o papel do crédito na transmissão da política monetária para inflação e crescimento no brasil

Insper Instituto de Ensino e Pesquisa Faculdade de Economia e Administração

Vinícius de Oliveira Botelho

O PAPEL DO CRÉDITO NA TRANSMISSÃO DA POLÍTICA MONETÁRIA PARA INFLAÇÃO E CRESCIMENTO NO

BRASIL

São Paulo 2010


O papel do crédito na transmissão da política monetária para

inflação e crescimento no Brasil

Monografia apresentada ao curso de Ciências Econômicas, como requisito parcial para obtenção do grau de Bacharel do Insper Instituto de Ensino e Pesquisa. Orientador: Prof. Dr. Juan Pedro Jensen Perdomo – Insper

São Paulo 2010

Botelho, Vinícius de Oliveira

O papel do crédito na transmissão da política monetária para inflação e crescimento no Brasil / Vinícius de Oliveira Botelho. – São Paulo: Insper, 2010.

49 f.

Monografia: Faculdade de Economia e Administração. Insper Instituto de Ensino e Pesquisa.

Orientador: Prof. Dr. Juan Pedro Jensen Perdomo 1.Política monetária 2. Crédito 3. Inflação 4. Produto


O papel do crédito na transmissão da política monetária para inflação e

produto no Brasil

Monografia apresentada à Faculdade de Economia do Insper, como parte dos

requisitos para conclusão do curso de graduação em Economia. Aprovado em dezembro de 2010.

EXAMINADORES ___________________________________________________________________________

Prof. Dr. Juan Pedro Jensen Perdomo

Orientador

___________________________________________________________________________

Prof. Dr. João Luiz Mascolo Examinador(a)

___________________________________________________________________________

Prof. Dr. Marcelo Leite de Moura e Silva Examinador(a)

Agradecimentos

Gostaria de agradecer todos aqueles que tornaram este momento possível. Meu

orientador, Prof. Dr. Juan Pedro Jensen Perdomo, por ter aceitado me orientar, pelas longas

discussões e pela ajuda com os dados. Gostaria de agradecer também todos os meus

professores da faculdade, que contribuíram para o meu amadurecimento intelectual. Em

especial, o Prof. Dr. Rodrigo Menon Simões Moita, o Prof. Dr. Naércio Aquino de Menezes

Filho, o Prof. Dr. Maurício Soares Bugarin e o Prof. Dr. Eduardo Correia de Souza, mentores

do Programa de Estudos Avançados (PEA) do Insper, que muito contribuiu para a minha

formação. Gostaria de agradecer também o Prof. Dr. Robinson Guitarrari, pelo apoio durante

a faculdade e pelo amor ao conhecimento.

Agradeço todos os meus colegas pela convivência dos últimos anos, por todas as

vivências que tivemos. Agradeço a minha namorada, Aline Nascimento, pela compreensão,

apoio e ajuda durante este período. Agradeço também a minha família: meu pai, por ter

proporcionado excelentes escolas; minha mãe e minha avó materna, pela luta para que essa

formatura se concretizasse; minha avó paterna, pelas orações e preocupações; meu avô

materno, pelo exemplo, pela perseverança, pela força dada ao longo da vida e também nos

últimos anos. Agradeço o amor de todos eles.

Agradeço Deus pela inteligência. Agradeço-me por ter sabido aproveitá-la.

Dedicatória

Gostaria de dedicar este trabalho à minha família. Infelizmente, a rotina da vida às

vezes faz com que não digamos às pessoas amadas que as amamos, e o quanto as amamos.

Por isso, oportunidades como essa não devem ser desperdiçadas. Amo vocês.

Resumo BOTELHO, Vinícius de Oliveira. O papel do crédito na transmissão da política monetária para inflação e produto no Brasil. São Paulo, 2010. 49p. Monografia – Faculdade de Economia e Administração. Insper Instituto de Ensino e Pesquisa.

Este trabalho estende a decomposição da política monetária feita por Minella e Souza-Sobrinho (2009), incorporando o papel do volume do crédito, do custo de capital e da riqueza. Como em Minella e Souza-Sobrinho (2009), também é utilizado o método de Altissimo, Locarno e Siviero (2002). Os resultados obtidos são similares aos daquele trabalho, com destaque para a menor importância do câmbio e maior importância do crédito nesta simulação, assim como para a maior relevância do câmbio nos movimentos da taxa de inflação do que nos de produto. Além disso, é discutido o aumento da relevância da participação dos bancos públicos no crédito, forjando o mecanismo de transmissão da política monetária. Somente com as capitalizações do Banco do Brasil, do BNDES e da Caixa Econômica Federal o governo ganhou um poder de interferência na atividade econômica equivalente à redução da taxa básica de juros em aproximadamente 1,50 pontos percentuais, pelo período de um ano. Por fim, mostra-se também uma relação direta entre possíveis cenários para o crescimento da produtividade total dos fatores (PTF) e os juros reais, na qual cada ponto percentual de crescimento da PTF corresponde uma redução da taxa de juros real de equilíbrio em 4,30 pontos percentuais.

Palavras-chave: política monetária, crédito, inflação, produto.

Abstract BOTELHO, Vinícius de Oliveira. O papel do crédito na transmissão da política monetária para inflação e produto no Brasil The role of credito n the tramission of the monetary policy to inflation and product in Brazil. São Paulo, 2010. 49p. Monograph – Faculdade de Economia e Administração. Insper Instituto de Ensino e Pesquisa.

This work extends the decomposition of monetary policy of Minella and Souza-Sobrinho (2009), incorporating the role of the volume of credit, cost of capital, and wealth. As did Minella and Souza-Sobrinho (2009), I used the method developed by Altissimo, Locarno, and Siviero (2002). The results obtained are very similar of those of that work; although, I found little participation of the exchange rate channel and a greater one of the credit channel, as well as a greater importance of the exchange rate when explaining changes in inflation comparing to GDP. Furthermore, I discuss the greater role of public banks in Brazil, forging the monetary policy by directly influencing its mechanisms. Only accounting the recent capitalizations of Banco do Brasil, BNDES, and Caixa Econômica Federal, the Brazilian government increased its power of influencing economic activity in an amount equivalent to a reduction of 150 bases points in the Selic rate for a year. At last, I also calculated the real interest rate on various scenarios for the total factor’s productivity (TFP) growth. According to the results, every 100 bases point that the growth of TFP raises causes a reduction of 430 bases points on the real interest rate of equilibrium. Keywords: monetary policy, credit, inflation, product.

Sumário

1 Introdução 08 2 Metodologia 11 3 Modelagem 13 3.1 Demanda agregada 14

3.1.1. Consumo 14 3.1.2. Investimento 18 3.1.3. Outros componentes 21

3.2 Oferta agregada 22 3.2.1. Modelo de Solow 22 3.2.2. Curva de Phillips 23 3.2.3. Custo unitário do trabalho 24

3.3 Taxa de câmbio 25 3.4 Política monetária 26 3.5 Resto do mundo 27 3.6 Crédito 28

3.6.1. Oferta e demanda 28 3.6.2. Equilíbrio e estimações 30 3.6.3. Elasticidade-preço da demanda por crédito para consumo 32

4 Resultados 34 4.1 Simulações 34 4.2 PTF e a Taxa de Juros de Equilíbrio 40 4.3 Bancos Públicos e a Política Monetária 41 5 Conclusão 44 Referências 46 Apêndice I 49

8

1 Introdução

No regime de metas de inflação, é crucial para a sustentação da credibilidade e da

legitimidade dos bancos centrais a capacidade de previsão econômica (BOGDANSKI;

TOMBINI; WELANG, 2000). Dado que a política monetária no Brasil só consegue

influenciar a economia real num intervalo de três a nove meses (BOGDANSKI; TOMBINI;

WELANG, 2000) e supondo uma meta de inflação duradoura, a capacidade de previsão do

Banco Central é essencial para ajudá-lo a fazer as políticas mais adequadas para a promoção

do crescimento sem violação do objetivo de preços. Um erro de política pode não estar sujeito

a correção em tempo hábil para o cumprimento da meta inflacionária (abalando a sua

credibilidade) ou significar uma contração excessiva da atividade (abalando a sua

legitimidade). Nesse sentido, tanto a compreensão da situação atual da economia como da sua

sensibilidade a choques de política são indispensáveis para se guiar a atividade econômica aos

estados desejados de produto e preços.

A utilização de modelos estruturais é amplamente difundida entre os bancos centrais

para realizar essas tarefas. A série de trabalhos para discussão do Banco Central foi, inclusive,

inaugurada com um estudo que propunha uma modelagem para a economia brasileira:

Bogdanski, Tombini e Welang (2000) propuseram estudar a dinâmica econômica por meio de

uma equação IS, uma curva de Phillips, a paridade descoberta de juros e uma regra de Taylor.

O Banco Central já adotou diversos modelos similares a esse, com adaptações divulgadas nos

seus relatórios de inflação. O hiato do produto, por exemplo, foi primeiramente estimado por

meio do filtro HP e da tendência linear (BANCO CENTRAL, 1999). A partir de 2000, ele

passou a ser estimado pela função de produção (BANCO CENTRAL, 2000), e,

posteriormente, também pelo Filtro de Kalman (BANCO CENTRAL, 2007).

Apesar do poder explicativo e preditivo destes modelos, eles não reproduzem todos os

meios pelos quais a economia é afetada pela política monetária. Geralmente, eles somente

conseguem explicar efeitos agregados (em que não existe mensuração da importância dos

diferentes canais de transmissão entre as causas e os efeitos das políticas econômicas) e,

algumas vezes (como no caso dos modelos VAR), não conseguem fornecer uma história

econômica consistente para a modelagem realizada (MINELLA; SOUZA-SOBRINHO,

2009). Usar modelos gerais estocásticos de equilíbrio dinâmico (DSGE) resolveria esse

problema, porém, em contrapartida, eles pressupõem uma estrutura de funcionamento da

economia extremamente rígida (MINELLA; SOUZA-SOBRINHO, 2009). O DSGE tem uma

modelagem unificada e consistente, enquanto, no VAR, o foco não está na estrutura dos

9

modelos econômicos, mas naquela requerida para estimação. Assim, mensurar a participação

de cada um dos canais de transmissão da política monetária a partir da construção de um

conjunto de modelos independentes (embora relacionados) é um caso intermediário, em

termos de estrutura, entre o DSGE e o VAR. Ou seja, assim, sem a imposição das restrições

comportamentais inerentes a um modelo DSGE, consegue-se obter qualidade de explicação

superior àquela de um VAR ou de modelos que só capturam choques agregados.

No caso brasileiro, até recentemente, a pequena extensão das séries de dados

dificultava a realização desse trabalho (MINELLA; SOUZA-SOBRINHO, 2009). Afinal, a

adoção do regime de metas alterou significativamente a importância relativa desses diferentes

mecanismos de transmissão (MINELLA; SOUZA-SOBRINHO, 2009), assim como a

estabilização econômica (LOPES, 1997). Portanto, dada a substância das transformações

estruturais pelas quais a economia brasileira passou durante a década de 90 (até o seu final),

as séries de dados relevantes para este trabalho começam no ano 2000. Após dez anos, já

existem dados suficientes para realizar essa decomposição a partir de um conjunto de

equações semi-estruturais (MINELLA; SOUZA-SOBRINHO, 2009), já que a elaboração de

modelos como o DSGE ainda fica comprometida com tão poucos dados, vistos os recentes

esforços do Banco Central em fazê-lo (SAMBA).

A literatura identifica sete principais canais de transmissão da política monetária

(ALTISSIMO; LOCARNO; SIVIERO, 2002): custo de capital, renda, riqueza, câmbio,

expectativas, crédito e posse de moeda. Dada essa diversidade de mecanismos de propagação,

identificar a relevância de cada um deles é crucial para compreender e prever a eficácia da

política monetária em diferentes contextos econômicos, e, principalmente, fornecer evidências

para a evolução da sensibilidade da economia à política monetária em cenários de choque

estrutural. Minella e Souza-Sobrinho (2009) realizaram essa decomposição para o Brasil,

mensurando o impacto da taxa básica de juros nas taxas de financiamento das famílias e

empresas, assim como no câmbio, para entender a relevância da política monetária para o

produto e a inflação. Porém, não só as taxas, mas também os volumes de financiamento são

importantes nesta análise (BERNANKE; BLINDER, 1988).

O objetivo deste trabalho é estender a modelagem de Minella e Souza-Sobrinho (2009)

levando em consideração também o papel do volume de crédito concedido pelos bancos a

empresas e famílias. O foco da literatura de transmissão de choques de política monetária foi

muito maior para a análise dos preços (juros) do que das quantidades, apesar de as

quantidades serem igualmente importantes nesse estudo (TAYLOR, 1995). Por isso, além dos

modelos que relacionam a política monetária, o produto e os preços, foi criada uma estrutura

10

de relação entre o produto, os preços e o crédito, por meio de um sistema de oferta e demanda,

de forma a aprimorar a especificação do papel dos empréstimos nesse processo.

11

2 Metodologia

Para o produto nacional, para o mercado de trabalho e para a inflação (índice de preços

ao consumidor amplo) foram utilizados dados do Instituto Brasileiro de Geografia e

Estatística (IBGE). As séries de câmbio real, a taxa Selic (meta), o preço e os volumes de

empréstimo (recursos livres) para famílias e empresas e a expectativa de inflação são dados

do Banco Central do Brasil (a expectativa de inflação é a mediana das expectativas coletadas

no Relatório Focus, para os próximos 12 meses). O risco-país é medido como função do

Embi, calculado pelo banco JP Morgan. A inflação mundial é considerada igual à inflação de

preços ao consumidor norte-americano e a taxa de juros mundial é a taxa Fed funds. O

volume real das importações em dólares é divulgado pela OCDE.

Todos os dados estão em termos reais (exceto aqueles utilizados para estimar a

paridade descoberta de juros e a regra de Taylor) e, quando necessário, com ajuste sazonal. O

período de estimação geralmente começa em junho de 2000 e vai até março de 2010. Todas as

séries reais são calculadas a preços de 2009.

Todos os modelos foram estimados por mínimos quadrados ordinários, de forma

independente. O método de mínimos quadrados em dois estágios só foi utilizado para estimar

a equação de demanda do mercado de crédito para pessoa física.

Abaixo de cada uma das estimativas, entre parênteses, está a estatística-t, com

variância corrigida pelo estimador proposto por Newey e West (1987). Para cada regressão

será reportado o �� ajustado (�� ) e as estatísticas dos testes JB (��) e de homocedasticidade

de White com termos cruzados (�). Entre colchetes estão os níveis descritivos desses

testes. Por último, mais abaixo, também se encontra o período de estimação de cada regressão

(data inicial e final), entre colchetes. A data está codificada de tal forma que os quatro

primeiros números representam o ano, depois vem uma letra indicando dados mensais (‘M”)

ou trimestrais (“Q”), e, por fim, vem um número referente ao mês ou trimestre em que a série

de dados começa ou termina. O primeiro código indica a data da primeira observação inserida

no modelo, o segundo código indica a data da última. Todas as variáveis reportadas

apresentam nível descritivo máximo de 10% diante da hipótese nula de insignificância

estatística. Variáveis estatisticamente insignificantes não são exibidas e os modelos estimados

não as contêm.

Por fim, para a decomposição dos efeitos da política monetária será utilizado o método

proposto por Altissimo, Locarno e Siviero (2002), que se baseia em quatro etapas:

identificação de todos os canais de transmissão relevantes no modelo, substituição da taxa

12

básica de juros pela estimativa da regra de Taylor em cada um deles, adição de uma variável

dummy (assumindo valores iguais a zero ou a um) a todos os canais que se deseja identificar,

e, por fim, simulação do choque de política monetária diversas vezes, com só um dos canais

de transmissão ativo por vez (o canal a ser identificado fica com a variável dummy igual a um,

enquanto os outros ficam com ela igual a zero). Assim é possível encontrar a participação de

cada canal na transmissão do choque monetário agregado, comparando o resultado dos

choques quando somente um canal está ativo com aquele em que nenhum está. A idéia básica

desse procedimento é tornar endógeno o canal que se deseja identificar e manter exógeno o

restante do sistema, de forma que a contribuição do canal endógeno fique explícita em cada

simulação. A principal vantagem deste método é que, quando os modelos utilizados são todos

lineares, a soma dos impactos parciais é igual ao impacto total (ALTISSIMO; LOCARNO;

SIVIERO, 2002).

Apesar de, neste trabalho, os modelos estimados nem sempre apresentarem relação

linear entre os choques na taxa de juros e seus impactos nos canais de transmissão, essa não-

linearidade não compromete a identificação dos canais individuais, porque os resíduos

derivados da análise de modelos não lineares não alteram a contribuição relativa individual

dos mecanismos (MINELLA; SOUZA-SOBRINHO, 2009). De fato, a soma das contribuições

e o choque total estão altamente relacionados nas simulações realizadas: a soma dos choques

agregados equivale a aproximadamente 99% da soma dos choques desagregados, tanto para o

produto como para a inflação.

13

3 Modelagem

Para realizar a decomposição serão estimados modelos independentes para o crédito, a

demanda agregada, a oferta agregada, a inflação, o câmbio, a taxa de juros, algumas variáveis

externas e algumas variáveis financeiras. Nessa estrutura, a política monetária afeta a

economia por meio do crédito, do custo de capital, da riqueza e do câmbio. Como este estudo

não esgota os possíveis propagadores da política (pois faltaria, para tal, a mensuração da

importância das expectativas, da posse de moeda e da renda), existe uma influência residual

não capturada neste modelo (ALTISSIMO; LOCARNO; SIVIERO, 2002). Além disso, neste

estudo, a política monetária se restringe à realização de alterações na taxa básica de juros à

vista (Selic), excluindo aspectos regulatórios, de manipulação de expectativas ou alíquotas de

compulsório.

A demanda agregada depende de cada um dos componentes do PIB (consumo privado,

investimentos, consumo do governo, importações e exportações de bens e serviços e variação

de estoques). A oferta agregada segue uma função de produção do tipo Cobb-Douglas, com

retornos constantes de escala e fator tecnológico exógeno, como no modelo de Solow (1956).

Portanto, o produto pela ótica da demanda estará determinado e o produto pela ótica da oferta

dependerá somente do nível de utilização dos recursos da economia (dado que a evolução da

produtividade total dos fatores e o estoque de capital são previamente determinados). Como,

em equilíbrio, a oferta agregada deve igualar a demanda agregada, o nível de utilização dos

recursos pode ser facilmente determinado. Dessa forma, quando há uma mudança na taxa

básica de juros, é possível estudar os impactos desse movimento na oferta (os juros afetam a

oferta agregada por meio do investimento) e na demanda agregada, assim como a evolução do

hiato do produto, que depende diretamente do nível de utilização dos recursos disponíveis

(AREOSA, 2008). Da mesma forma, como o objetivo do Banco Central é manter a atividade

aquecida sem comprometer a meta de preços, nessa estrutura é possível encontrar uma taxa de

juros de equilíbrio: que mantenha a atividade aquecida e estável em patamares sustentáveis,

de forma a não comprometer a inflação.

Schwartzman (2006) diferencia estimativas recentes da Curva de Phillips em nove

dimensões: ciclo econômico, repasse cambial, expectativas, inércia, restrição de longo prazo,

medidas de inflação, freqüência dos dados, amostragem e inserção de variáveis dummy. No

modelo utilizado, a inflação é impactada por três vias: hiato do produto (ciclo econômico),

câmbio (repasse cambial linear diante da suposição de livre mobilidade de capitais) e custo

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unitário do trabalho (o modelo estabelece uma relação entre a produtividade marginal do

trabalho e salários; como essa produtividade é afetada pela oferta e demanda agregadas, ela

afeta o custo do trabalho). A expectativa de inflação é modelada pela sua defasagem e pelas

mesmas variáveis que afetam a inflação oficial (câmbio, hiato e custo do trabalho). A

expectativa de inflação acima da meta indica uma tendência de alta inflacionária (a

expectativa só impacta positivamente a inflação quando supera a meta do Banco Central). A

inércia só influencia os preços em uma defasagem e não há restrição de longo prazo. Os dados

são trimestrais e não há variáveis dummy.

Como há interesse na realização de simulações, alguns componentes que não fazem

parte do processo de ação da política monetária (como os gastos do governo e variáveis

externas) serão modelados por processos ARIMA. No Apêndice I há um esquema gráfico do

modelo completo. Vale notar que no gráfico fica claro que o sistema é fechado: cada um dos

componentes, ao mesmo tempo em que influencia, é influenciado por outros. Evidentemente,

essas influências não ocorrem de uma só vez em um só período. O tempo de transmissão do

choque de política depende dos resultados das estimações.

3.1 Demanda agregada

O PIB (��) é modelado pela ótica da demanda, como a soma do consumo privado ( �), do consumo do governo (��), do investimento público e privado (��), da variação de estoques

(��), das exportações de bens e serviços (��) e das importações de bens e serviços (�). Todos os componentes foram encadeados a preços de 2009. Portanto:

(1) ��

3.1.1 Consumo

Reis et al (1998), Gomes (2004) e Gomes (2007), fornecem vasta evidência de que, no

Brasil, a função consumo é fortemente relacionada com a renda corrente. Apesar de Gomes

(2007) não confirmar (e nem rejeitar) a hipótese de restrição de crédito, ela é indicada como

uma possibilidade para a explicação da existência de um componente cíclico no consumo

(GOMES, 2004), indicando que o consumidor segue a regra de bolso de consumir sua renda

corrente, em vez de otimizar seu consumo intertemporalmente.

No modelo de restrição de crédito com horizonte infinito, elaborado por Deaton

(1991), o consumo pode assumir tanto a forma não restrita (consumo menor do que a soma da

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riqueza e da renda) como a restrita a crédito (consumo igual à soma da riqueza e da renda). O

principal resultado deste modelo é que, mesmo que o consumidor não esteja restrito a crédito

no presente, diante de alguma incerteza sobre a sua renda futura ele pode assumir

comportamento não otimizador em virtude da possibilidade de vir a estar restrito a crédito

algum dia (ADDA; COOPER, 2003). Esse modelo tratou a restrição a crédito como um fator

binário: consumidores ou são restritos ou não o são.

Porém, para mensurar o impacto do crédito no consumo, é necessário um modelo que

capture também os efeitos de restrições de crédito parciais. Por exemplo, quando existe um

aumento da oferta de crédito, pessoas que tinham acesso a empréstimos de baixo valor passam

a ter acesso aos de maior valor também, e isso deve impactar suas decisões de consumo. Num

modelo de restrição binária esse movimento não é capturado (o indivíduo não era restrito a

crédito desde o início, pois já consumia mais do que a renda e riqueza disponíveis, e, portanto,

não mudou de situação com o aumento da oferta de crédito). Para resolver este problema, foi

construído um modelo de dois períodos. No primeiro período os consumidores tomam crédito,

no segundo o pagam.

No período �, as pessoas têm uma riqueza (��) e uma renda, soma da massa salarial

(��) com os ganhos sobre o capital e o lucro das empresas (��). A massa salarial é resultado

do produto entre a população economicamente ativa (��), a renda média (��) e a taxa de

emprego (1 � ��), como complementar da taxa de desemprego (��). Essa relação pode ser

expressa pela equação (2):

(2) �� 1 � �� Nessa economia, os consumidores enfrentam uma taxa de juros para aplicações igual à

taxa básica de juros da economia ( �) e uma taxa de juros diferente dessa para empréstimos

(!�"). Dentro desse cenário, respeitando a elasticidade da demanda por crédito das pessoas

físicas em relação à taxa cobrada (#$%&,(%), elas têm uma demanda por crédito ()�") e escolhem

uma proporção da riqueza atual para ser preservada para o próximo período (*). Com essas

duas variáveis, a escolha do quanto consumir fica integralmente determinada. O indivíduo não

escolhe quanto consumir diretamente, mas sim quanto tomar de empréstimo e quanto

preservar de sua riqueza (em função, logicamente, da utilidade do consumo): por uma

identidade contábil o consumo fica determinado. Por suposição, os créditos tomados em um

período devem ser integralmente quitados no período seguinte e o indivíduo precisa consumir

toda a sua riqueza no período final. Caso a variável * seja maior do que a unidade, o indivíduo

deseja acumular riqueza para o período seguinte; caso ela seja menor do que isso, o contrário.

16

Os valores de consumo, crédito, renda, lucros e riqueza devem ser não negativos, assim como

o fator de desconto e a variável *. Além disso, o desconto intertemporal de utilidade (dada

pela função +�,�) é representado pelo fator -.

Neste modelo, apesar de haver dependência entre a taxa de juros e o volume de

empréstimos, as escolhas de quanto se tomar emprestado e qual fração da riqueza atual

preservar para o próximo período são independentes. Ou seja, um aumento em qualquer uma

dessas duas variáveis representará um aumento de igual magnitude no consumo, sem

influenciar a outra.

Sendo assim, os consumidores enfrentam o seguinte problema de maximização:

(3) ./01+� 2� � -+� 3�4, *. /.: (4) 2 � �1 � *��2� � �2 � �2 � )2"

(5) 3 � �3 ��3 � �3 � )2" � )2"!2" � *�2�1 � � � �3 � �3 � )2" � )2"!2"

Maximizando (3) em relação a )�" vem que:

(6) 789�:;�789�:<� � - =1 � !2 >1 � 3?@;&,A;BC

Maximizando (3) em relação a * vem que:

(7) 789�:;�789�:<� � -�1 � �

Portanto, como esperado, um aumento na taxa básica de juros tende a reduzir o

consumo ótimo presente em relação ao futuro (aumento de poupança), dado que a utilidade

marginal do consumo é decrescente. Da mesma forma, um aumento no volume de empréstimo

reduz o consumo futuro em prol do presente.

De (6) e (7) é possível derivar uma forma teórica para #$;&,(;: (8) #$;&,(; � (;DE(;

A elasticidade da demanda por crédito em relação à sua taxa mostra que ela depende

da razão entre a taxa de juros cobrada e o spread bancário. Durante o período analisado, essa

elasticidade está entre -1,10 e -1,40, na média em -1,23. Essa relação será mais explorada na

seção 3.6.3.

Pela identidade contábil, o consumo ainda é igual ao volume de recursos disponível

que o agente deseja gastar. Sendo assim, no instante �, o consumo segue a seguinte equação:

(9) � � �1 � *�� ∆)�" � !�E3)�E3"

Tomando a primeira diferença (∆) de (9), segue-se que:

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(10) ∆ � � G�1 � *��1 � �E3�*�E3��E3 � �1 � *�E3��E3H � ∆�� ∆�� I∆)�" � !�E3)�E3" J � I∆)�E3" � !�E�)�E�" J � K� � ∆�� ∆�� I∆)�" �!�E3)�E3" J � I∆)�E3" � !�E�)�E�" J, em que K� � ��E3*�E3G�1 � *��1 � �E3� �1H � ��E3

Portanto, de acordo com (10), uma alta na taxa de juros afeta o consumo inicialmente

somente por meio do reajuste da taxa de poupança, derivado da relação (7). Porém, há um

efeito ambíguo sobre o consumo após o primeiro período (o resultado depende, basicamente,

de o consumidor estar aumentando ou diminuindo sua riqueza após o choque). Afinal, quando

a taxa básica de juros sobe, os aplicadores ficam mais ricos e podem, no futuro, gastar mais.

Da mesma forma, eles também têm incentivo para aumentar a poupança, o que os levaria a

consumir menos.

Como não há dados disponíveis para a variável �� no período analisado, será

considerado que essa variável cresce a um valor constante. Portanto, na ausência de choques

sobre a taxa de juros, K� será constante. Além disso, na ausência de dados sobre o lucro

distribuído das empresas, será necessário supor que ∆�� L, ou seja, que o lucro distribuído

também cresce a um volume constante. Para capturar a sensibilidade do componente K� da

equação (10) a variações na taxa de juros, será utilizada a primeira diferença da taxa básica na

estimação da relação de consumo.

No modelo estimado, foram incluídas também as defasagens das variáveis

explicativas, partindo-se do pressuposto de que nem todos os efeitos das variáveis exógenas

são capturados imediatamente pelo consumo. Portanto, foi estimada a seguinte equação:

(11) �:�� -3: � -�: �D�� ∑ NO(:��E(�PQ(R2 � ∑ ST�: U∆ V)�E�" I1 � !�E�" JWXYZ�R2 � [�:

Como resultado, foi obtido o seguinte conjunto de parâmetros:

∆ � �2.532,29�3,21� —5.327,36��3,27� ∆ ��0,2368�4,16�∆��0,1112�3,88�∆��E��0,1487�2,57�∆��Ef�0,4663�3,82�∆ V)�"I1 � !�"JW�[�:

�� 52,68%; �� 2,18 G0,33H; � � 5,77 G0,99H jk ímnm � G2001o4; 2010o1H; jk !mn!L!n/nk � !.k*� /p

Nesta estimação, a variável renda e a variável crédito aparecem com coeficientes

menores do que o previsto pelo modelo teórico (a unidade), resultado para o qual há duas

explicações plausíveis: erro de medida e contabilidade do PIB. Curiosamente, um teste de

Wald mostra que, a um nível descritivo de 82%, não é possível rejeitar a hipótese nula de que

a soma dos coeficientes da renda é igual ao coeficiente de crédito. Portanto, apesar de

diferentes da unidade, esses coeficientes são iguais, como previsto.

18

O consumo agregado do PIB é um dado nacional, enquanto que a massa salarial é

extraída da Pesquisa Mensal do Emprego (PME), do IBGE, que abrange somente regiões

metropolitanas. Para poder comparar as duas medidas, foi pressuposto que a razão entre a

massa salarial nacional e a regional é constante (e igual ao valor de setembro de 2009, de

aproximadamente 3,30 vezes). Porém, se essa suposição for consistentemente violada em

outros períodos, pode-se esperar viés nos coeficientes estimados. De fato, a comparação dos

dados de renda da PME com os divulgados pela Pesquisa Nacional por Amostragem de

Domicílios (PNAD) mostra que a proporção entre a massa salarial nacional e a regional varia

ao longo do tempo. Porém, os resultados são robustos a proporções entre 3,00 e 3,50, que

englobam a maior parte das observações da proporção entre as duas massas salariais.

Outra explicação para este resultado reside no fato de que nem todo o consumo de

bens e serviços impacta o PIB. Por exemplo, a compra de um carro usado não afeta o PIB,

embora, se financiada, essa compra seja computada no volume de empréstimos, e, pela

perspectiva do consumidor, represente consumo. Assim, apesar de todo crédito impactar

consumo, nem todo consumo impacta o produto. Por conseqüência, nem todo crédito impacta

o produto. O mesmo vale para a renda.

3.1.2 Investimento

Por pressuposto, a taxa de juros dos empréstimos varia conforme o volume de crédito

contratado, e, além disso, todas as firmas têm um índice de endividamento não nulo. Sendo

assim, todo recurso disponível nas empresas tem dois usos: investimento ou diminuição da

dívida. Dada a alternativa da quitação de empréstimo, o custo de oportunidade do

investimento é a taxa de juros do crédito para pessoas jurídicas (!��). Além disso, o

investimento deprecia a uma taxa T e tem um valor de mercado (qr��), sujeito a alteração (à

taxa stu ��st��). Quando o valor de mercado do capital investido sobe, o custo marginal do capital

diminui.

Este modelo pressupõe barreiras à entrada no mercado de firmas, pois, na medida em

que seu custo de oportunidade é maior do que a taxa básica de juros da economia ( �), seria

possível aos consumidores que aplicam seus recursos a � abrir empresas com custo de capital

menor do que a média do mercado e ganhar o spread bancário. Empresários podem aplicar no

mercado de títulos, mas obteriam rentabilidade maior (em um nível de risco similar)

reduzindo suas dívidas, e, portanto, não realizam essas aplicações. Vale notar que o número

19

de empresários (que enfrentam um custo de oportunidade de aplicações igual a !��, e não �) deve ser suficientemente pequeno em relação ao restante da população para não influenciar

significativamente o comportamento do consumo agregado. Por fim, a oferta de capital é

perfeitamente elástica, e seu preço é o seu produto marginal.

Até agora, neste modelo, adaptado de Hall e Jorgenson (1967), o volume de crédito

concedido às empresas não tem relação nenhuma com o aumento do investimento. Porém, ele

desconsiderou que, às taxas de juros vigentes no mercado, pode haver escassez de recursos

para a realização dos investimentos necessários à convergência do produto marginal do

capital ao seu custo, justificando a importância do crédito como acelerador dos investimentos

e propulsor da produtividade da economia.

É lucrativo investir até o instante em que a produtividade marginal do capital igualar

seu custo marginal. Supondo que os bens da economia são produzidos segundo uma função

do tipo Cobb-Douglas, para um dado nível tecnológico (��), uma dada utilização da

capacidade instalada e desemprego ( � e ��), um determinado nível de estoque de capital e de

trabalho (K� e ��, respectivamente) e uma proporção do capital na renda (v), segue-se que:

(12) �� K��wI�1 � ��J3Ew

Portanto, a produtividade marginal (jxK) do capital é dada por:

(13) jxK � wy z⁄

Seguindo o modelo já introduzido, o investimento (��) é uma função (|), cujo

argumento é o diferencial entre o produto marginal do capital (jxK) e o seu custo marginal,

dado pela soma da taxa de juros para pessoas físicas (!��), da taxa de depreciação (T) e da

desvalorização dos bens de capital (� stu ��st��), multiplicados pelo valor investido (qr��): (14) �� | }jxK � qr�� V!�� T � stu ��st��W~ Portanto, o modelo proposto para o investimento assume a forma:

(15) �Q�� 2 � �3� � �� U∆ V)��I1 � !��JWX� � � �f � wy z⁄ � qr�� V!�� T � stu ��st��W�

Como o aumento no volume de novas concessões de crédito líquidas e o risco-país

estão multiplicados pelo nível de investimento na equação diferencial (15), elas afetam

somente a velocidade de convergência dessa variável ao equilíbrio, mantendo (no equilíbrio) a

estrutura proposta por Hall e Jorgenson (1967), de que ocorre investimento enquanto o custo

marginal do capital for inferior à sua produtividade marginal. Resolvendo a equação (15) e

tomando �2 como uma constante qualquer, segue-se que:

20

(16) � � �� ⁄ �q��U!��T�q�u ��q��X��<�E��∆U$%�V3E(%�WX�E�0� � �2k��∆U$%�V3E(%�WX�E�<��0�

Como, em equilíbrio, o volume de novas concessões líquidas deixa de crescer

(∆ V)��I1 � !��JW � 0) e supondo que o modelo convirja (�3� � �0), o valor do investimento,

nessa situação, é dado por:

(17) lim�� ⁄ �q��U!��T�q�u ��q��X��<�E�0

O resultado (17) confirma que o novo modelo proposto apresenta como resultado de

equilíbrio que o investimento acontece enquanto o produto marginal do capital supera o seu

custo, conforme esperado. Estimando a equação (15) obtém-se o seguinte conjunto de

parâmetros:

∆�� 1,2198�2,38� � 0,0862��2,06��E3� 0,0033��3,83��E3��0,0633�2,70��E3∆ V)��I1 � !��JW�0,0488�2,49�> vK �⁄ � qr�� !�� T � qru ��qr��B�[�Q �� 49,11%; �� 0,24 G0,88H; � � 17,29 G0,24H jk ímnm � G2001o4; 2010o1H; jk !mn!L!n/nk � !.k*� /p Como uma parte dos equipamentos e de seus insumos é importada, o preço do

investimento (qr��) é influenciado diretamente pelo câmbio real (q�). Apesar de outras

variáveis provavelmente também influenciarem o preço do investimento, a única diretamente

afetada pela política monetária é o câmbio (MINELLA; SOUZA-SOBRINHO, 2009).

Supondo que ele não seja correlacionado com nenhuma das outras variáveis que afetam essa

medida, é possível estimar, sem viés (HAMILTON, 1994), a seguinte relação:

(18) �q�� -2�( � -3�(q�� 1� � -��(q�

Resolvendo a equação (18) e tomando �3 por uma constante qualquer, vem que:

(19) qr�� -0�!�-2�!qt-1�! ��1k��-1�! Portanto, no equilíbrio, considerando que �G∆q�H � 0, em que �G,H é o operador de

esperança, da estatística:

(20) �Nlim�� q��P � �;�A��A�G��H�<�A � �;�A��A��<�A

Estimando a equação (18) obtém-se o seguinte conjunto de parâmetros:

∆qr�� 0,3511��6,68� � 0,1200��3,27�qr�� 1��0,0669�6,31�q��εtqi �� 39,60%; �� 3,88 G0,14H; � � 1,79 G0,88H

21

jk ímnm � G2001o4; 2010o1H; jk !mn!L!n/nk � !.k*� /p

3.1.3 Outros componentes

A variação de estoques e os gastos do governo não são diretamente afetados pela

política monetária, enquanto que as exportações e importações só são afetadas pela via

cambial. Por essa razão, os modelos adotados para essas variáveis são simples, envolvendo

somente o câmbio, o PIB, o volume mundial de importações (.� ) e a absorção doméstica

(/�), dada pela soma do consumo, do investimento e dos gastos do governo.

A variação de estoques segue uma regra aceleracionista (MANKIW, 2008):

(21) �� β2¢£ � β3¢£VE�E3 � β�¢£VE�E� � βf¢£∆Y� � [�§�

Estimando os parâmetros do modelo (21), tem-se que:

�� 0,4617�6,63�VE�E3� 0,2898��2,17�VE�E��0,4852�5,77�∆Y��[�§�

�� 56,78%; �� 1,99 G0,37H; � � 16,54 G0,06H jk ímnm � G2001o4; 2010o1H; jk !mn!L!n/nk � !.k*� /p As exportações dependem unicamente das importações do resto do mundo e do

câmbio real, similarmente a Minella e Souza-Sobrinho (2009):

(22) ∆0� � β2 � β3∆x�E3 � β�∆�� βª∆.� � [�«

Estimando os parâmetros do modelo (22), tem-se que: ∆0� �0,0171�1,79� � 0,1900��3,06�∆x�E3�1,2739�9,24�∆��0,7018�3,68�∆.� �[�«

�� 67,43%; �� 4,63 G0,10H; � � 21,84 G0,01H jk ímnm � G2001o4; 2010o1H; jk !mn!L!n/nk � !.k*� /p

Conforme esperado, a depreciação cambial, assim como o aumento das importações

realizadas pelo resto do mundo, aumenta as exportações. Por sua vez, as importações

dependem, analogamente, da absorção interna e do câmbio real, similarmente a Minella e

Souza-Sobrinho (2009):

(23) ∆.� � β2¬ � β3¬∆.�E3 � β�¬∆q� � βf¬∆/� � [�

Estimando os parâmetros do modelo (23), observa-se que a elasticidade da absorção

interna às importações é superior a 1,00, evidência comum na literatura (MINELLA;

SOUZA-SOBRINHO, 2009). Além disso, as importações também são diminuídas com uma

depreciação cambial, conforme esperado: ∆.� �0,3658�3,34�∆.�E3� 0,3493��6,13�∆q��1,7350�4,93�∆/��[�

�� 52,87%; �� 29,16 G0,00H; � � 15,93 G0,07H

22

jk ímnm � G2001o4; 2010o1H; jk !mn!L!n/nk � !.k*� /p Supondo que os gastos do governo não tenham influência e nem sejam influenciados

pela política monetária, como em Minella e Souza-Sobrinho (2009), é possível modelá-los por

um processo ARMA, com tendência determinística (�). Sendo assim: x� �6,1569�3,19� �0,0053�2,93� � �0,4710�2,84�x�E3�[�9

�� 93,06%; �� 7,35 G0,02H; � � 4,19 G0,38H jk ímnm � G2001o4; 2010o1H; jk !mn!L!n/nk � !.k*� /p Este modelo sugere que, em equilíbrio, os gastos do governo evoluem a

aproximadamente 4% ao ano (1% ao trimestre).

3.2 Oferta agregada 3.2.1 Modelo de Solow Similarmente a Muinhos e Alves (2003), a oferta agregada tem como componente de

longo prazo uma função de produção Cobb-Douglas com os pressupostos do modelo de

Solow, como na equação (12). Supondo que a produtividade dos fatores siga uma taxa de

crescimento constante (x), que a população economicamente ativa cresça a uma taxa

constante (®) e que o estoque de capital siga uma regra de inventário perpétuo, segue-se que:

(24) u � x

(25) °u° � ®

(26) K� � TK�E3 � �� Seguindo Klenow e Rodríguez-Claire (1997), o estoque inicial de capital foi modelado

supondo-se que, naquele instante, a economia estava em equilíbrio. Portanto:

(27) K2 � ±z;²�³�9

Com os resultados de (24) a (27) é possível especificar completamente o modelo de

oferta. Definindo-se o nível de atividade (� �) como um indicador geral que meça a utilização

da capacidade disponível de pessoas e capital, tem-se que:

(28) � � � � r�w�1 � ��3Ew

De tal forma que, por (28) e (12):

(29) �� K��w��3Ew

Considerando capital e trabalho ajustados para seus níveis de utilização (Kµ � rK� e ¶· � �1 � ��) e dividindo ambos os lados da equação por ¶·, vem que:

23

(30) z%·% � ¹º� � �� Vyµ·Ww � ��·�w

Por (24) e (30) segue-se que:

(31) ln�¹º�� p®��2� � x� � vp®I�·�J

Estimando (31) para o período de 1985 até 2009 segue-se que:

ln�¹º�� 3,0729�4,46� �0,0050�3,42� � �0,3089p®I�·�J�[�¼

�� 87,27%; �� 6,31 G0,04H; � � 20,16 G0,00H jk ímnm � G1985; 2009H; jk !mn!L!n/nk /®+/p

Portanto, para o período analisado, a produtividade total dos fatores (PTF) cresceu a

uma taxa média de 0,50% ao ano. Porém, devido à sua consistente queda durante a década de

80 (FILHO, 2001), esse valor provavelmente subestima o atual crescimento. De fato, de 1999

a 2008 a PTF cresceu em média a, aproximadamente, 0,74% ao ano.

A participação do capital na renda encontra-se um pouco abaixo de outras estimativas,

como a de Muinhos e Alves (2003). Porém, como discutido em Gollin (2002), os dados de

trabalhadores autônomos e de pequenos empreendedores enviesa as estimativas gerais sobre a

participação do trabalho no produto. Considerando que o rendimento misto bruto seja, na sua

maior parte, fruto dos rendimentos do trabalho, as Contas Nacionais do IBGE de 2006

mostram que a participação do trabalho na renda é de aproximadamente 58,90%, enquanto a

do capital 41,1%. Um teste de Wald sobre o modelo estimado mostra que a hipótese nula de

que a fração do capital é 40% apresenta um nível descritivo de 46,57%. Já a hipótese nula de

que ela seria 50% apresenta um nível descritivo de 12,60%. Portanto, não é possível rejeitar a

hipótese de que a fração do trabalho na renda seja de 50%, nem de 40%, a níveis de

significância usuais. Porém, a adoção de níveis maiores para essa participação (como 60%) é

rejeitada pelo modelo (particularmente, a hipótese de que ela seja igual a 60% apresenta nível

descritivo de 1,98%). Além disso, participações tão altas do capital na renda são raras mesmo

entre estimativas com viés (GOLLIN, 2002). Como Gollin (2002) discute, somente oito países

apresentaram frações do capital superiores a 60% numa amostra de 94, antes da correção

proposta no seu estudo.

3.2.2 Curva de Phillips

Sendo o hiato do produto (��) a proporção do nível de oferta observada (��½) em

relação àquela que não acelera a inflação (��s), cuja utilização de recursos é denotada por

24

�´¾��, é possível modelá-lo a partir da razão entre a capacidade utilizada efetiva e aquela não

aceleracionista, por meio da seguinte identidade (AREOSA, 2008):

(32) �� z%¿z%À � ¯%7Á%�y%��°%�<Â�¯%7ÁÃ��y%��°%�<Â� � 7Á%7ÁÃ�

Como já discutido, neste modelo, o ciclo econômico será representado pelo hiato do

produto (supondo que o nível de utilização de recursos que não acelera a inflação é constante,

o hiato do produto é diretamente proporcional à capacidade utilizada) e o repasse cambial é

linear e defasado em quatro trimestres (∆ª), como em Schwartzman (2006). A inércia é

representada pela inflação defasada em um período; as expectativas são representadas pela

diferença entre o seu valor defasado em um período e a meta de inflação vigente (��,��ª8 ); os

choques de oferta são representados pelo custo unitário do trabalho (+pL�). (33) �� -2Ä � -3Ä��1 � -�Ä∆� �E3 � -fÄI��1,��3� � ��1,��3 J � -ªÄ∆ª��E3 �-ÅÄ∆+pL�E� � [�Ä

Estimando o modelo apresentado em (33) surge um resultado similar a Correa e

Minella (2006), de um impacto de 0,75 pontos percentuais para cada ponto percentual de

aumento nas expectativas de inflação: �� 2,6524�4,48� �0,4929�4,85��E3�0,8490�3,28�∆� �E3�0,7503�3,74� I��E3,��f� � ��E3,��f8 J�2,9482�1,72�∆4��E3�

�2,3500�2,02�∆+pL�E��[�Ä

�� 86,58%; �� 7,77 G0,02H; � � 31,94 G0,04H jk ímnm � G2000o2; 2010o1H; jk !mn!L!n/nk � !.k*� /p A modelagem de expectativas de inflação foi feita utilizando as mesmas variáveis que

afetam a inflação. O modelo final estimado foi:

��ª,�� 2,9277�10,25��0,3919�9,13��E3�14,2333�4,99� ∆��1,6804�6,06�∆� �E3�[�Ä¾

�� 70,16%; �� 7,89 G0,02H; � � 14,68 G0,10H jk ímnm � G1999o4; 2010o1H; jk !mn!L!n/nk � !.k*� /p Vale notar que, neste modelo, a expectativa de inflação não depende da inflação

contemporânea, mas somente da defasada. Portanto, a expectativa de inflação é variável

exógena no modelo (33).

3.2.3 Custo unitário do trabalho

O custo unitário do trabalho (+pL) reflete a diferença entre o salário que é recebido

pelos trabalhadores (Æ�), com os impostos que sobre esse rendimento incidem (Ç), e o produto

25

marginal do trabalho. Portanto, seguindo Minella e Souza-Sobrinho (2009), ele segue a

seguinte dinâmica (Æ��1 � Ç�, �� e �� em logaritmo natural):

(34) +pL� � Æ��1 � Ç� � �� Por sua vez, os salários reais dependem da maximização de lucro da firma típica desta

economia, que remunera o trabalho a Æ (sobre o qual incide um percentual Ç de custos e

impostos) e o capital a �. A partir de (12):

(35) �� K��wI�1 � ��J3Ew � Æ��1 � Ç�� K� Escolhendo o nível de trabalho que maximiza lucro e supondo ausência de relação

entre os salários e o nível de emprego, obtém-se que o salário é igual ao produto marginal do

trabalho (jx¶):

(36) �1 � Ç�Æ� � jx¶

Porém, é necessário encontrar a velocidade de convergência dos salários ao produto

marginal e o valor dos impostos sobre o trabalho. De acordo com Pastore (1995), os encargos

trabalhistas sobre o rendimento dos trabalhadores são de aproximadamente 102%. Estimando

a equação (37) utilizando essa informação vem que:

Æ��1 � Ç� �0,7676�5,26�Æ�E3�1 � Ç��0,2324�5,26�jx¶�E3�[�È

�� 61,05%; �� 27,95 G0,00H; � � 26,67 G0,00H jk ímnm � G2001o4; 2010o1H; jk !mn!L!n/nk � !.k*� /p De acordo com este modelo, o ajuste do nível de salários à produtividade marginal do

trabalho demora somente um período.

3.3 Taxa de câmbio

Supondo perfeita mobilidade de capitais, vale a paridade descoberta de juros. Com a

paridade descoberta de juros é possível criar uma estrutura de determinação do câmbio

nominal (��) de forma a, pela derivação do câmbio real (a partir das inflações interna e

externa), mensurar o impacto desse componente na economia. Neste modelo, como esperado,

um aumento do risco (��) ou da taxa de juros externa (!� ) gera uma fuga de capitais que

deprecia o câmbio nominal (��). A paridade dos retornos em moeda doméstica e estrangeira é

dada por:

(37) !�� !� � �%%É<�E�%�% � �� Rearranjando o modelo para determinar o câmbio à vista:

(38) �� %%É<�I3�(%ÊE(% E�%J

26

Adotando como medida para o risco-país o EMBI (��), é necessário ajustar a sua

unidade àquela das outras variáveis do modelo. Dessa forma, deve ser estimada uma função

afim (e, portanto, monotônica) do logaritmo natural do EMBI que mensure o seu impacto no

câmbio:

(39) �� T3 � T2�� Portanto, por (37) e (39):

(40) !�� !� � �%%É<�E�%�% � T3 � T2�� Estimando o modelo apresentado em (40) vem que:

��1 � !��3��1 � !� � �0,0910�7,86� �0,0595�1,92��[��

�� 1,06%; �� 60,88 G0,00H; � � 69,88 G0,00H jk ímnm � G20006; 20103H; jk !mn!L!n/nk .k®*/p

Para simular o modelo, foi considerado que todo aumento ou diminuição do spread

entre as taxas de juros internas e externas, ajustados pelo coeficiente de risco, será

inteiramente repassado ao câmbio efetivo. A variação da expectativa cambial, como em

Perdomo (2008), será considerada um ruído branco com média zero. Portanto, a esperança da

variação da expectativa cambial tem média nula.

Sabendo que a relação entre a taxa nominal e a taxa real de câmbio depende do nível

de preços interno (j�) e externo (j� ), vale a seguinte relação:

(41) �� %Ë%Ë%

Portanto, é possível modelar a evolução do câmbio real utilizando os dados de inflação

interna (��) e externa (�� ) pela seguinte fórmula:

(42) �%u�% � �%u�% � ��

3.4 Política monetária

O Banco Central segue uma regra de Taylor para atingir o pleno emprego e manter as

expectativas de inflação (��,��ª¾ ) ao redor da meta para o próximo ano (��,��ª8 ), dando

diferentes pesos para cada um desses componentes. A partir do modelo apresentado em

Minella e Souza-Sobrinho (2009), acrescentando o componente de capacidade utilizada para o

ciclo econômico, tem-se que:

27

(43) � � β3� �E3 � β�� E� � βf� �Ef � βª� ∆� � � βÅ� I��,��ª¾ � ��,��ª8 J � �1 � βª� �βÅ� �I��,��ª¾ � ��J � [�D

Estimando o modelo de (43) vem que: � �1,2325�9,13� ��1� 0,2363��1,78� ��3�0,7319�8,08�∆�´��0,1516�2,63� I��,��4k ��,��4 J�0,1165I��,��4k ��J�[�

�� 99,23%; �� 12,67 G0,00H; � � 84,89 G0,00H jk ímnm � G20006; 20103H; jk !mn!L!n/nk .k®*/p Pode-se observar que, apesar da estacionaridade do modelo, os coeficientes da taxa de

juros defasada indicam uma lenta velocidade de convergência da taxa de juros à sua média,

suavizando a reação da autoridade monetária a movimentos de produto, preços e expectativas.

3.5 Resto do mundo

O resto do mundo foi considerado exógeno ao sistema, como em Minella e Souza-

Sobrinho (2009). O risco-país (representado pelo EMBI) segue um processo auto-regressivo

de primeira ordem com tendência determinística (�): �� 0,4973�2,12� � 0,0013��1,99� � � 0,9293�28,05��1�[�� 95,55%; �� 38,62 G0,00H; � � 17,83 G0,00H jk ímnm � G20007; 20103H; jk !mn!L!n/nk .k®*/p

Esse resultado indica uma tendência de redução do EMBI durante o período

apresentado, além de uma alta dependência dos dados, conforme esperado. As importações

mundiais foram modeladas por um processo auto-regressivo, também com tendência

determinística (�): .� �6,0565�3,07� �0,0116�2,69� � �0,5472�3,68�.��2 �[�.�

�� 86,86%; �� 60,05 G0,00H; � � 16,11 G0,01H jk ímnm � G2001o1; 2010o1H; jk !mn!L!n/nk � !.k*� /p A última regressão mostra claramente que as importações mundiais apresentaram

crescimento no período analisado, conforme esperado. Já a inflação mundial (representada

pela variação do índice de preços ao consumidor norte-americano) foi modelada por um

processo auto-regressivo de primeira ordem:

�� 0,1281�5,30� �0,5355�8,23��1 �[�� 29,10%; �� 94,62 G0,00H; � � 28,76 G0,00H jk ímnm � G19803; 20108H; jk !mn!L!n/nk .k®*/p

28

Por fim, a taxa de juros externa segue, na sua primeira diferença, um processo auto-

regressivo de quinta ordem, conforme a estimação abaixo:

∆!� �0,6738�12,31�∆!��1 �0,1436�2,01�∆!��5 �[�!��1


3.6 Crédito 3.6.1 Oferta e demanda

O principal problema na estimação de equações simultâneas de oferta e demanda é a

endogeneidade. Diante dela, a utilização de mínimos quadrados ordinários gera coeficientes

não só com viés como inconsistentes (HAMILTON, 1994). Porém, como o interesse deste

trabalho não é estudar o comportamento individual da oferta e da demanda de crédito, mas a

relação entre o equilíbrio desse mercado e um conjunto de variáveis exógenas relacionadas

com a atividade, a inflação e a política monetária, é possível utilizar mínimos quadrados

ordinários.

O crédito será dividido em dois grupos: para consumidores (pessoas físicas) e

investimento (pessoas jurídicas). Todas as modalidades de crédito com recursos livres foram

utilizadas nesse cálculo, pois mesmo aquele não direcionado para aquisição de bens duráveis

(como desconto de duplicatas) impacta positivamente o investimento, na medida em que,

servindo de fonte de capital de giro para as empresas (aliviando suas restrições

orçamentárias), libera recursos próprios, que podem ser usados para investimentos e

expansão.

Neste modelo, os bancos captam uma fração (*) de seus recursos internamente e o

restante (1 � *) no exterior, seguindo as evidências apresentadas por Carneiro, Salles e Wu

(2006) de que o câmbio é variável relevante na determinação da oferta de crédito. Na

captação externa é feito o hedge da taxa de câmbio (��), utilizando o contrato futuro de

câmbio para doze meses (��3�), a custo de transação nulo. A receita bancária é dada pelas

taxas de juro reais esperadas para pessoas físicas e jurídicas (!�" e !��, respectivamente),

subtraídas das taxas de inadimplência observadas (Ì�" e Ì�� para pessoas físicas e jurídicas,

respectivamente). A taxa de juros que onera os recursos da captação externa (com prazo de

um ano) é !� , cuja proxy será a taxa real dos Fed Funds, e aquela que onera a captação interna

(com prazo de um ano) é a taxa básica real de juros da economia, �. Toda concessão de

29

crédito interna tem um custo operacional, L, incorrido a cada unidade monetária de

empréstimo realizado. O total captado, )�, é dividido entre pessoas físicas ()�") e jurídicas

()��). Nesses moldes, a função de lucro dos bancos é dada por:

(44) ��Í � )�"I!�" � Ì�"J � )��I!�� Ì��J � )� �* � � �1 � *� V�%%É<��% W �1 � !� �� L)�

O modelo também supõe independência entre as modalidades de crédito (o aumento

do crédito para pessoas físicas não afeta a disponibilidade do crédito para pessoas jurídicas) e

ausência de impostos (apesar de que alguns tipos de imposto poderiam ser somados ao

componente do custo operacional). As variáveis de escolha para os bancos ()�",±I!�",±J,

)��,±I!��,±J) são modeladas de acordo com as seguintes funções:

(45) )��,±I!��,±J � )��,± VÌ��; �; �%%É<��% �1 � !� �; LW

(46) )�",±I!�",±J � )�",± VÌ�"; �; �%%É<��% �1 � !� �; LW

Supondo que a relação entre essas variáveis – das equações (45) e (46) – seja linear,

segue-se que (em logaritmo):

(47) )��,± � -$,�,±3 � -$,�,±� !��,± � -$,�,±f Ì�� -$,�,±ª � � -$,�,±Å �%%É<��% �1 � !� � � -$,�,±Î L

(48) )�",± � -$,",±3 � -$,",±� !�",± � -$,",±f Ì�" � -$,",±ª � � -$,",±Å �%%É<��% �1 � !� � � -$,",±Î L

Como a produtividade marginal do capital é igual ou maior do que o seu custo

marginal, a demanda por crédito das pessoas jurídicas é basicamente determinada pelo nível

de utilização dos fatores de produção (das taxas de emprego e capacidade instalada). Se há

oportunidades de investimento, elas são acentuadas quando a capacidade está quase

totalmente utilizada para a produção, porque, nessa situação, a demanda agregada dá sinais ao

mercado de que há absorção para a produção adicional que o investimento possibilitaria.

Afinal, além de a produtividade marginal do capital depender positivamente da utilização dos

fatores (pois ela é diretamente proporcional ao nível de produto, de acordo com o modelo

adotado), a expansão da capacidade produtiva gera lucro num prazo mais curto quando a

demanda por essa capacidade maior se faz patente, e, portanto, quando a capacidade existente

tem dificuldade em atender o crescimento da demanda dos consumidores. Em outras palavras,

tudo o mais constante, a taxa interna de retorno dos investimentos aumenta conforme a

ociosidade diminui (o modelo de investimento resolvido na demanda agregada não contempla

este fato). Assim, a demanda por crédito das empresas é função do nível de atividade:

(49) )��,�I!��,�J � )��,� ��

30

Como demonstrado em (6), (7) e (8), a demanda por crédito das pessoas físicas é

função, basicamente, das preferências e da razão entre a taxa de juros dos empréstimos e o

spread bancário. Como as variáveis associadas a preferências não são diretamente

observáveis, elas não serão incorporadas ao modelo (consideradas exógenas e constantes ao

longo do tempo).

Havendo alterações na restrição orçamentária ou na oferta de crédito dos bancos, o

consumidor reagirá de forma a sempre ajustar o volume de crédito respeitando o resultado (8).

Portanto, a demanda por crédito dos consumidores é uma função dada por:

(50) )�",�I!�",�J � )�",� U (%&,ÊD%E(%&,ÊX

Porém, a solução de (50) impõe uma não-linearidade ao comportamento da taxa de

juros que impede a estimação do modelo por mínimos quadrados ordinários (a solução do

modelo completo depende da função W de Lambert). Por razões discutidas na seção 3.6.3,

não comprometerá a estimação do modelo considerar essa elasticidade constante. Novamente

supondo que a relação entre essas variáveis – modelos (49) e (50) – seja linear nos logaritmos,

vem que:

(51) )��,� � -$,�,�3 � -$,�,�� !��,� � -$,",±f � � (52) )�",� � -$,",�3 � -$,",�� !�",�

3.6.2 Equilíbrio e estimações

Para determinar o equilíbrio nos mercados de crédito, é necessário supor a igualdade

entre as quantidades ofertadas e demandadas, assim como entre as taxas cobradas e pagas.

Portanto, de acordo com (47) e (51), o equilíbrio do mercado de crédito de pessoa jurídica

()��,� � )��,± e !��,� � !��,±) é dado por:

(53) !�� V�@,�,Ï< E�@,�,Ê< ��@,�,ÏÐ ÑW

V�@,�,Ê� E�@,�,Ï� W � �@,�,Ï�V�@,�,Ê� E�@,�,Ï� WÌ�� @,�,ÏÒ

V�@,�,Ê� E�@,�,Ï� W � � �@,�,ÏÓV�@,�,Ê� E�@,�,Ï� W �%%É<�

�% �1 �!� � � �@,&,Ï�

V�@,�,Ê� E�@,�,Ï� W� � (54) )�� @,�,Ï< �@,�,Ê� E�@,�,Ê< �@,�,Ï� ��@,�,ÏÐ �@,�,Ê� Ñ

V�@,�,Ê� E�@,�,Ï� W � �@,�,Ï� �@,�,Ê�V�@,�,Ê� E�@,�,Ï� WÌ�� @,�,ÏÒ �@,�,Ê�

V�@,�,Ê� E�@,�,Ï� W � ��@,�,ÏÓ �@,�,Ê�

V�@,�,Ê� E�@,�,Ï� W �%%É<��% �1 � !� � � �@,&,Ï� �@,�,Ï�

V�@,�,Ê� E�@,�,Ï� W� �

31

Já para o mercado de crédito de pessoa física ()�",� � )�",± e !�",� � !�",±), por (48) e

(52), segue-se que:

(55) !�" ��@,&,Ï< E�@,&,Ê< ��@,&,ÏÐ Ñ

V�@,&,Ê� E�@,&,Ï� W � �@,&,Ï�V�@,&,Ê� E�@,&,Ï� WÌ�" � �@,&,ÏÒ

V�@,&,Ê� E�@,&,Ï� W � � �@,&,ÏÓV�@,&,Ê� E�@,&,Ï� W �%%É<�

�% �1 � !� � (56) )�" � �@,&,Ê� �@,&,Ï< E�@,&,Ï� �@,&,Ê< ��@,&,Ê� �@,&,ÏÐ Ñ

V�@,&,Ê� E�@,&,Ï� W � �@,&,Ê� �@,&,Ï�V�@,&,Ê� E�@,&,Ï� WÌ�" � �@,&,Ê� �@,&,ÏÒ

V�@,&,Ê� E�@,&,Ï� W � ��@,&,Ê� �@,&,ÏÓ

V�@,&,Ê� E�@,&,Ï� W �%%É<��% �1 � !� �

O custo fixo mensal de novas concessões (L) será considerado constante. Assim, a

forma reduzida da estimação de (53), (54), (55) e (56) é, respectivamente:

(57) !�� -3 �,3 � -� �,3Ì�� -f �,3 � � -ª �,3 �%%É<��% �1 � !� � � -Å �,3� � � [��,(

(58) )�� -3 �,� � -� �,�Ì�� -f �,� � � -ª �,� �%%É<��% �1 � !� � � -Å �,�� [��,$

(59) !�" � -3 ",3 � -� ",3Ì�" � -f ",3 � � -ª ",3 �%%É<��% �1 � !� � � [�",(

(60) θ�Õ � β3 Õ,� � β� Õ,�µ�Õ � βf Õ,�r� � βª Õ,� £��É<�£� �1 � i� � � [�",$

Estimando os quatro modelos para o crédito, observa-se que todos os resultados foram

significantes e os sinais tiveram os valores esperados. Somente a inadimplência dos

empréstimos para pessoas físicas não foi significante. Provavelmente esse resultado se deve a

uma dificuldade de mensuração dessa variável. A taxa de inadimplência divulgada pelo Banco

Central representa o saldo total de operações em atraso a partir de um determinado período

dividido pelo saldo total de crédito, que não é a forma mais adequada para mensuração dos

níveis de inadimplência (ANNIBAL, 2009). A melhor medida para essa variável é o número

de operações atualmente em atraso (ANNIBAL, 2009), porém, esses dados não são

publicamente disponíveis. Em conformidade com a apresentação dos modelos, todas as

variáveis foram inseridas em logaritmo natural.

Para a taxa de juros de pessoas jurídicas:

!�� 25,5405��6,07� �0,3691�5,99�Ì��0,2659�7,03� � �0,1421�4,37��3�� 1 � !� ��6,1921�6,68�� [��,( �� 52,35%; �� 188,45 G0,00H; � � 44,88 G0,00H jk ímnm � G20007; 20103H; jk !mn!L!n/nk .k®*/p

Para o volume de novas concessões de pessoas jurídicas:

32

)��0,2009��5,39�Ì�� 0,1003��3,88� � � 0,0969��4,52��3�� 1 � !� �� 3,0336�208,06�� [��,$


Para a taxa de juros de pessoas físicas:

!�"� 3,1228�45,03��0,2748�6,31� � � 0,1750�5,38��3�� 1 � !� ��[�",( �� 80,93%; �� 40,25 G0,00H; � � 12,66 G0,03H jk ímnm � G20006; 20103H; jk !mn!L!n/nk .k®*/p

Para o volume de novas concessões de pessoas físicas:

)�"� 12,9522�122,51�� 0,1688��2,51� � � 0,1893��3,92��3�� 1 � !� ��[�",$


Em todos os modelos é importante destacar a inequívoca significância do custo de

captação de recursos no exterior.

3.6.3 Elasticidade-preço da demanda por crédito para consumo

Como mostra a relação (8), a elasticidade-preço da demanda por crédito para consumo

é dada por uma razão entre a taxa de juros cobrada dos empréstimos e o spread bancário.

Conforme é possível perceber na Figura 01, ela é relativamente estável e tem oscilado em

torno de -1,23, com uma tendência acentuada de baixa desde junho de 2005. Com o

consumidor menos elástico a crédito, diminui a eficácia da política monetária, e, por

conseqüência, oscilações na taxa básica de juros tendem a causar impacto menor na atividade,

e, como resultado, nos preços.

Utilizando como instrumentos para a estimação da demanda por crédito as variáveis da

equação (48), com mínimos quadrados em dois estágios obtém-se o seguinte resultado:

)�",� � 17,6828�14,90� � 1,1124��11,60�!�",��[�",�,( �� 77,79%; �� 1,33 G0,51H; � � 0,88 G0,64H jk ímnm � G20008; 20103H; jk !mn!L!n/nk .k®*/p

Pelo teste de Wald, não é possível rejeitar, a um nível descritivo de 22,26%, a hipótese

nula de que o coeficiente da elasticidade-preço é igual a -1,23.

33

Figura 01 – Elasticidade teórica da demanda por crédito de pessoas físicas.

Esse resultado fortalece a teoria desenvolvida sobre a elasticidade da demanda por

crédito. Além disso, ele mostra que a suposição de que essa elasticidade permaneceu

constante durante o período analisado não distorce os resultados básicos do modelo. Afinal,

pelas estimativas da regressão desta seção, não foi possível rejeitar a hipótese de que a

elasticidade-preço da demanda apresentou o valor teórico esperado.

-1,40

-1,35

-1,30

-1,25

-1,20

-1,15

-1,10

jun-

00

dez-

00

jun-

01

dez-

01

jun-

02

dez-

02

jun-

03

dez-

03

jun-

04

dez-

04

jun-

05

dez-

05

jun-

06

dez-

06

jun-

07

dez-

07

jun-

08

dez-

08

jun-

09

dez-

09

Elasticidade-preço da demanda por crédito de pessoas físicas

34

4 Resultados 4.1 Simulações

Uma vez identificados os canais por meio dos quais a taxa básica de juros ( �) é capaz

de afetar a economia (neste caso câmbio, crédito, custo de capital e riqueza), cada um deles

passa a receber uma taxa de juros diferente ( ��), seguindo a mesma fórmula da regra de

Taylor. Para se identificar o papel isolado de um canal de transmissão nos choques agregados,

deve-se efetuar o choque somente na taxa de juros �� referente ao canal que se deseja

identificar (os outros permanecem com a dinâmica normal, sem choque). Basicamente, a idéia

de Altissimo, Locarno e Siviero (2002) é que cada um dos canais de transmissão da política

possa ser influenciado por uma taxa de juros diferente dos outros. Assim, serão obtidos níveis

de produto e preços para os próximos períodos em diversos cenários. O crescimento obtido

em cada cenário comparado com a situação em que não é feito choque algum permite que se

chegue à contribuição ao crescimento de cada mecanismo nas variáveis de interesse. A análise

efetuada se restringe às contribuições na taxa de crescimento do PIB e na variação do IPCA, a

partir de um choque positivo de um ponto percentual na taxa Selic nominal em abril de 2010.

Conforme esperado, tanto produto como preços indicam tendência de queda neste

cenário, conforme indicam as figuras 02 a 05.

Figura 02 – Impacto do aumento na taxa de juros no produto interno. Resultado dos

primeiros vinte e quatro trimestres após o choque.

-1,50%

-1,00%

-0,50%

0,00%

0,50%

1,00%

1,50%

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24

Impacto do choque na taxa de crescimento do produto

35

Na figura 02 é possível perceber que o impacto da política monetária no produto é

significante durante os doze primeiros trimestres (com convergência a zero perceptível já a

partir do décimo), estabilizando posteriormente. Assim, conforme mostra o gráfico dos

impactos acumulados (figura 03), obtém-se um período recessivo inicial, amenizado

posteriormente pela desaceleração do movimento de alta na taxa de juros, como resultado da

dinâmica da regra de Taylor. Como mostra a figura 03, o choque é predominantemente

negativo. Estendendo a simulação até mais de sessenta trimestres é possível verificar uma

lenta (mas consistente) neutralização das conseqüências do choque. De fato, a neutralização

ocorre, mas a velocidade de convergência a zero é insignificante (ela ocorreria

aproximadamente oitenta trimestres após o choque inicial). Durante o primeiro ano, como

mostra o gráfico da figura 03, um aumento de um ponto percentual na taxa Selic gera uma

depressão de aproximadamente um ponto percentual no produto após um ano, com um pico

de 1,60 pontos percentuais de queda em seis meses.

Figura 03 – Impacto acumulado do aumento na taxa de juros no produto interno.

Resultado dos primeiros doze trimestres após o choque.

Na inflação observa-se um overshooting similar ao do produto (figura 04), também

derivado dos ajustes da regra de Taylor. O choque tem efeitos de maior magnitude durante os

primeiros doze trimestres. Após três anos e meio os resultados da política já não mais afetarão

significativamente o nível de preços. O resultado mostra que um aumento de um ponto

percentual na taxa nominal de juros reduz a inflação, durante os primeiros quatro a cinco

trimestres, em aproximadamente 0,77 pontos percentuais.

-2,00%

-1,50%

-1,00%

-0,50%

0,00%

0,50%

1,00%

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24

Impacto do choque na taxa de crescimento do produto acumulado

36

Figura 04 – Impacto do aumento na taxa de juros na inflação. Resultado dos primeiros

vinte e quatro trimestres após o choque.

Com um resultado mais robusto do que aquele encontrado para o produto, o aumento

da taxa de juros certamente causa uma queda substancial no nível de preços, como mostra a

figura 05. Da mesma forma que na atividade, ocorre a reversão do movimento até que o

choque seja totalmente dissipado. Neste caso, isso só acontece após cento e trinta trimestres.

Figura 05 – Impacto acumulado do aumento na taxa de juros na inflação. Resultado dos

primeiros doze trimestres após o choque.

Observando a tabela 01 e a tabela 02 é possível perceber que a participação do câmbio

na movimentação da inflação é aproximadamente 10 pontos percentuais maior do que naquela

-0,80%

-0,60%

-0,40%

-0,20%

0,00%

0,20%

0,40%

0,60%

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24

Impacto do choque na taxa de inflação

-3,00%

-2,50%

-2,00%

-1,50%

-1,00%

-0,50%

0,00%

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24

Impacto do choque na taxa de inflação acumulada

37

do produto. Em contrapartida, a participação do crédito é também aproximadamente 10

pontos percentuais menor nos movimentos da inflação quando comparados aos do PIB.

Conseqüentemente, pode-se concluir que enquanto o crédito é mais poderoso para alterar o

nível de atividade, o câmbio é mais poderoso para influenciar a inflação. Custo de capital e

riqueza têm participações similares quando afetam atividade ou preços.

Do primeiro ao décimo segundo trimestre é possível perceber uma relativa

estabilidade na participação dos diferentes canais de transmissão da política monetária para o

produto, com uma queda significativa somente da participação do efeito da riqueza. Essa

queda, por sua vez, gerou um aumento diluído uniformemente nos outros mecanismos.

Impacto no produto

Crédito Custo de

capital Riqueza Câmbio

Primeiro trimestre (1Q) 68,89% 5,76% 15,67% 9,68%

Primeiro ano (1Q ao 4Q) 76,41% 5,48% 11,29% 6,82%

Dois primeiros anos (1Q ao 8Q) 81,58% 5,64% 7,38% 5,41%

Três primeiros anos (1Q ao 12Q) 76,62% 6,69% 10,71% 5,98%

Final do terceiro ano (12Q) 73,14% 6,50% 9,50% 10,87%

Tabela 01 – Decomposição do impacto da política monetária no produto.

Da mesma forma que na análise do produto, entre o primeiro e o décimo segundo

trimestres a participação dos diferentes mecanismos de transmissão da política monetária para

a inflação se manteve razoavelmente constante. A despeito de algumas distorções nas médias

de dois e três anos, que serão explicadas adiante, neste caso também se observa uma forte

estabilidade na participação de cada um dos mecanismos de transmissão da política

monetária.

Impacto na inflação

Crédito Custo de

capital Riqueza Câmbio

Segundo trimestre (2Q) 62,64% 5,22% 14,25% 17,89%

Primeiro ano (1Q ao 4Q) 61,46% 4,66% 11,88% 22,01%

Dois primeiros anos (1Q ao 8Q) 78,42% 5,63% 7,68% 8,28%

Três primeiros anos (1Q ao 12Q) 91,11% 5,64% 3,02% 0,22%

Final do terceiro ano (12Q) 60,97% 5,35% 12,65% 21,03%

Tabela 02 – Decomposição do impacto da política monetária na inflação.

38

Os dados das tabelas 01 e 02 mostram uma elevada participação do crédito como

mecanismo de política, tanto no curto como no longo prazo. No primeiro trimestre, ele

responde por aproximadamente 68,89% dos movimentos do produto e 62,64% da inflação. O

câmbio, por sua vez, mostra um papel muito mais ativo na inflação do que no produto

(22,01% de participação na inflação dos primeiros oito trimestres contra 6,82% na atividade).

O efeito riqueza, reduzindo o consumo privado, também é importante no primeiro trimestre

(15,67% no produto e 14,25% na inflação), perdendo espaço posteriormente. O custo de

capital, apesar de representar só 5,76% do choque no produto no primeiro trimestre, eleva

gradualmente sua participação ao longo do tempo.

Esse resultado contrasta com aquele obtido por Minella e Souza-Sobrinho (2009), que

encontraram uma participação mais robusta para o câmbio na atividade (14,10% no primeiro

trimestre, evoluindo para até quase 41,90% em doze trimestres, tanto para inflação como para

produto, antes da modelagem do canal de expectativas). O modelo para o crédito adotado

naquele trabalho desconsidera o papel dos volumes de empréstimo (podendo subestimar a

importância do crédito para a atividade), assim como do impacto do câmbio em preços e

quantidades de empréstimo. Omitir o volume de crédito pode superestimar o impacto do

câmbio nos modelos econômicos (já que parte do que é afetado pelo volume de empréstimos

será contabilizado no impacto cambial), assim como omitir a relação entre o câmbio e o

crédito (tanto em preços como quantidades) pode enviesar a influência da política monetária

no crédito, e, conseqüentemente, na atividade. A relação entre o câmbio e o empréstimo já

havia sido identificada em Carneiro, Salles e Wu (2006), consistentemente com os resultados

aqui obtidos.

A análise dos impactos médios pode conter viés. Nos gráficos das figuras 06 e 07 é

possível perceber que, ao choque inicial, é seguido um período de ajustamento, em que os

movimentos recessivos são parcialmente revertidos. Ou seja, o modelo apresenta um

overshooting para o impacto dos juros na atividade e nos preços. Durante esse processo de

amenização do choque inicial, alguns canais de transmissão podem levar atividade e preços

para direções opostas, distorcendo os resultados médios. Isso acontece porque alguns modelos

são mais sensíveis à variação da taxa básica (como o câmbio) do que à velocidade dessa

variação (como o consumo e o investimento, cujos crescimentos dependem também da

aceleração do crédito, e não só da sua velocidade). Como pode haver um aumento da taxa

básica com redução da velocidade de ajuste, diferentes canais de transmissão da política

monetária podem responder de forma diferente aos desdobramentos do choque inicial:

enquanto um expande a atividade, o outro a contrai.

39

Figura 06 – Decomposição do impacto trimestral dos juros no produto.

Mantendo a análise anterior, o crédito é a variável mais importante para explicar

movimentos da política monetária no produto. Por outro lado, a figura 07 permite observar

que, do sétimo ao décimo trimestre após o choque, apesar de crédito, custo de capital e

riqueza pressionarem por um aumento de preços, em consonância com a diminuição da

velocidade dos movimentos da regra de Taylor, o câmbio permanece tentando reduzir a

inflação (e, portanto, com uma contribuição negativa no todo). Como discutido, isso ocorre

porque o câmbio responde a aumentos de juros, enquanto crédito, riqueza e custo de capital

respondem também a acelerações ou desacelerações do processo de ajuste da taxa básica.

Vale notar que esse fenômeno em que diferentes canais de transmissão da política monetária

afetam atividade e preços em sentidos diferentes vem acompanhado de uma clara redução da

velocidade de alta dos juros (quando ele aconteceu o câmbio se movimentou menos, como é

possível ver na figura 07). Assim, a média da contribuição do câmbio na inflação diante de

um choque de política, durante os 12 primeiros trimestres, tenderá a subestimar sua real

participação, devido à existência de valores negativos pontuais.

-1,50%

-1,00%

-0,50%

0,00%

0,50%

1,00%

1,50%

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Decomposição trimestral do choque no produto

Câmbio

Riqueza

Custo de Capital

Crédito

40

Figura 07 – Decomposição do impacto trimestral dos juros na inflação.

4.2 PTF e a Taxa de Juros de Equilíbrio

Excetuando-se os momentos em que diferentes canais de transmissão da política

monetária impactam atividade e produto com sinais opostos, variações na taxa de crescimento

da PTF (considerada 0,50% ao ano nas simulações) não representam mudança significativa na

relativa participação dos mecanismos. Por outro lado, ela impacta na taxa de juros capaz de

manter a atividade equilibrada, ou seja, na taxa de juros natural da economia, como mostra a

tabela 03.

Crescimento Anual da PTF

Taxa de Juros Real de Equilíbrio (ao ano)

0,50% 8,75% 0,70% 7,75% 0,90% 7,00% 1,10% 6,00% 1,30% 5,25% 1,50% 4,50% 1,70% 3,60% 1,90% 2,70% 2,10% 1,60%

Tabela 03 – Relação entre a produtividade total dos fatores e a taxa real de juros de

equilíbrio.

Quanto maior a taxa de crescimento da PTF, maior a taxa de crescimento da oferta

agregada. Sendo assim, é necessária uma taxa de juros menor para que a demanda agregada a

-0,80%

-0,60%

-0,40%

-0,20%

0,00%

0,20%

0,40%

0,60%

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Decomposição trimestral do choque na inflação

Câmbio

Riqueza

Custo de Capital

Crédito

41

acompanhe, de forma que o nível de atividade não fique muito aquém do desejado. Como a

atividade foi incorporada na regra de Taylor, diante de um aumento da produtividade total dos

fatores, o Banco Central deve diminuir a taxa básica de juros (já que esse aumento tende a

aumentar a capacidade de produção disponível, e, portanto, diminuir o nível de utilização dos

fatores), de forma a estabilizar a capacidade utilizada das empresas.

Pode-se perceber uma relação direta (e aproximadamente linear) entre essas duas

variáveis. Aproximadamente, um aumento de um ponto percentual na taxa de crescimento da

PTF é acompanhado de uma redução de 4,30 pontos percentuais na taxa de juros real de

equilíbrio. Evidentemente, como as estimativas são todas baseadas no passado, os parâmetros

dos modelos podem sofrer alteração diante de choques de um ponto percentual na taxa de

crescimento da produtividade, de forma que a taxa de juros de equilíbrio associada a um

crescimento da produtividade de 2,10% pode ainda ser significativamente diferente de 1,60%.

Esta observação está alinhada com a literatura sobre crescimento econômico. De fato,

Klenow e Rodríguez-Claire (1997) e Hall e Jones (1999) já mostraram que a maior parte do

crescimento econômico mundial ocorre devido a aumento da produtividade total dos fatores, e

não à acumulação de capital. Nesse sentido, portanto, o uso das taxas de juros para coordenar

a demanda agregada de forma a compatibilizá-la com o crescimento da oferta está diretamente

vinculado ao crescimento da produtividade. Da mesma forma, havendo alterações nos

parâmetros estimados, como aumento da elasticidade das importações em relação à renda ou

choques estruturais no setor externo, a taxa de juros também deverá se ajustar,

permanentemente.

Essa relação está condicionada ao equilíbrio entre a oferta e a demanda agregadas. Em

situações de depressão da demanda agregada em relação à oferta, a relação entre a taxa de

juros de equilíbrio e a produtividade se enfraquece. Nessa situação, mesmo diante de ausência

de crescimento da produtividade, deve-se reduzir a taxa nominal de juros para que os

mercados se equilibrem novamente.

4.3 Bancos Públicos e Política Monetária

Para cada ponto percentual aumentado na taxa Selic, a média de novas concessões de

recursos cai aproximadamente R$ 6,40 bilhões de reais por mês durante o primeiro ano e R$

5,63 bilhões por mês durante os primeiros cinco anos (diminuindo as novas concessões, ao

longo de cinco anos, em aproximadamente R$ 337 bilhões de reais). Portanto, o

fortalecimento dos bancos públicos pode atuar como um forte substituto para a política

42

monetária do Banco Central. Uma expansão exógena de crédito da ordem de R$ 76 bilhões de

reais durante um ano, por exemplo, equivale à redução da taxa básica em um ponto percentual

nesse período.

Figura 08 – Variação dos saldos de operações de crédito totais do sistema financeiro,

divididos em bancos públicos e privados (em milhões de reais).

Fonte: Banco Central do Brasil

E de R$ 73 bilhões de reais foi o valor da expansão da carteira de crédito realizada

pelo Banco do Brasil durante o ano de 2009 (BANCO DO BRASIL, 2010). Foram R$ 28,4

bilhões de expansão em 2007, R$ 60,3 bilhões em 2008 e R$ 73,87 bilhões em 2009

(BANCO DO BRASIL, 2010). De fato, de acordo com dados do Banco Central (conforme

mostra a figura 08), em 2009, a expansão das operações de crédito totais do setor público

ficou em R$ 142 bilhões, ao passo em que aquela do setor privado foi de somente R$ 44

bilhões (contra R$ 165 bilhões em 2008). De 2005 a 2008, o saldo de empréstimos do setor

privado aumentou R$ 476 bilhões, ao passo em que o do setor público R$ 253 bilhões

(aproximadamente 53% do movimento privado). Caso essa tendência (de que as novas

concessões públicas equivalem a 53% das privadas) fosse mantida, como houve expansão de

R$ 44 bilhões nos saldos de operações de crédito do setor privado em 2009, haveria uma

expansão de crédito no setor público de somente R$ 23 bilhões. Porém, a observada foi de R$

142 bilhões. Sendo assim, R$ 119 bilhões foram injetados exogenamente na economia

durante 2009, o que teria sido alcançado com uma redução na taxa básica de juros da

economia de 1,55 pontos percentuais em relação àquela que prevaleceu em 2009. Porém, a

-10.000

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0

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10

Variação dos Saldos de Operações de Crédito

Público

Privado

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redução de 1,55 pontos percentuais na taxa básica acionaria outros mecanismos da política

monetária além do crédito, e, portanto, teria impactos aumentados em relação a essa expansão

dos empréstimos. Controlando para os outros efeitos, segundo o modelo, esse avanço dos

bancos públicos elevou o crescimento do PIB em aproximadamente 1,18 pontos percentuais e

uma expansão da inflação em 0,73 pontos percentuais ao ano.

De acordo com a Circular 3.360 (12 set. 2007), para cada real emprestado os bancos

devem manter, pelo menos, onze centavos em seu patrimônio líquido. Com a capitalização de

aproximadamente R$ 9,76 bilhões que o Banco do Brasil fez em maio de 2010 (BANCO DO

BRASIL, 2010), portanto, ele alavancou sua capacidade de empréstimo em aproximadamente

R$ 88,73 bilhões. Na Caixa Econômica Federal e no BNDES (Banco Nacional de

Desenvolvimento Econômico e Social), de acordo com o decreto não numerado de 26 de

agosto de 2010, a capitalização foi de aproximadamente R$ 2,38 bilhões para a Caixa e R$

4,50 bilhões para o BNDES. Sendo assim, só em 2010, os bancos públicos aumentaram sua

capacidade de empréstimo em aproximadamente R$ 151,27 bilhões, o que teria sido obtido

com uma queda na taxa básica em dois pontos percentuais. Porém, uma queda de dois pontos

na taxa básica influenciaria também os outros mecanismos de transmissão da política

monetária, e, portanto, surtiria efeitos maiores do que essa expansão do volume de crédito.

Para obter os mesmos resultados em produto e preços, o movimento corresponde a

aproximadamente uma redução em 1,50 pontos percentuais na taxa básica. Ou seja, esse

movimento sozinho pode, num horizonte de doze meses, gerar um aumento 1,50 pontos

percentuais na taxa de crescimento do PIB e 0,93 pontos percentuais de aumento no IPCA.

É possível perceber como a capacidade da autoridade monetária em usar a taxa de

juros para controlar preços e atividade pode facilmente ser comprometida diante de expansões

vigorosas na capacidade de empréstimo dos bancos públicos.

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5 Conclusão

Grande parte da transmissão da política monetária no Brasil se dá pelo canal creditício.

Somando-se a isso, com a recente e acelerada disseminação de crédito na economia brasileira

(BANCO CENTRAL, 2010), expandindo o nível de endividamento das famílias e os volumes

negociados, é de se esperar que haja uma mudança estrutural na dinâmica da política

monetária. Uma maior penetração do crédito deve significar uma maior penetração da política

monetária, e, como conseqüência, uma maior sensibilidade da economia a mudanças na taxa

de juros.

Por outro lado, a penetração do crédito associada à existência de bancos públicos

relevantes pode significar também um movimento de substituição da política monetária (do

Banco Central) por política de crédito promovida pelo setor fiscal. Bancos controlados pelo

governo podem forjar os canais de transmissão da política monetária e realizar,

artificialmente, a expansão dos agregados monetários, impactando inflação e produto. Essa

atitude poderia dificultar o trabalho do Banco Central para conter pressões inflacionárias,

quando a economia estiver aquecida, ou reforçar movimentos anticíclicos, no caso oposto.

Além disso, percebe-se uma relação estreita entre o comportamento das taxas de juros

reais de equilíbrio e o crescimento da produtividade total dos fatores. Portanto, para reduzir as

taxas de juro reais no Brasil é necessário investir no crescimento da produtividade do país,

melhorando as alocações de recursos, investindo em capital humano e tecnologias que

auxiliem o processo de obter mais produto com os mesmos insumos.

Possíveis extensões deste trabalho poderiam aprimorar as modelagens referentes ao

setor externo, considerando os efeitos do balanço de pagamentos no câmbio e no risco. Além

disso, pode ser introduzida uma modelagem de expectativas, como em Minella e Souza-

Sobrinho (2009). Outra melhora importante poderia ser feita na estruturação dos modelos de

crédito. No estudo da sua oferta, poderiam ser incluídos mecanismos adicionais de política

monetária e fiscal (como alíquotas de compulsório e impostos), restrições de recursos

(modelando também os volumes de captação de recursos pelos bancos e o impacto do nível de

depósitos no volume de empréstimos), dinâmica de saldos e custos de transação. No estudo da

sua demanda, poderia ser melhorada a especificação da demanda por crédito das pessoas

físicas (com mais variáveis capazes de influenciar seu comportamento), ser separado o

volume de crédito rotativo e não-rotativo e ser modelada a amortização dos pagamentos como

função dos prazos dos empréstimos. De uma forma geral, os modelos poderiam ser adaptados

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para casos dinâmicos de diversos períodos, o que talvez permitisse uma compreensão ainda

maior da estrutura de funcionamento do sistema.

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Referências

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Apêndice I – A estrutura gráfica do modelo de transmissão da política monetária para a demanda e oferta agregadas

o papel do crédito na transmissão da política monetária para inflação e crescimento no brasil

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