos de câmbio. Se hedging não constitui uma possibilidade ou então se o seu custo é alto, e o agente é avesso ao risco, os lucros esperados do comércio irão cair se o risco de taxa de câmbio subir. Aktar & Hilton(1984), Coes(1981), Cushman(1983,1986), Kenen & Rodrik( 1986), Koray& Lastrapes( 1989), Thursby & Thursby( 1987), De Grauwe(1988), Poso(1992) dão suporte a esta visão. Por outro lado, Frankel(1992), Giovannini(1988) e Sercu & Vanhulle (1992), Edison & Melvin(l990), advogam que há benefícios para o comércio internacional advindos da volatilidade da taxa de câmbio ou risco cambial. De acordo com estes estudos, o comércio pode ser visto como uma opção comprada pelas firmas. Como qualquer outro tipo de opção, o valor do comércio pode subir com a alta da volatilidade. Frankel(1992) desenvolveu um modelo no qual a firma avalia os custos de saída (ou entrada) associados ao fato de deixar (ou entrar) o mercado externo devido às perdas (ou ganhos) geradas pelas exportações. Levando em consideração várias hipóteses comportamentais, é possível que uma dada firma entre no mercado cedo demais ou saia tarde demais quando a volatilidade aumentar, aumentando o número médio de firmas tradings. Além disso, o efeito substituição, em relação aos produtos comercializáveis que saíram, por exemplo, do setor exportador, devido a alta volatilidade da taxa de câmbio, pode ser dominado pelo efeito renda que trabalha na direção oposta. De Grauwe( 1988) argumenta que este pode ser o caso se os produtores forem suficientemente avessos ao risco e aumentarem os recursos empregados no setor exportador para compensar a diminuição na utilidade esperada da receita de exportação causada pelo aumento da volatilidade da taxa de câmbio. Evidência empírica corroborando esta visão pode ser encontrada em IMF(1984) e Asseery & Peel(1991). Hooper & Kohlhagen(1978), Gotur(1985) e Bailey, Tavlas & Ulan(1986), por outro lado, não acharam evidência de que volatilidade da taxa de câmbio teria algum efeito significativo sobre o fluxo de comércio internacional.
Um dos problemas potenciais é a natureza ad hoc na qual a volatilidade da taxa de câmbio é mensurada. Na maioria dos casos, uma função simples de taxas de câmbio
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passadas, por exemplo, um desvio padrão móvel de taxas de crescimento passadas. servem como proxy da volatilidade variável no tempo. Este arcabouço tem a desvantagem de ignorar informações importantes sobre o processo estocástico que gera as taxas de câmbio.
Por exemplo, Clark (1973) demonstrou que a incerteza sobre a taxa de câmbio parece ter um efeito negativo sobre o comércio em um modelo estático simples. Neste trabalho foi desenvolvido um modelo de uma firma exportadora que produz, sob competição perfeita, uma commodity que é vendida totalmente para o exterior. A empresa não utiliza insumos importados e o preço em moeda estrangeira do bem importado é uma variável exógena. A firma é paga em moeda estrangeira e o hedging é limitado. O produto é constante durante o horizonte de planejamento da firma. A incerteza em relação à taxa de câmbio futura é vista como incerteza em relação às receitas de exportação futuras em moeda doméstica. A firma decide o quanto deve produzir levando esta incerteza em consideração. Para isto, esta maximiza o valor de sua utilidade esperada, que, por hipótese, consiste em uma função quadrática dos lucros expressos em moeda corrente (U(lucros) = a * lucros + P * (lucros)2). Como supõe-se aversão ao risco, a condição de primeira ordem requer que a receita marginal exceda o custo marginal. A firma deve ser compensada pelo risco de taxa de câmbio que enfrenta. A curva de oferta se desloca para a esquerda e reduz-se o volume de produto e comércio, pois uma firma avessa ao risco quer sempre reduzir sua exposição a este. Reduzindo as vendas, tanto os lucros esperados quanto a variância destes diminui, porém, a utilidade esperada aumenta. Se os insumos forem importados, a contração na oferta de exportação seria menor. Apenas no caso extremo de correlação perfeita entre as receitas e os custos da empresa em termos da moeda doméstica, é que uma maior variabilidade da taxa de câmbio não surtiria efeitos sobre a variância dos lucros.
Baron (1976) retirou a hipótese de competição perfeita para analisar o efeito da volatilidade da taxa de câmbio sobre os preços. Quando o exportador fatura em moeda estrangeira, como no exemplo anterior, enfrenta risco de preços. A quantidade demandada é conhecida, já que os preços não mudam durante o período do contrato, mas o fluxo de receita e dos lucros é incerto. Quando recebe em moeda doméstica, o exportador enfrenta o risco quantidade. A quantidade demandada é incerta pois o preço enfrentado pelo comprador é incerto. Além disso, os custos da produção se tomam também incertos. Em ambos os casos, as firmas avessas ao risco querem reduzir sua exposição ao mesmo porém o efeito preço será diferenciado. Se a firma recebe em moeda estrangeira, um aumento nos riscos resulta em um aumento de preços, ou seja, a curva de oferta se desloca para cima. Então, um preço maior reduz os lucros esperados mas aumenta a utilidade esperada. Se a firma fatura em moeda doméstica, sua resposta irá depender das propriedades da função demanda no mercado. Se a função for linear, o autor mostra que os preços diminuem, o que leva a um aumento da demanda. Por outro lado, as margens de preço-custo diminuem, trazendo redução da expectativa e variância dos lucros.
Trabalhos subseqüentes levaram a conclusões similares usando modelos e hipóteses diferentes, apesar da aversão ao risco ser comum a todos esses.
Motivados por estes resultados teóricos, vários pesquisadores empíricos tentaram quantificar este efeito negativo da variabilidade da taxa de câmbio sobre o comércio.
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Sob hipóteses razoáveis, a variabilidade da taxa de câmbio é estreitamente relacionada a incerteza sobre a taxa de câmbio. Entretanto, estes pesquisadores não acharam evidência significativa dos efeitos hipotéticos da variabilidade da taxa de câmbio sobre o volume de comércio internacional.
Hooper & Kohlhagen (1978) construíram um modelo teórico para analisar o impacto do risco de câmbio sobre os preços e volumes de comércio e testaram esse modelo empiricamente para vários fluxos de comércio envolvendo os Estados Unidos e a Alemanha no período 1965-1975. O modelo teórico previa que, se os traders forem avessos ao risco, um aumento da variabilidade da taxa de câmbio nominal reduz o volume de comércio, e em relação ao seu preço, este dependeria de qual o lado da transação suportaria os riscos. Os autores primeiro derivam as funções de oferta e demanda para firmas individuais e depois fazem uma agregação destas para obterem a equação de forma reduzida para o preço e quantidade de equilíbrio. Os parâmetroschave no modelo são a denominação da moeda dos contratos, a proporção de hedging utilizada nas transações, e o grau de aversão ao risco de exportadores e importadores. A volatilidade da taxa de câmbio, obviamente, afeta apenas a porção do lucro das transações cujo risco não foi coberto pelo hedge. Os testes empíricos levaram à conclusão de que não havia efeito significativo do risco cambial sobre o volume de comércio, apesar de que, aparentemente, os preços de importação e exportação foram afetados. Os autores primeiro derivam o modelo para a demanda, com as importações tratadas como insumos usados em proporção fixa na produção de bens absorvidos pelo mercado doméstico. Por hipótese, o importador é considerado como um tomador de preços e tem como dada uma curva de demanda para seu produto. Um aumento na volatilidade da taxa de câmbio aumenta a variância dos lucros e desloca para baixo a curva de demanda, levando a uma diminuição na quantidade e nos preços. O tamanho desta variação aumenta de acordo com a magnitude da elasticidade preço da curva de demanda, com o grau de aversão ao risco e com o grau da exposição da empresa ao risco. A curva oferta de exportações é modelada através de um arcabouço de mercado monopolístico. Os exportadores vendiam todo o produto no mercado externo. Dessa forma, um aumento no risco de taxa de câmbio leva à uma contração da curva de oferta. As quantidades são reduzidas e o preço aumenta. O modelo em sua forma reduzida mostra uma clara relação negativa entre a variabilidade da taxa de câmbio e o volume de comércio.
Gupta (1980) estimou equações de oferta de exportação para cinco países desenvolvidos e para dois deles achou relação estatisticamente significativa: a oferta de exportação era negativamente relacionada à volatilidade de curto prazo da taxa de câmbio nominal.
Coes (1981) estudou a experiência brasileira e achou que a redução da incerteza da taxa de câmbio real que se seguiu à adoção de um crawling peg em 1968, teve um grande efeito positivo sobre as exportações.
Rana (1981) examinou as importações de países asiáticos e encontrou efeitos negativos da volatilidade sobre o volume de comércio internacional nos casos da Korea do Sul, Taiwan e Filipinas.
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No artigo de Cushman (1983) analisou-se, empiricamente, os efeitos da volatilidade cambial sobre o volume e os preços de comércio utilizando-se o modelo de Hooper & Kohlhagen (1978). Estimou-se, empiricamente, catorze fluxos de comércio entre países industrializados. Enquanto o modelo de Hooper & Kohlhagen supôs maximização de lucros nominais e taxas de câmbio nominais, o modelo de Cushman se utiliza de maximização de lucros reais e níveis de preços domésticos e externos em adição às taxas de câmbio nominais. Portanto, a medida de volatilidade da taxa de câmbio é baseada na taxa de câmbio real. São estudados catorze fluxos de comércio dos Estados Unidos e da Alemanha em relação à Grã-Bretanha, França, Canadá, Japão a partir de 1965 até 1977 com observações trimestrais. O resultado encontrado mostra que a expectativa de longo prazo de um aumento da taxa de câmbio real aumenta a quantidade de comércio, enquanto um aumento da incerteza relacionada a esta variável reduz o volume de comércio.
Todavia, uma extensão do trabalho de Cushman, feito pelo departamento de pesquisa do FMI, cobrindo as exportações entre sete países industriais para os outros seis (42 equações) resultou que, em apenas dois casos, o coeficiente da variabilidade foi negativo e estatisticamente significativo.
Akhtar & Hilton (1984) examinaram esta questão de se a incerteza sobre a taxa de câmbio, cuja proxy é a volatilidade cambial, tem efeitos adversos estatisticamente significativos sobre o comércio internacional. Os resultados encontrados corroboraram a hipótese de que a volatilidade da taxa de câmbio mensurada pelo desvio padrão de índices das taxas de câmbio efetivas nominais tem impacto adverso sobre o comércio agregado de bens manufaturados dos Estados Unidos e da Alemanha. Tendo como base os resultados das regressões, os autores disseram que havia um efeito adverso da volatilidade da taxa de câmbio sobre os volumes de exportação e sobre os preços de importação americanos e sobre as exportações e importações da Alemanha. Portanto, os autores concluem que a incerteza da taxa de câmbio nominal tem um efeito significativo negativo sobre o comércio. Apesar dos resultados baseados em volatilidade da taxa de câmbio real serem menos conclusivos, os autores concluíram que, da perspectiva do comércio internacional, é desejável reduzir a incerteza ou variabilidade da taxa de câmbio.
Gotur (1985) analisou os resultados de Akhtar & Hilton (1984) estendendo o modelo para incluir França, Japão e Grã-Bretanha. Além disso, examina a robustez dos resultados com relação às variações na escolha do período da amostra, medida de volatilidade e técnicas de estimação. A principal conclusão desse trabalho é que a metodologia de Akhtar-Hilton não consegue estabelecer uma ligação sistemática entre a medida da variabilidade da taxa de câmbio e o volume do comércio internacional. Isto não quer dizer que efeitos adversos significativos não pudessem ser detectados em casos individuais, porém, vistos no geral, os resultados tenderam a ser instáveis e não significativos.
Kenen & Rodrik( 1986) examinaram a volatilidade de curto prazo das taxas de câmbio reais efetivas e seu impacto nas importações de países industriais. O trabalho trata de 11 países desenvolvidos com dados para o período de taxas flutuantes. Isto levou à três conclusões. Primeiro, achava-se que, com o tempo, a volatilidade diminuiria pois representa um tipo transitório de ineficiência de mercado. Porém, a
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volatilidade não diminuiu à medida em que os mercados ganharam experiência com taxas de câmbio flutuantes. Ao invés disso, a tendência parece estar na direção oposta para alguns países. Segundo, a exposição à volatilidade de curto prazo se diferencia entre os países. Terceiro, a volatilidade de curto prazo da taxa de câmbio real parece ter um efeito depressivo sobre o volume de comércio internacional.
Bailey, Tavlas & Ulan (1986) analisaram evidências a esse mesmo respeito em tomo dos sete grandes países da OECD: Canada, França, Alemanha, Itália, Japão e GrãBretanha a partir de 1973 até 1984. Acharam que a variabilidade da taxa de câmbio não afetou adversamente as exportações de qualquer um destes países no período de taxa de câmbio flexível.
Em alguns modelos como em De Grauwe (1988), a ligação negativa entre a volatilidade da taxa de câmbio e o nível de comércio aumenta com o grau de aversão ao risco. Se os agentes econômicos são avessos ao risco, a incerteza em relação a taxa de câmbio não afeta a decisão da firma. Entretanto, a teoria ainda não concluiu que um aumento no risco necessariamente leva a uma redução da atividade sujeita ao risco. Um aumento do risco tem um efeito renda e um efeito substituição. Esse aumento faz com que haja a tendência de se mudar para uma atividade menos arriscada e este seria o efeito substituição. Ao mesmo tempo, diminui a utilidade total esperada da atividade e, por isso, recursos adicionais seriam direcionados a esta, no caso, o efeito renda. De Grauwe (1988) deriva um modelo de uma firma que opera sob condições de competitividade perfeita que pode alocar sua produção entre os mercados interno e externo. O efeito de um aumento no risco cambial dependerá das propriedades de convexidade da função de utilidade, que por sua vez depende do grau de aversão ao risco.
Koray & Lastrapes (1989) usaram modelos V AR para investigar o impacto da volatilidade da taxa de câmbio real sobre as importações bilaterais da Inglaterra, França, Alemanha, Japão e Canadá em relação aos Estados Unidos. O sistema VAR inclui variáveis macroeconômicas que são estimadas separadamente para cada país. Os resultados mais importantes sugerem que o impacto da volatilidade sobre as importações aumenta do regime de taxa de câmbio fixo para o regime de taxas de câmbio flexíveis. Entretanto, os efeitos da volatilidade sobre as exportações são fracos, apesar de choques permanentes de volatilidade terem um impacto negativo sobre essa medida de comércio.
Outro trabalho que apresenta suporte adicional à noção de que o aumento da volatilidade da taxa de câmbio reduz o volume de comércio é o de Pozo (1992). Nesse estudo examina-se a influência da volatilidade sobre os fluxos de comércio bilaterais da Inglaterra e Estados Unidos no período 1900-1940, supondo-se que a taxa de câmbio segue um processo Garch.
O trabalho de Gagnon (1993) estendeu a pesquisa teórica anterior construindo um modelo de otimização dinâmica de agentes avessos ao risco que é caracterizado por custos de ajustamento e expectativas racionais. O modelo é analisado tanto sob a hipótese de competição perfeita quanto a de monopólio. Modelos estáticos são vistos como casos especiais sem custo de ajuste. A conexão entre a variabilidade e a incerteza da taxa de câmbio é modelada explicitamente. O modelo é usado para explorar as implicações teóricas para o comércio de um aumento da variabilidade da taxa de câmbio. Seus resultados teóricos concluem que o aumento da variabilidade da taxa de câmbio
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tende a diminuir o nível de comercIO. Para qualquer parametrização plausível do modelo, o efeito de um aumento da variabilidade da taxa de câmbio sobre o fluxo de comércio é muito pequeno para ser estatisticamente detectável. O autor mostra este resultado como sendo extremamente robusto, pois o modelo foi construído para ressaltar o efeito da variação da taxa de câmbio sobre o comércio. Esse ignora muitas modificações que serviriam para minimizar o impacto da variabilidade da taxa de câmbio.
Kroner & Lastrapes (1993) utilizaram um modelo de Garch-in-mean multivariado para examinar a relação existente entre a volatilidade da taxa de câmbio nominal e os preços e fluxos de exportação. Os testes são feitos para cinco países industrializados após a era Bretton Woods. São estes: Estados Unidos, Grã-Bretanha, Alemanha, Japão e França. Os resultados mostraram que a variância condicional Garch tem um impacto significativo nas equações de todos os países. Impacto esse que tanto pode ser positivo quanto negativo dependendo do país. A magnitude do efeito foi maior em relação aos preços do que em relação as quantidades.
Chowdhury (1993) analisou a relação dinâmica entre o volume de exportação e uma medida de volatilidade da taxa de câmbio em um contexto de modelo de correção de erro multi variado. O modelo é estimado para cada um dos países pertencentes ao G-7 no período 1973-1990. Os resultados indicaram que a volatilidade da taxa de câmbio tem um impacto significativo e negativo sobre o volume das exportações destes países. Se os participantes do mercado são avessos ao risco, estes resultados implicam que incerteza sobre a taxa de câmbio faz com que reduzam suas atividades, mudem preços, ou modifiquem sua oferta ou demanda de forma a minimizar a sua exposição aos efeitos da volatilidade da taxa de câmbio. Segundo o autor, estes resultados diferem dos anteriores talvez porque o estudo foi baseado no comportamento de variáveis não estacionárias.
Caporale & Doroodian (1994) utilizaram um modelo Garch para obterem uma medida da variância condicional da taxa de câmbio real USAlCanada do período pós Bretton Woods e testar se a volatilidade da taxa de câmbio real tem efeito adverso sobre o valor das importações dos Estados Unidos vindas do Canadá. Desta forma, concluíram que a proxy usada tem um efeito negativo e significativo sobre o volume do fluxo de comércio.
Para que seja feito um estudo deste tipo no Brasil, há de se considerar, dadas as peculiaridades da economia em questão e o fato deste nunca ter sido feito, muitos outros fatores, ao invés de simplesmente se fazer uma regressão relacionando volatilidade da taxa de câmbio e exportação/importação. Isto porque, nos últimos anos, o país passou por uma abertura comercial, mudanças tanto nas tarifas de exportação e importação dos mais variados produtos e entrada no Mercosul. Logo, esta não seria uma estimação robusta. Além disso, alterações nos preços internacionais das commodities, por exemplo, podem influenciar de alguma forma o ritmo das exportações, não sendo necessariamente relacionado ao movimento da taxa de câmbio brasileira. Todavia, este estudo está fora do escopo deste trabalho.
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4.5 CONCLUSÃO
Neste estudo, foram investigadas as volatilidades das taxas de câmbio reais e nominais, das taxas de juros também reais e nominais, para o Brasil, a partir de 1992 até 1996 com dados diários, e as volatilidades das taxas de câmbio e de taxas de juros nominais para o Chile, a Colômbia e o México. Estes foram países em que foi implementado o regime de bandas de câmbio, sejam estas fixas ou flutuantes. O período estudado em cada caso correspondeu ao anterior e ao período durante a vigência deste tipo de regime. O método utilizado na estimação de volatilidades foi o Garch (1,1) bivariado e em alguns casos usou-se o Garch univariado.
Em todos os países pôde-se perceber que a volatilidade das variáveis estudadas diminuiu durante o período de permanência das bandas de câmbio em comparação ao período de taxas flutuantes ou mesmo em relação ao período de taxas administradas. No caso do México, notou-se que houve um grande aumento da volatilidade depois da entrada do país em um regime de taxas flutuantes, porém a volatilidade diminuiu consideravelmente após a efetivação do empréstimo de emergência, o que contribuiu com o decréscimo de incerteza na economia. Além disso, em quase todos os países, com exceção do Chile, observou-se um trade-of! positivo entre a volatilidade da taxa de câmbio e a volatilidade da taxa de juros.
Com estes resultados, pode-se afirmar que o regime de bandas de câmbio contribuir para a estabilidade, na medida em que diminui a incerteza por parte dos agentes econômicos em relação a variações bruscas da taxa de câmbio. Entretanto deve ser utilizada apenas por um período de tempo necessário para que as reformas na economia sejam feitas. As bandas de câmbio podem ser vistas como um amparo artificial para que a economia saia da inflação e volte a crescer. Após isto, um regime de câmbio flutuante ou de bandas flutuantes, como no Chile deve ser o mais apropriado para diminuir a incerteza dos agentes econômicos quanto ao comprometimento do governo com a estabilidade e com a disciplina fiscal, dando mais credibilidade e transparência à economia.
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4.6 ApÊNDICE 1 - HISTÓRICO
4.6.1 BRASIL
o início de 1990 foi marcado pelas expectativas dos agentes econômicos quanto às mudanças que estavam por vir com a posse do novo presidente.
Em fevereiro, mês que antecedeu a posse do novo governo, foram efetuadas mudanças no mercado de câmbio. Estas permitiram às instituições bancárias credenciadas no mercado de câmbio, realizarem operações de arbitragem com posição própria do segmento comercial para o flutuante. Além disso, foi permitida a realização de operações de arbitragem entre os mercados de câmbio flutuante e ouro externo, cabendo ao Banco Central intermediar estas transações.
A nova equipe econômica tomou posse com um discurso de modernização e liberalização da economia. Em 15 de março de 1990 foi editado o Plano Collor, caracterizado principalmente pelo confisco de 80% da poupança financeira e a retomada do cruzeiro como moeda nacional.
Na área cambial, foi transferido do Banco Central para o mercado a responsabilidade pela determinação das taxas e a conciliação entre oferta e demanda de divisas no segmento comercial. A partir disto, esse mercado passou a ser chamado de mercado de taxas livres. A autoridade monetária deixou de garantir as posições vendidas das instituições financeiras, o que as levou a buscar divisas no mercado, através de compras primárias ou transações interbancárias a taxas livremente determinadas. Além disso, determinou-se que as instituições credenciadas a operar no mercado de câmbio, pudessem adquirir qualquer volume de divisas, isto é, mantivessem ilimitadas suas posições compradas em divisas. Acima de determinado limite, o excedente teria que ser obrigatoriamente depositado no Banco Central.
Com as novas regras, o BC modificou seu critério de atuação no mercado de taxas livres. Em vez de tentar equiparar a desvalorização do cruzeiro à inflação interna, tendo como conseqüência a livre flutuação das reservas, optou por fixar, para as reservas cambiais, metas compatíveis com as previstas para a base monetária. Portanto, a autoridade monetária somente deveria intervir no mercado para garantir o cumprimento das metas monetárias. Caberia ao mercado ajustar a demanda e a oferta de divisas, permitindo, dentro de limites, a flutuação da taxa de câmbio.
o resultado, porém foi uma grande depressão na taxa de câmbio do cruzeiro em relação ao dólar no decorrer de 1990, devido ao excesso de divisas existente no mercado. O governo, então reavaliou o nível da taxa de câmbio frente a uma reaceleração da inflação interna (até agosto de 1990, a correção cambial havia variado 531,04%, contra 803,79% do IGP-DI da FGV). Em setembro, o Banco Central começou a efetuar compras no mercado de câmbio (segundo avaliações do mercado na época, cerca de US$800 milhões), no intuito de desvalorizar o cruzeiro diante do dólar. Tal operação foi denominada de "flutuação suja", pois as cotações poderiam variar até um limite que o Banco Central considerasse adequado.
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Na verdade, desde 1989, observou-se a tendência de um processo mais amplo de abertura da economia, com maior liberalização no mercado de câmbio e na área de comércio exterior. Embora a balança comercial brasileira tenha obtido superávit de US$l1 milhões, este saldo foi 31,4% inferior ao do ano anterior, devido a concessão de incentivo às importações, via redução das tarifas alfandegárias ao longo de 1990.
A abertura da economia prosseguiu em 1991, quando foi permitido o acesso direto de investidores institucionais estrangeiros ao mercado de ações, o Anexo IV, e a repatriação dos fundos aplicados sem prazo mínimo de permanência, além de conceder isenção de imposto de renda sobre os ganhos de capital.
Mas, até agosto daquele ano, dentro do sistema de flutuação suja, registrou-se uma valorização real de 11,34% do cruzeiro em relação ao dólar, o que prejudicou as exportações brasileiras e levou à retração do ingresso de divisas no país. No final de setembro, o Banco Central promoveu uma desvalorização de 14% no cruzeiro em relação ao dólar. A partir de então, o governo resolveu adotar uma atitude intervencionista no mercado, estabelecendo uma política de taxas de câmbio em termos reais. Foi instituída e regularizada a realização dos leilões periódicos de compra e venda de moeda estrangeira (go arounds) no mercado de taxas livres afim de que houvesse uma compatibilidade entre a correção cambial e a inflação. Portanto, ao final de 1991, quando a taxa de câmbio do cruzeiro em relação ao dólar se tomou compatível com o processo inflacionário interno e o governo adotou uma política de juros elevados, houve substancial ingresso de capital no país, fruto não apenas de investimentos estrangeiros, mas também da captação de recursos externos por empresas estrangeiras.
As medidas conseguiram reverter o processo de valorização real do cruzeiro em relação ao dólar. A moeda nacional terminou o ano com uma rentabilidade real positiva de 7,42% levando-se em consideração o índice IP A. Além do acesso das instituições financeiras ao mercado, aumentou significativamente a disponibilidade dos ativos financeiros com cláusula cambial, como os certificados de depósitos bancários emitidos no exterior por bancos brasileiros, as export notes emitidas por exportadores e as Notas do Tesouro Nacional.
Em 1992, o governo manteve a orientação de ampliar a abertura econômica, com o estímulo à entrada de recursos externos, que elevaram o nível de reservas para US$23,8 bilhões no final daquele ano, contra US$ 9,4 bilhões no mesmo período de 1991.
V árias medidas para regular o fluxo de capitais estrangeiros foram tomadas no decorrer de 1992. Entre as quais estava a revogação da proibição de remessas (royalties e assistência técnica) de uma subsidiária para sua matriz no exterior e a isenção da obrigatoriedade de se depositar, no Banco Central, a remessa destinada ao exterior para pagamento do principal e dos juros de natureza financeira.
Somado à crise política nacional desencadeada em abril de 1992, o excesso de divisas, fator de pressão sobre a base monetária, começou a desestabilizar a economia, provocando alta do ágio do dólar paralelo em relação ao oficial e o início das intervenções quase diárias do Banco Central no câmbio. Houve diversas medidas no sentido de se restringir as modalidades de investimento estrangeiro no país. As reservas
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internacionais passaram de US$23,8 bilhões em 1992 para US$ 32,2 bilhões em 1993, com a contínua intervenção do Banco Central para controlar as cotações.
No primeiro semestre de 1994, o governo tentou novamente restringir a entrada de recursos externos no país, com a introdução de diversos normativos. Entre eles. a proibição ao investidor estrangeiro de adquirir NTNs para participar do Programa Nacional de Desestatização e a suspensão, por até 360 dias, da contratação do câmbio antes do embarque da mercadoria. Mesmo assim, as operações do setor externo foram as principais responsáveis pelo crescimento da base monetária nos primeiros seis meses do ano. O impacto de US$15,4 bilhões não pôde ser revertido sequer pelas operações com títulos federais no mercado, principal instrumento do governo para absorver os recursos estrangeiros na economia.
Com as reservas totalizando US$42,8 bilhões até o final de junho, o governo implementou o Plano Real em 10 de julho de 1994. Na primeira metade de 1994. a economia brasileira conviveu com a URV - Unidade de Referência de Valor, cuja cotação em 30 de junho de 1994 (CR$2.750,00) passaria a equivaler à uma nova moeda brasileira: o real (R$). A URV refletia uma cesta de índices de preços e variava tendo o dólar como parâmetro. Além disso, o Banco Central adotou a paridade fixa de US$1 ,001R$1 ,00 na cotação de venda, sem qualquer menção quanto à taxa de compra, o que sinalizava uma tendência de permitir a livre flutuação das cotações do real em relação ao dólar americano, em relação à taxa de compra, de acordo com o mercado. A partir disto, houve uma queda nominal do real em relação ao dólar, que atingiu sua cotação mais baixa em relação a unidade de moeda nacional. O Banco Central deixou de intervir no mercado de câmbio nos meses de julho e agosto, voltando a atuar em setembro no sentido de sinalizar um limite mínimo para as cotações. Entretanto, esta desvalorização do dólar em relação ao real, de julho a outubro, variação esta nominal negativa de 15,40%, não implicou em nenhuma contração acentuada das exportações brasileiras.
4.6.2 CHILE
Em outubro de 1994, o governo adotou um conjunto de medidas destinadas à combater o excesso de oferta de moeda estrangeira. Reduziu os prazos máximos para a realização dos contratos de antecipação do câmbio, elevou a alíquota de IOF sobre os investimentos estrangeiros realizados no mercado de renda fixa, no de títulos e valores mobiliários e eliminou diversos limites para a aquisição de moeda estrangeira em operações do mercado de taxas flutuantes.
Neste mesmo mês, outubro de 1994, foi implementado o sistema de bandas cambiais implícitas, com a margem superior da banda em 0,86 e a margem inferior em 0,83. A fixação das bandas reverteu a tendência de valorização nominal da moeda estrangeira. Porém, com a crise do México, o cenário de abundância de divisas começava a mudar. Depois disto, em março de 1995, o tumultuado anúncio da instituição das bandas explícitas levou a um ataque especulativo contra a moeda doméstica e o Banco Central foi obrigado, quatro dias depois, a modificar mais uma vez a faixa da banda de câmbio e instituir várias medidas para diminuir a saída de capitais do país. A defesa das bandas custou cerca de US$4,2 bilhões de reservas internacionais, consumidos em dezenas de leilões realizados pela autoridade monetária.
96
Após esta crise cambial, o Banco Central iniciou um processo gradual de recuperação da taxa de câmbio, movendo-a lentamente dentro dos novos limites fixados em junho de 1995, R$0,91-R$0,99/US$I,00. A partir destas novas margens, surgiram as "mini-bandas" cambiais, quando o governo determina pequenas margens de atuação, as chamadas intervenções intramarginais, dentro da banda oficial, muito se assimilando ao crawling pego Depois disto, a outra mudança da banda que ocorreu foi em 31 de janeiro de 1996 quando a banda oficial passou para, R$0,97-R$I,01/US$I,00.
A introdução de um regime de bandas de câmbio no Chile, em 1984 foi precedida por um período de crise de dívida e turbulência no mercado de câmbio internacional, além de crises bancárias internas, problemas que se refletiram em desvalorizações discretas, porém freqüentes. Inicialmente, a principal ênfase foi gerar mini-desvalorizações que pudessem melhorar a competitividade e aliviar a restrição externa que consistia no limitado acesso aos mercados de capitais. A ênfase se modificou depois de 1990 quando o Banco Central, independente, colocou um peso maior sobre a importância de se reduzir a inflação.
A banda chilena tem uma paridade central que vai se desvalorizando ao longo do tempo, também chamada de crawling central parity, definida em termos de uma cesta de taxas de câmbio internacionais e cujo limite de flutuação era de 10% em torno desta taxa central estipulada pelo banco central chileno. Além disso, a banda seguia o modelo backward-looking. Neste, a taxa de desvalorização da paridade central para um certo período futuro (o próximo mês, por exemplo) é função da diferença entre a inflação do período anterior e uma previsão da inflação externa.
o exemplo do Chile é particularmente interessante de se sublinhar, porque representa um caso no qual um ambiente macroeconomicamente estável tem sido a regra por vários anos e onde ocorreram, ao longo de um grande período, várias reformas estruturais. O Chile consiste no único país da América Latina em que a maior parte do influxo de capitais é constituída por investimento estrangeiro direto. O investimento estrangeiro bruto neste país aumentou de 1 % do PIB em 1986 para 9% do PIB em 1994, fazendo com que a totalidade do balanço de pagamentos ficasse menos sensível às variações de curto prazo nas taxas de juros e às percepções do mercado financeiro. Além disso, o programa de reformas chileno levou à um contínuo aumento da produtividade. E isso tornou possível manter o aumento das exportações, mesmo com a apreciação da taxa de câmbio real. Enquanto o peso se apreciou 25% em termos reais, entre 1990 e 1994, a produtividade aumentou em média 3,8 ao ano. Os fundamentos econômicos do Chile e a qualidade da administração levam a crer que o país pode lidar com riscos potenciais. Se problemas regionais produzirem uma redução temporária da taxa de entrada de capitais, o Chile pode suportar esta redução, dado seu pequeno déficit em conta corrente, sua alta taxa de poupança interna e sua posição confortável em relação ao nível de reservas internacionais.
Abaixo os gráficos das taxas de câmbio chilena, juntamente com suas bandas cambiais.
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4.6.3 COLÔMBIA
Entre 1967 e 1991 o regime cambial que prevalesceu no país foi baseado em desvalorizações graduais, por meio das quais o Banco de la República ajustou a taxa de câmbio nominal de acordo com critérios definidos pelo programa de política econômica em vigor. Seu principal objetivo foi promover as exportações não tradicionais e diminuir a dependência da economia dos movimentos das exportações de café. As variáveis consideradas na definição da meta de desvalorização foram os diferenciais de inflação interna e externa, principalmente em relação aos Estados Unidos, o comportamento da balança de pagamentos e a intensidade das pressões inflacionárias. Por exemplo, durante o período de prosperidade do café na Colômbia, na segunda metade dos anos 60, as desvalorizações ocorreram em um ritmo inferior ao excesso de inflação interna sobre a externa, para diminuir as pressões inflacionárias originadas pelo forte crescimento monetário criado pela acumulação de reservas internacionais. Em contraste, na segunda metade dos anos 80, o câmbio foi desvalorizado a taxas inferiores aos diferenciais de inflação com o fim de promover as exportações não tradicionais. Entretanto, o principal custo deste sistema foi o aumento da taxa de inflação e a taxa de câmbio nominal se tornou um fator de indexação da economia.
A partir de 1991 houve um maior grau de flexibilidade da taxa de câmbio nominal, abandonando-se o sistema de mini-desvalorizações. E, a partir janeiro de 1994, o governo adotou um sistema explícito de banda cambial diagonal. Neste esquema o Banco de la República defende o valor da moeda se esta chega ao teto ou ao piso de uma banda. Esta faixa de atuação inclui uma diferença de 15% entre os limites inferiores e superiores da banda que em 1994 se desvalorizou em 11,5% e em 1995, 13,5%. Todas estas desvalorizações da faixa da banda são pré-estabelecidas pelo governo no final do ano anterior ao da vigência da nova banda.
A seguir estão os gráficos da taxa de câmbio nominal, da taxa de juros nominal e da taxa de inflação referentes ao período estudado.
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4.6.4 MÉXICO
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A partir de 1 o de março de 1988 o governo mexicano fixou a taxa de câmbio em relação ao dólar por um período de três meses, devido à introdução de um pacto antiinflacionário. Este regime de taxas fixas se estendeu até o final daquele ano. Depois disto, em janeiro de 1989, o governo mexicano passou a anunciar previamente o montante de depreciação diária que sofreria o peso. Em 28 de março de 1990 a depreciação diária da moeda mexicana foi fixada em 0,80 por dólar ao dia, passando a 0,40 por dólar ao dia até novembro de 1991, quando a taxa de câmbio passou a flutuar dentro de bandas diagonais. O piso da banda de câmbio era fixo, porém sua margem superior sofria desvalorizações diárias pré-estabelecidas.
Em 20 de dezembro de 1994 o peso mexicano foi desvalorizado em 15%. Dois dias antes, pressões do mercado levaram a uma mudança para a regime de livre flutuação do câmbio. A crise mexicana refletiu vários fatores como o tamanho do influxo de capitais no início dos anos 90, os emergentes desequilíbrios externos e internos, a concentração das dívidas governamentais em títulos de curta maturidade e problemas no sistema bancário. A situação mexicana não se estabilizou até que um pacote de ajuda externa proves se a assistência necessária e até que um programa crível de ajuste fosse colocado em prática.
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BIBLIOTECA MARIO HENRIQUE SIMlJrL~ /',; FUNDAÇÃO GETUUO VARGA::i
No período entre 1990-1993, o México recebeu US$91 bilhões em influxos de capitais, ou seja, mais ou menos 1/5 de todo influxo de capital para os países em desenvolvimento. A entrada de capitais no México atingiu seu ápice em 1993 quando entraram cerca de 30 bilhões, representando 20% dos fluxos dos países em desenvolvimento. Como resultado desta entrada de capitais, as reservas internacionais mexicanas cresceram rapidamente, indo de um nível de US$6,3 bilhões no final de 1989 para US$25, 1 bilhões no final de 1993 e que continuaram a crescer até o início de 1994.
Uma grande porção do fluxo de capitais que se deslocou para o México, foi constituído por investimentos de portfolio. No período abrangendo 1990-1993, US$22 bilhões de investimento estrangeiro foram para o mercado de ações mexicano, incluindo perto de US$11 bilhões em 1993. O índice da Bolsa subiu 436% em dólar no período 1990-1993.
Ou seja, uma série de eventos domésticos e internacionais afetaram os mercados mexicanos em 1994. O primeiro destes eventos foi o levante no Estado de Chiapas em janeiro de 1994. Isto foi seguido por um período de turbulência no mercado de títulos internacionais que ocorreu após um aumento da taxa de juros dos títulos americanos Federal Funds em 25 pontos base para 3,25% a.a. em 4 de fevereiro. Nos dois meses que se seguiram, houve um aumento das taxas de juros dos demais países.
Outros eventos políticos também trouxeram incerteza aos mercados. Em 23 de março de 1994, Luis Donaldo Colosio, o candidato à presidência do Partido Revolucionário Institucional (PRI) foi assassinado. Em 21 de agosto foi eleito Ernesto Zedillo como presidente pelo PRI. Porém as dificuldades políticas continuaram quando Jose Francisco Ruíz Massieu, secretário do PRI, foi assassinado. Além disso, logo após o novo presidente tomar posse em 10 de dezembro, ocorreu nova onda de violência em Chiapas, em 19 de dezembro de 1994, pouco antes da desvalorização do peso.
Com efeito, além destes eventos políticos e internacionais, pode-se dizer que os fundamentos macroeconômicos no México contribuíram de alguma forma para que se chegasse àquela situação de crise. Um dos fatores que contribuíram para o desequilíbrio interno mexicano foi que o Banco do México seguiu uma política de intervenção em 1994 quando o peso estava sob pressão, entre março e abril, no início de novembro e no final de dezembro. Esta intervenção teve o efeito de conservar o estoque de base monetária na presença de um declínio da demanda por pesos. Desta forma, o declínio nas reservas internacionais do México foi contrabalançado por um aumento dos ativos domésticos líquidos do Banco do México. As autoridades monetárias mantiveram baixas taxas de juros em um ano em que havia pressão sobre o peso mexicano e as taxas de juros dos países industrializados subiram. Além disso, o crédito doméstico estava se expandindo rapidamente e o déficit em conta corrente subiu de 6,4 % do PIB em 1993 para 8,0 % em 1994. Um aumento no déficit externo do México refletiu um agudo aumento de 20% no valor das importações, comparado com um aumento de 14% no valor das exportações. Este aumento das importações refletiu, em parte, a apreciação real de 35% do valor do peso no período de 4 anos. De positivo neste período, para o México, foi a redução na taxa de inflação interna e a manutenção do equilíbrio fiscal.
Em 22 de dezembro de 1994, foi instaurado o regime da livre flutuação para o peso. A partir desse fato, já instaurada a crise, começaram as negociações para que fosse
101
concedido ao México um empréstimo que pudesse aliviar um pouco as tensões internas, que depois se propagaram para toda a América Latina, o chamado "Efeito Tequila".
Entretanto, apenas em 31 de janeiro de 1995 foi anunciado o pacote de empréstimo para o México. Este consistiu de US$20 bilhões dos Estados Unidos. US$18 bilhões do FMI, US$10 bilhões do Bank of International Settlements e US$3 bilhões de bancos comerciais. Em 21 de fevereiro, México e Estados Unidos assinam o acordo do empréstimo e em 9 de março foi anunciado o novo plano econômico meXIcano.
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4.7 ApÊNDICE 2 - ANÁLISE DE COINTEGRAÇÃO, TESTE DE RAIZ UNITÁRIA E
REGRESSÕES UTILIZADAS NO MODELO
4.7.1 BRASIL 1. Análise de cointegração
Têm-se, portanto, os seguintes resultados da análise de cointegração (o software utilizado foi o PCfiml): A hipótese de não cointegração é rejeitada. A segunda linha testa a hipótese de um vetor de cointegração contra a hipótese alternativa de que ambas as séries são estacionárias.
Ho:rank=p -Tlog(l-À)
p == O 20.8*
P <= 1 5.,85
4.7.2 CHILE
1. Análise de cointegração
Os resultados da análise de cointegração (o software utilizado foi o PCfiml)são os seguintes: A hipótese de não cointegração é rejeitada também neste caso. A segunda linha testa a hipótese de um vetor de cointegração contra a hipótese alternativa de que ambas as séries são estacionárias.
Ho:rank=p -Tlog( l-À)
p== O
P <= 1
18.34*
0.1598
2. Testes de raiz unitária das variáveis em primeiras diferenças
Valores críticos: 5%=-3.435 1 %=-4.011;Com constante e tendência incluídas
t-adf Dtj 7.6726** 3 Dtj 8.5081 ** 2 Dtj 10.862** 1 Dtj 17.296** O Dtc 5.3040** 3 Dtc 5.6426** 2 Dtc 6.1425**
103
Valores críticos: 5%=-3.476 1 %=-4.097; Estão incluídas a constante e a tendência.
t-adf te 1.6104 3 te 1.7396 2 te 1.9315 I te 1.3031 O tj 2.2887 3 tj 2.2594 2 tj 2.1712 I tj 2.0234 O
4.7.3 COLÔMBIA
1. Análise de cointegração entre as variáveis
o resultado abaixo mostra que não há cointegração entre as variáveis taxa de câmbio e taxa de juros colombianas.
HO:RANK=P -TLOG( l-À)
p == O 11.45
P <= I 2,549
4.7.4 MÉXICO
1. Análise de cointegração das variáveis câmbio e taxa de juros mexicanas:
A análise abaixo mostra que as variáveis taxa de câmbio e taxa de juros cointegram e que existe um vetor de cointegração.
Ho:rank=p -Tlog( l-À)
p == O 384,5* P <= 1 2,188
104
CAPÍTULO 5- INCERTEZA, VOLA TILIDADE DA TAXA DE JUROS,
CRESCIMENTO E BEM-ESTAR ECONÔMICO
5.1 - INTRODUÇÃO
o objetivo deste trabalho é examinar as relações entre o nível de incerteza gerado pela taxa de inflação sobre o crescimento e bem-estar econômico. Isto é feito, primeiramente, analisando-se o impacto da incerteza sobre o nível de crédito da economia. Na literatura recente, observa-se uma grande quantidade de estudos relacionados aos efeitos da incerteza sobre o investimento privado, como em George & Morrisset (1995). Estes, por exemplo, utilizam a volatilidade do preço do capital como um indicador da incerteza e chegam à conclusão, a partir de resultados para o Chile, de que um aumento desta incerteza afeta negativamente o investimento privado. Outras abordagens sobre este assunto podem ser vistas em Leahy & Whited (1995), Rodrik (1989), Dixit (1992), Huizinga (1994). Desta forma, investiga-se muito a ligação da incerteza na economia com relação ao investimento, porém, pouco com relação ao crédito, que constitui uma das faces do processo produtivo. É muito em função da disponibilidade de crédito na economia, da capacidade de financiamento dos diversos setores, que serão gerados os investimentos necessários em tecnologia, capital físico e no aprimoramento do capital humano.
Assim, querendo-se examinar os efeitos da incerteza gerada pela taxa de inflação sobre o crédito, utiliza-se, neste trabalho, como proxy desta incerteza, a volatilidade da taxa de juros nominal. Isto, pois a taxa de juros nominal tanto engloba os efeitos da taxa de inflação, quanto é intrinsecamente ligada à demanda e oferta de crédito no país. Portanto, na primeira etapa, estima-se o impacto da volatilidade da taxa de juros nominal brasileira sobre o crédito real, a partir do período de janeiro de 1976 até dezembro de 1995, com dados mensais, valendo-se do modelo Garch(1, 1) bivariado.
Depois disso, são construídos dois modelos teóricos onde o crédito influencia a produção, o que por sua vez, tem implicações para o crescimento e bem-estar da economia. Na verdade, pode-se dizer que este impacto da incerteza, gerada pela taxa de inflação, sobre a taxa de crescimento da economia e sobre o bem-estar, é um custo de bem estar da inflação.
O trabalho se desenvolve como a seguir. A seção II descreve exemplos do que há na literatura a respeito de como a inflação afeta diretamente o mercado de crédito. Na seção li tem-se a formulação teórica do modelo Garch utilizado e a razão de sua escolha dentre os outros modelos de estimação de volatilidade existentes. Depois na seção seguinte, tem-se a estimação do modelo, envolvendo a volatilidade da taxa de juros nominal e o crédito real, para o Brasil. Na seção V é desenvolvido o modelo teórico que trata da influência do crédito sobre o crescimento e bem-estar econômico. Na seção VI conclui-se o trabalho.
105
5.2 - IMPACTO DA INFLAÇÃO SOBRE O MERCADO DE CRÉDITO
De Gregorio (1993) e Fischer (1993) mostraram que a inflação não apenas prejudica o crescimento através da redução do investimento, mas também, afetando a eficiência na alocação deste. N o modelo de De Gregorio & Sturzenegger (1994). a inflação afeta a habilidade do setor financeiro em distinguir entre produtores de alto e de baixo custo no momento da concessão de crédito. Há outros trabalhos que chamam a atenção para diferentes canais através dos quais a inflação pode afetar o funcionamento do mercado de crédito. Neumeyer (1992) desenvolve um modelo de mercados incompletos, onde instrumentos financeiros nominais desaparecem com uma inflação alta e variável, resultando em efeitos negativos sobre o bem estar. McKinnon (1991) argumenta que distorções nos mercados financeiros, advindas de problemas de perigo moral e seleção adversa, geram contrações no crédito que podem ser exacerbadas em ambientes macroeconômicos instáveis. Azariadis & Smith (1993) desenvolvem este mesmo ponto em um modelo de equilíbrio geral e mostram como esta situação de incerteza pode levar a problemas de incentivo, que reduzem a eficiência na alocação de recursos do sistema financeiro. No modelo de De Gregorio & Sturzenegger (1994), a inflação leva à deterioração da qualidade do crédito, diminuindo o retorno da poupança. induzindo ao declínio da oferta de crédito. Segundo os autores, de fato, ocorre que, um dos visíveis efeitos de programas de estabilização bem sucedidos é a reemergência do crédito ao setor privado.
No trabalho de Khamis (1996) examina-se empiricamente o comportamento do setor de crédito privado em países com uma inflação crônica que passaram por um programa de estabilização. O artigo mostra que estes programas tem sido caracterizados por um forte aumento no crédito do setor privado. Além disso, testes empíricos são utilizados para se determinar quando uma diminuição da inflação pode explicar um aumento no crédito. Os dados indicam uma relação negativa estatisticamente significativa entre crédito e inflação para o México, Argentina e Chile mas não para Israel. O trabalho também discute algumas das causas potenciais para o aumento de crédito durante estabilizações. Primeiro, a deflação pode expandir a oferta de crédito através da remonetização da economia quando a redução das taxas de juros nominais e os retornos dos ativos monetários aumentam as posições de liquidez do setor bancário. Segundo, a expansão de crédito pode ser explicada por problemas de perigo moral, pois se um banco está enfrentando alguma crise de insolvência, este tem a tendência de se envolver com financiamento de projetos mais arriscados. Como terceira causa tem-se que a redução das taxas de juros nominais aumenta a demanda por crédito. Finalmente, a estabilização da inflação pode aumentar a oferta de crédito diminuindo a variância da taxa de juros percebida e o risco de default, o que vem a corroborar o presente estudo.
106
5.3 - FORMULAÇÃO TEÓRICA DO MODELO GARCH
Neste trabalho obtém-se uma medida para a incerteza em relação a taxa de inflação através da volatilidade da taxa de juros. Como incerteza é relacionada a expectativas e não a resultados de fato, seria incorreto usar a volatilidade ex-post da taxa de juros nominal. Há a necessidade de uma medida ex-ante. Desta forma, uma solução para o problema é utilizar o modelo GARCH bivariado que estima simultaneamente a volatilidade e seu impacto sobre a variável de interesse, que é o crédito real. Assim, antes de passar para a estimação propriamente dita e seus resultados, será visto a seguir em que consiste o modelo GARCH multivariado (Maiores explicações sobre o modelo Garch encontram-se no capítulo 4).
5.3.1 - MODELOS GARCH MULTIVARIADOS
As idéias anteriores podem ser extendidas para um vetor (nx 1) Yt. Considere um sistema de n equações da forma
Yt = I1 Xt+Ut (nxl) (1Ixk) (kxl) (1Ixl)
onde Xt é o vetor de variáveis explicativas e Ut é um vetor de resíduos brancos. Seja Ht a matriz (n x n) da variância-covariância condicional dos resíduos:
Engle & Kroner (1993) propuseram a seguinte generalização da especificação GARCH (r,m):
Ht = K + ~lHt-l~l' + ~2Ht-2~2' + ... + ~rHt-r~r' + A1Ut-1U't-1Al +A2Ut-2U't-2A2 + ... +Amut-mu't-mAm.
K, ~ e A são matrizes de parâmetros (nxn). Uma vantagem desta parametrização, é que é assegurado que Ht seja uma matriz positiva definida a medida que K for positiva definida, o que pode ser feito numericamente parametrizando K como PP', onde P é uma matriz triangular.
Na prática, é necessário restringir a especificação para Ht de modo a se obter uma formulação numericamente tratável. Um arcabouço popular introduzido por Bollerslev (1990) e que é o utilizado neste trabalho, supõe que as correlações condicionais entre os elementos de Ut são constantes através do tempo. Seja hii(t) o elemento da matriz Ht situado na coluna i, linha i. Portanto, hii(t) representa a variância condicional do i-ésimo elemento de Ut:
Pode-se postular n especificações GARCH (i=1,2, ... ,n), uma para cada elemento de Ut. A variância condicional entre Uit e Ujt ou o elemento da matriz Ht situado na linha i,
107
coluna i, é tomado como sendo a correlação constante p vezes os desvios padrões condicionais de Uit e Ujt:
hit) = E(Uit Ujt I Yt-I, Yt-2, ... , Xt, Xt-I, ... ) = Pij ~ h;;t) ~ h~;) .
Desta forma, a estimação de máxima verossimilhança desta especificação Bollerslev( 1990) é muito mais simples de ser trabalhada.
Este modelo é bastante usado na estimação de senes financeiras como em Nelson(l991), Engle & Kroner (1993), Engle & Ng(l991). Porém, a estimação que este estudo propõe, envolvendo volatilidade da taxa de juros e seu impacto sobre o crédito real brasileiro, ainda não havia sido feita.
5.4- VOLATILIDADE DA TAXA DE JUROS E CRÉDITO PRIVADO:
EVIDÊNCIA EMPÍRICA
Nesta seção examina-se qual a relação entre volatilidade da taxa de juros nominal brasileira e o crédito real privado, cuja proxy são os empréstimos totais do sistema financeiro ao setor privado. Este estudo é realizado através do modelo Generalized Autoregressive Conditional Heteroscedastic - Garch (l, 1) bivariado, que estima conjuntamente a volatilidade e sua influência sobre o crédito. Os dados de crédito nominal são representados por dados de empréstimos do sistema financeiro ao setor privado da economia e foram obtidos da Revista Conjuntura Econômica e do Boletim do Banco Central, tendo sido deflacionados pelo índice IGP-M. As taxa de juros nominais mensais foram extraídas do Boletim Mensal Andima e são taxas médias mensais de títulos públicos federais com freqüência diária, taxa over.
A seguir, tem-se os gráficos das séries de taxas de juros nominais, do nível de crédito, da taxa de inflação oficial. Esta última tem especial importância neste estudo pois, na análise empírica, aparece como uma das determinantes da volatilidade dos juros. Em seguida, são descritos os modelos utilizados e seus respectivos resultados. Além disto, testou-se a presença de raízes unitárias através do teste de Dickey-Fuller (1979) e Phillips-Perron (1988), pois modelos que contém variáveis não estacionárias, em geral, incorrem em problemas de regressão espúria. Isto significa que os resultados obtidos podem sugerir a existência de relações estatisticamente significativas entre as variáveis mas, na verdade, o que realmente se obteve foram evidências de correlações ao invés de relações de causalidade. Em decorrência deste fato, as variáveis que fazem parte da análise estão expressas em primeiras diferenças. Foram feitos também testes de cointegração entre as variáveis do modelo através do método de Johansen (1988, 1991).
A seguir tem-se o gráfico do volume de empréstimos do setor financeiro da economia para o setor privado.
108
3én\, ões
300,000
250,000
200,000
150,000
100,000
50,000
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Figura 1
Crédito Real - Brasil 1976/1995 Deflacionado pelo IGP-M
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Taxa de juros nominal mensal- Taxa de juros de títulos % mês públicos federais (over) - Brasil 1976/1995
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109
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Agora são apresentados tanto a especificação do modelo GARCH(1,l) utilizado, quanto os resultados obtidos com a estimação. No modelo abaixo, pode-se ver as equações que estimam as volatilidades da taxa de juros nominal e do crédito total ao setor privado.
(1) h ll = alO + alI * U(T_I)2 + al2 * hll(T-I) + a13 * ~jur(T-I) (2) h22 = ~1O+ ~II * V(T_I)2 + ~12* h22(T-I) + ~13* ~jur(T-I) + ~14* ~inf(T_I)
onde hll é a variância condicional estimada do crédito real, h22 , a variância condicional estimada da taxa de juros nominal, U(T-l) e V(T-l) os desvios-padrões respectivamente da taxa de juros nominal e do crédito, hll(T-l) e h 22(T-l) são, variâncias condicionais defasadas de um período. A variável L1jur é a primeira diferença da taxa de juros e L1illf é a primeira diferença da taxa de inflação. Neste modelo, observa-se que a taxa de inflação, em primeiras diferenças, foi colocada como uma importante causa da volatilidade dos juros e que a taxa de juros, também em primeiras diferenças, exerce influência sobre a volatilidade do crédito na economia. Abaixo, estão as demais equações referentes ao modelo econométrico usado:
(3) ~cre(T) = ao + aI * SI(T) + a2 * ~jur(T) + a3 * ~jur(T-I) + ~ * civ(T) + as *
~\2 (T) + rI
onde ~cre é a primeira diferença do nível de crédito, SI é uma dummy sazonal, ci2 é o termo de correção de erro, devido a aceitação da hipótese de existência de cointegração entre as variáveis crédito e taxa de juros e rI é o termo de distúrbio. A dummy sazonal aparece no modelo pois, como os dados de crédito são mensais, espera-se a existência de algum tipo de sazonalidade na amostra . Colocada no modelo, a variável aparece como estatisticamente significativa.
(4) ~jur(T) = bo + b l * ~jur(T-I) + b2 * ~jur(T-2) + b3 * S3(T)+ b4 * duml(T) + bs * dum2(T) + b6 * ~inf(T) + r2
onde ~jur2 é a primeira diferença da taxa de juros com duas defasagens, S3 é uma dummy sazonal, dum] e dum2 são dummies correspondentes a Planos Econômicos que implicam em mudança de regime, r2 é o termo de distúrbio. Dum1 é a dummy que tem seu valor igual a um em março de 1990, data do início do Plano Collor 1 e valor zero nos demais meses e Dum2 é a dummy que tem seu valor igual a um em julho de 1994, data do início do Plano Real, e zero nos demais meses.
5.4.1 ESTIMAÇÃO
A seguir, tem-se os resultados da estimação conjunta das equações, já mencionadas anteriormente, através da maximização da soma do log das funções de verossimilhança em relação às observações da amostra:
110
onde Ht a matriz de variância-covariância. O algoritmo BHHH de Berndt, Hall, Hall & Hausman (1974) é usado para se obter as estimativas. Existem outros métodos como o algoritmo BFGS de Broyden, Fletcher, Goldfarb & Shanno, onde os coeficientes devem ser praticamente os mesmos que em BHHH, sendo diferentes apenas no que tange matrizes de covariância e desvio-padrão. Estes estimam a matriz de informação usando métodos distintos, mas que se equivalem assintoticamente. Tem-se, portanto o seguinte resultado:
Estimação por máxima verossimilhança Observações: 223
VARIÁVEL COEF ESTAT. T SIGNIF
ao 0.04377 1.65 0.0999 aI -0.01858 -4.46 0.0000 a2 0.00912 16.74 0.0000 a3 0.00183 2.63 0.0084 a4 0.00957 1.92 0.0554 as -0.06970 -19.92 0.0000 bo 0.12954 1.87 0.0617 b l -0.16166 -12.03 0.0000 b2 -0.00992 -0.72 0.4745 b3 0.19028 0.67 0.5006 b4 -88.149 -161.51 0.0000 bs -56.205 -67.89 0.0000
ao 0.00012 9.84 0.0000 aI 0.00555 41.33 0.0000 a2 0.57232 29.14 0.0000
Po 1.40385 28.83 0.0000
PI 0.14760 11.03 0.0000
P2 0.02068 1.57 0.1149
P -0.08880 -2.89 0.0037
a4 0.00001 9.18 0.0000
P4 -0.13282 -11.55 0.0000
Ps 0.12090 16.30 0.0000 b6 0.29035 40.59 0.0000
De acordo com os resultados apresentados, há um impacto negativo e altamente significativo da volatilidade da taxa de juros em relação ao crédito, como mostra o coeficiente as. Ou seja, 1 % de aumento na volatilidade implica em uma diminuição de 0.069% do crédito. Além disso, pode-se observar (~s) que o aumento da taxa de inflação tem uma influência significativa e positiva sobre a volatilidade da taxa de juros nominal brasileira. Neste modelo verifica-se também o impacto da taxa de inflação sobre a taxa de juros (b6); quanto maior a primeira, maior esta última. Estes resultados, portanto, corroboram as hipóteses levantadas de que a taxa de inflação explica bastante da volatilidade da taxa de juros nominal tornando esta última uma boa proxy da primeira, que por sua vez representa a incerteza na economia e de que a volatilidade da taxa nominal de juros, ou seja, na verdade, a incerteza em relação a taxa de inflação, tem um impacto negativo sobre o crédito real.
Além disso, observa-se também, a influência da taxa de juros nominal tanto sobre a volatilidade estimada do crédito real quanto sobre a própria volatilidade estimada
111
dos juros. Através de a2 vê-se que a taxa de juros tem um impacto negativo e significativo sobre o crédito.
A seguir tem-se os gráficos da volatilidade do crédito e da taxa de juros nominal estimados.
Volatilidade estimada do crédito - empréstimos do setor
financeiro ao setor privado - Brasil1976/1995
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Figura 5
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Logo, encontrou-se, nesta análise empírica para dados mensais brasileiros a partir de 1976 até 1995, que a volatilidade da taxa de juros nominal além de ser significativamente influenciada pela taxa de inflação, tem um impacto negativo sobre o crédito privado. Ou seja, este trabalho mostra que a incerteza atua negativamente sobre a capacidade de financiamento existente na economia.
Entretanto, o modelo possui a limitação que consiste no fato de se estar utilizando crédito agregado. Este poderia ser desagregado de modo que fossem melhor discriminados os componentes do crédito. Como exemplo, sabe-se que a taxa de juros para o crédito agrícola é fixa, administrada pelo governo. Neste caso, separando-se esta
112
parte do crédito da análise, provavelmente o resultado aqui encontrado seria o mesmo, ou ainda mais significativo.
5.5 - CRÉDITO PRIVADO, BEM-ESTAR E DESENVOLVIMENTO ECONÔMICO
Vários trabalhos, como Greenwood & Jovanovic (1990), King & Levine (1992), Bencivenga & Smith (1991) e Khan (1993), vinculam o desenvolvimento financeiro ao crescimento econômico. Em Greenwood & Jovanovic (1990) é apresentado um paradigma no qual a intermediação financeira e a taxa de crescimento econômico são determinadas endogenamente. A intermediação financeira promove o crescimento, segundo os autores, porque aumenta a taxa de retomo do capital. O crescimento proveria os meios, os recursos para o desenvolvimento da estrutura financeira, enquanto que esta, por sua vez, possibilita um crescimento maior, uma vez que o investimento pode ser mais eficientemente empreendido. Bencivenga & Smith (1991) trabalharam com um modelo de crescimento endógeno com múltiplos ativos. Diante disto, foram considerados os efeitos da intermediação financeira, e estes atuam na direção de promover o crescimento. Segundo Goldsmith (1969) a superestrutura financeira de uma economia acelera o crescimento e melhora a performance econômica, a medida que facilita a melhor utilização dos recursos onde terão o melhor retomo social. Cameron (1967) diz que há uma importância chave dos fatores financeiros no desenvolvimento econômico de vários países europeus. Desta forma, como o crédito é uma das faces da intermediação financeira, procura-se neste estudo estabelecer a relação entre esse e o desenvolvimento econômico e também a relação entre o crédito e o nível de produto da economia.
Nesta seção, são desenvolvidos dois modelos que enfatizam o papel do crédito na determinação do nível de emprego e produto, o que leva à conseqüências sobre a taxa de crescimento da economia. O modelo que será apresentado posteriormente baseia-se em Lucas (1988). Primeiramente, será mostrado a relação entre crédito e nível de produto. O que pretende-se nos modelos a seguir é apenas esboçar a forma através da qual o crédito pode influenciar a produção e o crescimento da economia.
5.5.1 CRÉDITO E PRODUTO
Nesta parte do trabalho, um modelo simples baseado em Calvo & Kulmar (1994) é mostrado para que seja enfatizado o papel do crédito sobre o nível de produto.
Considere o caso no qual o produto é fabricado com o insumo trabalho sob retornos constantes de escala. Isto é feito de forma a simplificar o modelo e para centrar a questão em torno da importância do crédito no crescimento do produto. O trabalho é contratado no tempo t, o salário é pago em t+ 1 e o produto é obtido no tempo t+2. As empresas não tem liquidez inicial e os salários são pagos antes destas receberem o pagamento advindo da venda do produto, ou seja, suas receitas. Então, sob esta hipótese, é o crédito que dá condições para a firma de operar, 'a medida que, com este, a empresa pode financiar a contratação de trabalhadores. Desta forma, se o crédito não está disponível, a produção entra em colapso mesmo que a firma seja perfeitamente viável do ponto de vista econômico.
113
Seja X a produtividade marginal do trabalho. Portanto, os lucros em t+2 são dados pela seguinte expressão:
onde P, W e i são respectivamente o preço do produto nominal, salário nominal, taxa de juros nominal em empréstimos bancários, r e w são, respectivamente, taxa de juros real em empréstimos bancários, ou seja, 1 +r = (1 +i)Pt+I/Pt++2, e o salário real. As firmas tomam os preços, os salários e as taxas de juros como dadas. Deste modo, se os lucros são positivos as firmas que os maximizam irão se expandir sem limites o que não é consistente com a idéia de equilíbrio. Por outro lado, se os lucros forem negativos, não haverá produção. Então, equilíbrio com produção positiva e finita requer que a equação acima seja igual a zero, isto é:
Seja Bt+1 os empréstimos bancários, em termos nominais, adquiridos no tempo t+ 1 para que a folha de pagamentos dos empregados seja honrada em t+ 1. Os empréstimos são feitos através de intermediação financeira competitiva. Como já foi dito anteriormente, as firmas pagam os seus empréstimos em t+2 a uma taxa de juros i. O sistema financeiro toma dinheiro no exterior em t+ 1 de acordo com a seguinte equação: (1+i) = (1+i*)(1+z), onde i* é a taxa de juros de títulos internacionais com risco zero e z é o prêmio de risco exigido pelo investidor estrangeiro por emprestar dinheiro ou comprar um título do país em questão. Assim,
onde WtNt é a folha de pagamento das firmas.
Além disso, supõe-se que a oferta de trabalho seja perfeitamente elástica ao nível de salário w. Então,
(4) Yt+2 = XNt+1
Com a equação (3) tem-se que:
E substituindo em (4):
Ou seja, o nível de produto e o nível de emprego dependem do nível de crédito real na economia.
114
5.5.2 MODELO COM CAPITAL HUMANO
CRÉDITO E CAPITAL HUMANO
A linha aqui seguida é a dos modelos que envolvem investimentos em capital humano. A hipótese sugerida nesta seção é que a disponibilidade ou não de crédito na economia vai ditar o montante de investimento destinado ao aprimoramento do capital humano. Como base desta idéia, tem-se o seguinte modelo, Galor & Zeira (1993), em que o mercado de crédito é imperfeito à medida em que as taxa de juros para os que tomam empréstimos são maiores do que para aqueles que aplicam seu dinheiro. A seguir é mostrado, a título de justificativa, parte do modelo de Galor & Zeira, onde deduz-se que a disponibilidade de crédito influencia nas decisões de aprimoramento de capital humano.
Considere uma pequena economia em um mundo de um bem. O bem pode ser usado tanto para consumo como para investimento. Além disso, esse bem pode ser produzido através de dois tipos de tecnologia, uma que usa trabalho especializado e capital e outra que utiliza apenas trabalho não especializado. A produção no setor de trabalho especializado é descrita por:
onde lt é o produto neste setor no tempo t, kt é o montante de capital e 1St é o insumo
trabalho. F é uma função de produção côncava com retornos constantes de escala. Supõe-se que o investimento em capital humano e físico é feito um período antes de começar a produção e para simplificar o modelo não há depreciação do capital. A produção no setor de trabalho não especializado é descrita como:
n * In Y t = W n "
onde lt, lnt e W n são produto, trabalho não especializado e produtividade marginal neste setor, respectivamente.
Os indivíduos nesta economia vivem dois períodos com gerações superpostas. Estes trabalham, ou como trabalhadores não especializados nos dois períodos, ou investem em capital humano no primeiro período, quando são jovens, e trabalham como especializados no segundo período. O montante de investimento em capital humano é h>O. As pessoas desta economia se preocupam com seus filhos, deixando-lhes herança, e consomem apenas no segundo período de vida. Assim, a função utilidade destes indivíduos é, portanto:
u = a log c + (1 - a) log b,
onde c é o consumo no segundo período e b é a herança. As pessoas diferem apenas em relação a herança que recebem. Os indivíduos podem emprestar ou pedir emprestado, porém a taxa de juros é maior para quem pede emprestado pois estes podem entrar em default.
Um indivíduo que faz um empréstimo no montante d paga uma taxa de juros id que cobre a taxa de juros efetiva e os demais custos de empréstimo z, como por
115
exemplo, o risco de crédito, e como não há lucro com a intermediação financeira competitiva, tem-se que:
( 1) d * id = d * r + z
onde r é a taxa de juros efetiva.
Os emprestadores escolhem z grande o suficiente de modo a se prevemr contra inadimplência:
As equações (1) e (2) determinam id:
(3) id = i = (1 + ~r)/(~ - 1) > r.
A taxa de juros de empréstimos é, portanto, independente do montante do débito d, porém o custo do crédito aumenta com d. Este resultado é intuitivo pois à medida que o volume de empréstimos aumenta, o incentivo para o default aumenta e portanto o custo do crédito aumenta.
A seguir são descritas as decisões ótimas individuais. Considere um indivíduo que herda um montante x em seu primeiro período de vida. Se este indivíduo resolve trabalhar como não-especializado e não investir em capital humano, sua utilidade total em seu período de vida será:
(4) Un (x) = log [(x + wn) (1 + r) + wn] +ê
onde ê = a log a + (1 - a) log (1 - a). Este trabalhador não especializado deixa uma herança de:
(4) bn (x) = (1 - a) [(1 + r) (x + w n) + w n].
Um indivíduo com herança x;::: h, que investe em capital humano, tem utilidade:
(5) Us (x) = log [ws + ( x - h) (1 + r) ] +ê
correspondente ao investimento h em capital humano, com o que recebeu de herança complementado com empréstimos bancários, no primeiro período de vida, e o salário W s recebido pelo então trabalhador especializado no segundo período, e uma herança de:
(6) bs (x) = (1 - a) [ws + ( x - h) (l + r) ].
Um indivíduo que investe em capital humano mas recebe uma herança de x, menor que h, é um devedor em potencial, com utilidade igual a:
116
(7) Us (x) = log [ws + ( x - h) (l + i) ] + I::
correspondente ao investimento em capital e à aplicação do restante a taxa i de mercado no primeiro período de vida, e o salário Ws recebido pelo então trabalhador especializado no segundo período, e uma herança de:
(6) bs (x) = (1 - a) [ws + ( x - h) (1 + i) ].
Se
log [ (x + wn) (1 H) +Wn] +1:: > log[ Ws + ( x - h) (l + r) ] x (1 + r) + Wn (1 + r) + Wn > Ws + x (1 + r) - h (1 + r) Ws - h (1 ,.: r) < Wn (2 + r)
os indivíduos irão preferir trabalhar como não especializados. Por hipótese deste estudo pode-se dizer que
(7) Ws - h (1 + r) ~ Wn (2 + r)
pois, caso contrário, todos os trabalhadores sempre vão querer permanecer não especializados.
Então, como o investimento em capital humano tem um retorno maior do que trabalho não especializado, os que não precisam do crédito irão investir em capital humano. Os devedores em potencial irão investir em capital humano se Us(x) ~ Un(x), isto é, se
Ws + x (I+i) - h (1+i) > (x + wn) (1H) + Wn
x (1+i) > h (1+i) + Wn (2+r) + x (IH) - Ws
x (i-r) > Wn (2H) + h (1 +i) - Ws
x ~ (1/(i-r)) [wn (2H) + h (1+i) - ws]
os indivíduos preferem investir em capital humano. Ou seja, se, por exemplo, r subir, significando uma restrição ao crédito na economia, pode ocorrer, dependendo da magnitude do aumento de r, de os indivíduos preferirem não investir em capital humano, não se especializarem. Desta forma, com o acesso restrito ao tipo de crédito aqui descrito, a educação fica limitada aos indivíduos que dispõem de alta riqueza inicial.
Neste caso, podemos dizer, tendo como base a conclusão do modelo acima, que o investimento existente em capital humano é função da disponibilidade de crédito na economia.
117
....---
5.5.3 CRÉDITO, CAPITAL HUMANO E DESENVOLVIMENTO ECONÔMICO
Agora, será mostrado, o modelo baseado em Lucas (1988). Este foi modificado de maneira a captar esta influência do crédito sobre a taxa de crescimento da economia.
Seja u a fração de tempo de "não lazer" que os indivíduos gastam trabalhando, produzindo y, h é a medida de especialização dos trabalhadores e L é o número de trabalhadores. Então, uhL é o trabalho efetivo total utilizado para produzir y.
y = A K~ [uhL(~
onde uhL é a parcela de capital humano efetivamente usado na produção. Lucas inseriu no modelo o fato de haver externalidades no capital humano, isto é, as pessoas são ainda mais produtivas quando em sua volta, trabalham pessoas também especilizadas.
Se for colocado ha como o capital humano médio da força de trabalho, a função se torna:
onde ha'V representa a externalidade do capital humano médio.
A modelagem é feita através de um consumidor representativo. Este consumidor recebe seu salário da empresa. Parte deste salário é destinado ao consumo e a parte restante é aplicada em títulos bancários que rendem à taxa i. O setor bancário apenas faz a intermediação financeira, que é competitiva, e, portanto, de lucro zero. Então, os recursos depositados são direcionados para empréstimos ao setor privado. A própria firma não faz este tipo de serviço sem a intermediação bancária, pois estaria desviando a atenção de seus negócios, de sua produção, para lidar com um tipo de trabalho que necessita de especialização.
Desta forma, o empresário toma emprestado B e com este montante investe em aprimoramento de capital humano, tendo que pagar B( 1 +i) no período seguinte. Este montante a ser pago pode ser visto da seguinte forma: a empresa pode emprestar ou pedir emprestado, sendo a taxa de juros maior, para quem pede emprestado, do que a taxa de juros primária da economia, pois há o perigo de que esta possa entrar em default.
Um empresário que faz um empréstimo no montante B paga uma taxa de juros i que cobre a taxa de juros efetiva e os demais custos de empréstimo z, como por exemplo, o risco de crédito, e como não há lucro com a intermediação financeira competitiva, tem-se que:
(1) B * i = B * r + z (2) B = z/(i-r)
onde r é a taxa de juros efetiva e z é o prêmio de risco dado exogenamente, já que o emprestador é avesso ao risco e há o perigo de default. A intuição desta equação é que
118
se as taxa de juros está constante e há um aumento no volume de empréstimos, aumenta-se o incentivo ao default, aumentando-se o custo do crédito. Da mesma forma, se há um aumento das taxas de juros há uma diminuição do volume de crédito.
A taxa de juros paga pelo empresário sobre o montante do crédito não aparece na maximização pois, como se trata de um consumidor representativo, é como se o próprio tomasse e concedesse o crédito.
o consumidor representativo escolhe a cesta de consumo de modo a maximizar a sua função de utilidade intertemporal sujeita a seguinte restrição de acumulação de capital:
k = A K~ [uhL (~ ha'l' - C
onde i é a taxa de juros de mercado e cr é o crédito que é investido no aprimoramento de capital humano. E, para completar o modelo, é necessário se especificar como os indivíduos acumulam conhecimento. Isto depende do tempo em que passam estudando, da própria qualidade ou especialização dos trabalhadores e da existência de crédito na economia a fim de financiar esta especialização. Assim, tem-se
iz = <p h cr (1 - u).
Aqui supõe-se que cr > O pois, caso contrário, não há acumulação de conhecimento na economia, situação que não interessa a este estudo. Sob esta forma funcional em particular, há retornos constantes de escala na produção de capital humano.
Ou seja, a taxa de crescimento do conhecimento (h Ih) é proporcional ao tempo gasto estudando (l-u) e ao crédito cf. A constante de proporcionalidade <p é um parâmetro de produtividade de estudo. Além disso, é este setor que leva a economia para uma taxa de crescimento sustentada.
Os indivíduos escolhem a cesta de consumo Ct e a proporção do tempo em que passam trabalhando u e por conseguinte, a que passam estudando (l-u), sujeito às restrições:
e li = <p h cr (l - u)
O Hamiltoniano é:
As condições de primeira ordem são:
(1) aH/ac = c·cr - V = O :::::} - é Ic = v Iv
119
(3) V = -êJH/êJK + pv
v = - ~ A Ki3- 1 [uh]'- i3 h}' V + P v
(4) À = -êJHlêJh + pÀ
(4a) À = - v (l-~) A Ki3 u 1-i3 h- i3 ha\jl- cr À <l> (l-u) +pÀ
(5) k /K = A Ki3- 1 [uh]'-i3 ha\jl- c/K
Com (3a) e (5) tem-se
Como as taxas de crescimento são constantes, então, tomando-se o log e derivando-se dos dois lados, tem-se que:
(7) C/c = y= k/K = YK
Portanto, capital e consumo crescem a mesma taxa y.
Agora, tomando-se de novo a equação (3a) tem-se:
Tomando-se o log e as derivadas dos dois lados:
(9) 0=- (l-~)*( k /K) + (h 1h)*(1-~+\jf)
(lI) hlh=YH= y(1-~)/(1-~+\jf)
Como pode-se observar, na ausência de extemalidades as taxa de crescimento são iguais.
Agora, para se achar os valores tanto de Y como de YH em função dos parâmetros do modelo e do crédito, de (2) tem-se que
(12) v A Ki3 (1-~) h(l-i3) u-i3 ha\jl = À h <l> cr
(13) v/À = h <l> cr /A Ki3 (1-~) h(l-i3) u-i3 ha\jl
(14) v/À = <l> cr /A Ki3 (1-~) h(-i3+\jI) u-i3
120
Tomando-se o log e derivando a equação de ambos os lados:
(15) vlv + ~ k IK + (-~+\jf) h/h = jJÀ
Sabe-se que
(17) v Iv = -a y
Dividindo-se (4a) por À,
Substituindo a equação acima em (14),
(19) À lI... = -cr <1> + p
Em (16) e (17),
(20) Y =taxa de crescimento da economia =
= [(<1> cr -p) (1+",-~)] I [a (1-~) -'" (1-a)]
(21) YH = taxa de crescimento da qualidade de capital humano na economia = (1-~) (<1> (b-l)*z/(1+r)-p) I[a (1-~) -'" (1-a)]
Então, como pode-se ver através da equação (20), se há uma diminuição no nível de crédito, para fins produtivos, de equilíbrio, ocorre portanto, um decréscimo na taxa de crescimento da economia.
5.6- CONCLUSÃO
Este trabalho estudou o impacto que uma alta volatilidade da taxa de juros tem sobre a economia, mais especificamente sobre a taxa de crescimento e bem-estar desta.
A primeira parte deste estudo consistiu em uma análise empírica da influência da volatilidade da taxa de juros nominal mensal brasileira, no período a partir de 1976 até 1995, sobre o crédito real do setor privado da economia. O resultado encontrado através do modelo Garch (1,1) bivariado foi o de que este impacto é negativo, ou seja, quanto mais alta a volatilidade da taxa de juros menor o nível de empréstimos do setor bancário ao setor privado na economia. E além disso, esta volatilidade é significativamente explicada pelas altas taxas de inflação existentes no período.
N a segunda parte da análise encontra-se um modelo teórico que faz a ligação entre a disponibilidade de crédito na economia e a taxa de crescimento e bem-estar
121
econômico. Quanto menor o crédito, este destinado estritamente para fins produtivos, menor o nível de produto e a taxa de crescimento da economia.
507 ApÊNDICE 1
50701-AuTOCORRELAÇÃO SERIAL
Antes de se estimar a volatilidade da taxa de juros através do método Garch, precisa-se saber se o modelo de regressão escolhido apresenta problemas de autocorrelação. No caso da regressão abaixo pode-se utilizar o teste de DurbinWatson, que consiste no teste mais comumente usado. Neste primeiro caso, aceita-se a hipótese de não existência de autocorrelação. No segundo caso, a regressão que modela o comportamento da taxa de juros, contém a variável dependente defasada na equação. Desta forma, o teste de Durbin-Watson parece' não ser válido pois a estatística será usualmente viesada na direção de não encontrar autocorrelação. Como uma alternativa simples a este teste padrão, Durbin (1976) derivou um teste de multiplicador de Lagrange que não é afetado pela variável defasada dependente. Maiores explicações deste podem ser vistas em Greene (1990). Como resultado deste teste foi obtido o valor de -4.26, que, ao ser comparado ao valor da tabela, leva a aceitação da hipótese nula de não existência de autocorrrelação.
Também foi realizado o teste LM de autocorrelação. Os resultados corroboraram os dos testes anteriores: para a primeira equação, o resultado foi de 8.72 < 11.1, o resultado da tabela a 5% e para a primeira equação o resultado foi de 10.95 < 11.1. Com isso, portanto, aceita-se a hipótese nula de não existência de cointegração. A seguir estão as tabelas com as regressões por OLS das variáveis "crédito" e "taxa de juros".
VARIÁVEL DEPENDENTE DCRE - ESTIMAÇÃO POR OLS OBSERVAÇÕES: 224 R2: 0.58 ESTD-W: 2.07
VARIÁVEL COEF ESTAT. T SIGNIF CONSTANT -0.07257 -1.65194 0.09998062 SI -0.02476 -3.09232 0.00224417
DJUR 0.00216 5.47890 0.00000012 DJUR 1 0.00205 5.10933 0.00000070
CIVEC3{ I} 0.01393 1.72493 0.08595029
VARIÁVEL DEPENDENTE DJUR - ESTIMAÇÃO POR OLS Observações 224 R2 0.65 Est. D-W: 2.3
VARIÁVEL COEF EST. T SIGNIF Constant 0.51172 2.182 0.03011 DJURl 0.17159 3.655 0.00032 DJUR2 -0.12227 -3.020 0.00282 S3 -1.53413 -1.887 0.06049
DUM 1 -49.8031 -14.665 0.00000 DUM2 -34.44724 -9.357 0.00000 DINF 0.16881 4.806 0.00000
122
5.7.2. RAIZ UNITÁRIA
Os resultados dos testes de raiz unitária estão a seguir:
a) Teste p de Phillips-Perron
Utilizando-se um modelo com tendência os resultados foram:
Crédito - 16.22
Taxa de juros - 34.25
Inflação - 48.17
Pela tabela de valores críticos para o teste p de Phillips-Perron tem-se que, para a variável crédito, como - 16.22> - 2l.3, a hipótese nula de existência de raiz unitária é aceita ao nível de 5%. Para a variável taxa de juros, como - 34.25 < - 2l.3, a hipótese nula de existência de raiz unitária é rejeitada ao nível de 5%, o mesmo ocorrendo com a variável taxa de inflação pois -48.17 < - 2l.3.
Utilizando-se um modelo sem tendência os resultados foram:
Crédito - 14.33
Taxa de juros - 23.05
Inflação - 34.49
Pela tabela de valores críticos para o teste p de Phillips-Perron, em um modelo sem tendência, tem-se que, para a variável crédito, como - 14.33 < - 14, a hipótese nula de existência de raiz unitária é rejeitada ao nível de 5%. Para a variável taxa de juros, como - 23.05 < - 14, a hipótese nula de existência de raiz unitária é rejeitada ao nível de 5%, o mesmo ocorrendo com a variável taxa de inflação pois -34.49 < - 14.
Utilizando-se um modelo com tendência porém sendo que agora o teste é o teste t de Phillps-Perron, os resultados foram:
Crédito - 2.98
Taxa de juros - 4.05
Inflação - 5.05
Pela tabela de valores críticos para o teste t de Phillips-Perron, em um modelo com tendência, tem-se que, para a variável crédito, como - 2.98 > - 3.43, a hipótese nula de existência de raiz unitária é aceita ao nível de 5%. Para a variável taxa de juros, como - 4.05 < - 3.43, a hipótese nula de existência de raiz unitária é rejeitada ao nível de 5%, o mesmo ocorrendo com a variável taxa de inflação pois -5.05 < -3.43. Utilizando-se um modelo sem tendência, com o teste t de Phillps-Perron, os resultados foram os seguintes:
123
, Crédito - 2.83
Taxa de juros - 3.46
Inflação - 4.33
Pela tabela de valores críticos para o teste t de Phillips-Perron, em um modelo com tendência, tem-se que, para a variável crédito, como - 2.83 > - 2.88, a hipótese nula de existência de raiz unitária é aceita ao nível de 5%. Para a variável taxa de juros, como - 3.46 < - 2.88, a hipótese nula de existência de raiz unitária é rejeitada ao nível de 5%, o mesmo ocorrendo com a variável taxa de inflação pois -4.32 < -2.88.
b ) Teste de raiz unitária Dickey-Fuller
Valores críticos: 5%=-3.436 1 %=-4.012; Constante e Tendência incluídas Cre é o logaritmo do crédito, juros é a taxa de juros nominal e infl é a taxa de inflação.
T-ADF LAG
CRÉDITO -3.2426 3 CRÉDITO -2.0332 2 CRÉDITO -3.1087 1 CRÉDITO -2.6716 O
JUROS -3.9524* 3 JUROS -4.1017** 2 JUROS -4.4352** 1 JUROS -3.5607* O
INFLAÇÃO -4.1968** 2 INFLAÇÃO -4.5076** 1 INFLAÇÃO -4.8917** O
o teste mostra que, tanto para o crédito quanto para a taxa de juros, aceita-se a hipótese de raiz unitária, o mesmo não ocorrendo para a taxa de inflação.
A seguir tem-se o teste de raiz unitária de Dickey-Fuller com as vanaveis em primeiras diferenças:Valores críticos: 5%=-3.436 1 %=-4.012; Constante e tendência incluídas. Dcre é o crédito em primeiras diferenças, Djur é a taxa de juros em primeiras diferenças e Dinfl é a taxa de inflação em primeiras diferenças.
T-ADF LAG ----------DCRE 7.3364** 2 DCRE 9.3440** 1 DCRE 11.686** O
DJUROS 7.4337** 3 DJUROS 8.1370** 2 DJUROS 9.7551** DJUROS 11.276** O DINFL 10.760** 1 DINFL 14.749** O
Desta forma, como se pode ver através da tabela, reJeita-se a hipótese de existência de raiz unitária em relação às primeiras diferenças das variáveis usadas na análise, ou seja, estas são variáveis estacionárias.
124
5.7.3 ANÁLISE DE COINTEGRAÇÃO
A análise de cointegração entre as variáveis do modelo foi feita através do software econométrico PcFiml 8.0. A seguir está o resultado em relação as variáveis crédito e taxa de juros. A hipótese de que não existe cointegração entre as variáveis é rejeitada.
Ho:rank=p -Tlog(l-p)
p == O 23.42**
P <= I 3.62
125
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